Document Type : Original Article
Authors
1 Assistant Professor of Accounting, East Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran.
2 Master of Accounting, East Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran.
Abstract
Keywords
Main Subjects
پاسخگویی که خواستگاه آن احترام به حقوق انسان است، در سطوح مختلف ملی و بنگاه‌های تجاری مطرح است. مدیران در مقابل سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سایر اشخاص ذی‌نفع موظف‌اند ازطریق ارائه اطلاعات به‌موقع، شفاف و قابل اعتماد، آنان را در جریان نحوة به‌کارگیری منابع اقتصادی و نتایج عملیات واحد تجاری قرار دهند و امکان تصمیم‌گیری و قضاوت منطقی را برای آنان فراهم کنند [5]. به‌موقع بودن، اهمیت حیاتی برای بازارهای سرمایه دارد و یکی از اجزای اصلی بازار سرمایة کارا محسوب می‌شود. انتشار به‌موقع اطلاعات باعث کاهش عدم تقارن اطلاعات، مبادلات نهانی، شایعه‌ها و درز اطلاعات در بازار می‌شود و به ارزشیابی و قیمت‌گذاری اوراق بهادار، جذب سرمایه و حفظ اعتماد سرمایه‌گذاران در بازارهای سرمایه کمک می‌کند. در مقابل، دسترسی‌نداشتن به اطلاعات دقیق و به‌موقع باعث ناکارایی بازار، افزایش ابهام در تصمیم‌گیری و کاهش مربوط‌بودن گزارش‌های مالی و محتوای اطلاعاتی آنها می‌شود [35].
صورت‌های مالی حسابرسی‌شده، یکی از منابع اطلاعاتی برون‌سازمانی اتکاپذیر محسوب می‌شود که شرکت‌ها ملزم به ارائه آن برای استفاده‌کنندگان‌اند. همچنین، به موقع بودن گزارشگری مالی، یکی از عناصر اساسی مفهوم افشا است که ارزش این گزارش‌ها را افزایش می‌دهد. صرف‌نظر از اینکه آیا کسی به موقع بودن را به‌عنوان هدف حسابداری یا یکی از ویژگی‌های مفیدبودن اطلاعات حسابداری برمی‌گزیند یا خیر، واضح است هم مقررات افشا و هم بخش وسیعی از ادبیات حسابداری این قضیه را پذیرفته است که به موقع بودن یک شرط ضروری برای متقاعدشدن در رابطه با مفیدبودن صورت‌های مالی است [30]. علاوه بر این، به موقع بودن گزارش‌های مالی، یکی از مهم‌ترین ارکان کیفیت ارائه اطلاعات مالی شرکت‌ها است؛ زیرا بهنگام‌بودن اطلاعات است که می‌تواند به استفادة بهتر و مفیدتر استفاده‌کنندگان اطلاعاتی منجر شود؛ درنتیجه، تهیه‌کنندگان گزارش‌های مالی باید توجه ویژه‌ای به سرعت گزارشگری، به معنای میزان تأخیر زمانی در ارائه گزارش‌های مالی شرکت‌ها داشته باشد. افزایش سرعت گزارشگری به‌دلیل استفادة به‌موقع‌تر اطلاعات در اتخاذ تصمیم‌های اقتصادی سرمایه‌گذاران به شفافیت بیشتر اطلاعات مالی شرکت‌ها و به تبع آن، شفافیت بالاتر بازار سرمایه منجر می‌شود که این موضوع تأثیر بسزایی بر جذابیت بازارهای مالی و سرمایه می‌تواند داشته باشد [24]. با توجه به مطالب مطرح‌شده، انتشار به‌موقع اطلاعات مالی برای افراد برون‌سازمانی و بخصوص سرمایه‌گذاران جزء، اهمیت خاصی دارد؛ بنابراین، ارائه به‌موقع اطلاعات راهی برای کاهش عدم تقارن اطلاعات و کاهش پخش شایعات دربارة سلامت و عملکرد مالی شرکت است. پژوهش‌های انجام‌شده در گذشته، تأثیر عواملی نظیر سطح نظارت داخلی [8]، سطح نظارت خارجی [12]، اخبار مثبت و منفی [9]، پیچیدگی حسابداری شرکت بررسی‌شده [3]، عملکرد شرکت [11]، درماندگی مالی [10] و همچنین کیفیت گزارشگری مالی [2] بر فرایند ارائه اطلاعات را بررسی کرده‌اند که در پژوهش‌های داخلی نیز شایان توجه قرار گرفته است. تاکنون توجه خاصی به موضوع به موقع بودن گزارشگری مالی و عوامل مؤثر بر آن از دیدگاه استراتژی‌های مختلف شرکت، هزینه‌های سیاسی و قدرت مدیریت نشده است. خلأ موجود در پژوهش‌های داخلی بحث مربوط به مسائل روز اقتصاد کشور است که درگیر مسائلی نظیر نداشتن استراتژی‌های اقتصادی مناسب شرکت‌ها به‌دلیل ماهیت پیچیدة تحریم‌ها و همچنین اثر عوامل سیاسی موجود در اقتصاد کشور و بحث قدرت مدیریت داخلی شرکت‌ها در شرایط بحران اقتصادی (با توجه به توانایی‌ها و بحث وجود لابیگری‌ها در تداوم انتخاب مدیران) است که به مسئله اساسی مدیریت اقتصاد کشور تبدیل شده است. این عوامل مسلماً بر کیفیت ارائه اطلاعات مالی از دید به‌موقع بودن و اتکاپذیربودن تأثیرگذار است. با توجه به خلأ موجود مسئله اساسی این پژوهش، بررسی تأثیر استراتژهای متفاوت شرکت، هزینه‌های سیاسی و قدرت مدیریت بر به موقع بودن گزارشگری مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شدة بورس اوراق بهادار تهران است.
پیشینۀ پژوهش
پیشینۀ نظری
بهنگام‌بودن اطلاعات، ویژگی بااهمیتی برای مربوط‌بودن اطلاعات است [33]. اطلاعاتی که شرکت‌ها در بازار سرمایه، در دوره‌های زمانی مشخص‌شده منتشر می‌کنند، مهم‌ترین عامل مؤثر بر تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران است؛ اما با توجه به اینکه این اطلاعات در صورتی مؤثرند که در زمان مناسب گزارش شوند، به زمان گزارش آنها توجه بسیاری شده است. زمان ارائۀ اطلاعات یک رابطة دو طرفه از مقررات و ضوابط انتشار اطلاعات از بازار سرمایه و استراتژی‌های شرکت است [23]. تأثیر سطح رقابت و استراتژی رقابتی شرکت در این رابطه، یکی از این استراتژی‌هاست که در پژوهش‌های گذشته نادیده گرفته شده است. به‌صورت کلی این استدلال وجود دارد که محیط رقابتی، محیطی پویا و دائم درحال تحول است و شرکت‌هایی در این شرایط پیروز خواهند بود که با سرعت بیشتری شرایط خود را با این ویژگی‌ها مطابقت دهند؛ درنتیجه، در ارتباط با تأثیر استراتژی رقابتی چند استدلال قوی وجود دارد. استدلال اول بیان می‌کند با توجه به محیط پویا، شرکت‌های موجود در صنایع با سطح رقابتی بالاتر، برای بقا مجبور به تأمین مالی سریع و اخذ تصمیمات استراتژیک‌اند؛ بنابراین، برای جذب سرمایه ازطریق اوراق بدهی یا اوراق مالکانه و حتی اخذ وام از سیستم بانکی به سرعت بیشتری برای گزارشگری مالی و ارائه اطلاعات به‌موقع به بازار نیازمندند. درحقیقت، باید به دنبال کاهش تأخیر در گزارشگری مالی برای تأمین مالی بهنگام و اخذ تصمیمات استراتژیک به‌موقع باشند؛ حتی این استدلال وجود دارد که شرکت‌های موجود در محیط رقابتی به‌منظور ایجاد اطمینان در بازار برای تأمین مالی با هزینة کمتر و تسریع در انجام تأمین مالی، به ایجاد اطمینان بازار به فعالیت‌های شرکت نیازمند باشند که مطمئناً ارائه اطلاعات با کمترین سطح تأخیر می‌تواند یکی از راه‌های کسب اطمینان بازار باشد. همچنین، این استدلال وجود دارد که سطح رقابت بیشتر، افزایش سطح نظارت و کنترل را سبب می‌شود [32]؛ درنتیجه، نظارت موثر به افزایش کیفیت اطلاعات مالی و انتشار به‌موقع صورت‌های مالی منجر خواهد شد؛ زیرا سطح نظارت مناسب، به بهبود ارزیابی مدیران از فعالیت‌ها، ریسک کمتر و ارائه به‌موقع صورت‌های مالی منجر می‌شود [23]. با توجه به این استدلال‌ها فرضیة اول پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:
فرضیة اول: استراتژی رقابتی تأثیر مثبت معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
در ارتباط با تأثیر استراتژی سرمایه‌گذاری بر به موقع بودن گزارشگری مالی نیز دو فرضیة رقیب وجود دارد. استدلال اول ادعا می‌کند به‌دلیل اینکه این اطلاعات می‌تواند محرمانه تلقی شود و رقبا از این اطلاعات سوءاستفاده کنند و فرصت سودآور شرکت توسط رقبا با ریسک مواجه شود، این انتظار وجود دارد که سبب تأخیر بیشتری بر گزارشگری مالی شرکت شود. استدلال دوم بیان می‌کند به‌دلیل ارائه پاسخگویی به تأمین‌کنندگان منابع برای تأمین مالی آتی با کمترین هزینه (کاهش هزینة سرمایة آتی)، این امکان وجود دارد که شرکت‌ها این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار عرضه کنند تا بتوانند مقبولیت بیشتری را در بازار سرمایه برای شرکت به دست آورند. اگر این سرمایه‌گذاری‌ها در طرح‌هایی انجام شود که بهتر بتواند مسئولیت اجتماعی شرکت در قبال جامعه را فراهم کند و سبب بهبود زیرساخت‌های کشور و حتی ارتقای شاخص‌های اقتصادی نظیر بیکاری شود، این امکان وجود دارد که شرکت به‌منظور استفادة تبلیغاتی، این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار مخابره کند [20]؛ بنابراین، فرضیة دوم پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:
فرضیة دوم: استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت تأثیر منفی معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
علاوه بر این، در ارتباط با تأثیر استراتژی تأمین مالی بر به موقع بودن گزارشگری مالی، دو استدلال وجود دارد که استراتژی تأمین مالی سبب افزایش به‌موقع بودن گزارشگری مالی شود. استدلال اول ادعا می‌کند اگر تأمین مالی ازطریق ایجاد بدهی انجام شود، به‌دلیل اهمیت نظارت بیرونی اعتباردهندگان بر فعالیت‌های شرکت سبب بهبود سطح نظارت و در پی آن منجر به افزایش کیفیت اطلاعات مالی و انتشار به‌موقع صورت‌های مالی خواهد شد. علاوه بر این، شرکت‌ها به‌دلیل ارائه پاسخگویی به تأمین‌کنندگان منابع برای تأمین مالی آتی با کمترین هزینه (کاهش هزینة سرمایة آتی)، این امکان وجود دارد که شرکت‌ها این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار عرضه کنند تا بتوانند مقبولیت بیشتری را در بازار سرمایه برای شرکت به دست آورند [25]؛ بنابراین، فرضیة سوم پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:
فرضیة سوم: استراتژی تأمین مالی شرکت تأثیر مثبت معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
همچنین، از عوامل مهم و اثرگذار دیگر بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات گذشته و آینده است. به‌طور کلی این استدلال وجود دارد که اگر اطلاعات حاوی اخبار مثبت باشد، سبب گزارشگری به‌موقع‌تر و اگر حاوی اخبار منفی باشد، سبب تأخیر در گزارشگری مالی خواهد شد [25]. براساس این، برای نخستین‌بار بیور [18] اشاره کرده است اخبار منفی، به دلایلی مانند وجود یک سیستم حسابداری محافظه‌کارانه یا افزایش مالیات پرداختی، با تأخیر بیشتری نسبت به اخبار مثبت منتشر می‌شوند؛ درنتیجه، فرضیة چهارم تا ششم پژوهش به شرح زیر تدوین شده‌اند:
فرضیة چهارم: نوسانات فروش تاریخی تأثیر معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارند.
فرضیة پنجم: نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام تأثیر معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
فرضیة ششم: درصد رشد تولید ناخالص داخلی تأثیر معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
همچنین، در ارتباط با تأثیر هزینه‌های سیاسی بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی این استدلال وجود دارد که شرکت‌های با هزینة سیاسی بالاتر معمولاً اندازة بزرگ‌تری دارند و جزء شرکت‌های خیلی بزرگ محسوب می‌شوند. بنابراین، دو فرضیة رقیب وجود دارد: استدلال اول ادعا می‌کند این شرکت‌ها به‌دلیل حجم زیاد رویدادها و پیچیدگی‌های مالی بیش از حد، معمولاً گزارشگری مالی را با تأخیر بیشتری ارائه خواهند داد. استدلال دوم بیان می‌کند همبستگی منفی بین تأخیر در انتشار صورت‌های حسابرسی‌شده و هزینه‌های سیاسی بیشتر به‌دلیل اندازة بزرگ‌تر شرکت وجود دارند؛ زیرا، احتمالاً شرکت‌های بزرگ‌تر به‌دلیل کنترل‌های داخلی قوی و توانایی حسابرسان برای تکمیل کار حسابرسی در زمان مناسب گزارش‌های مالی را ارئه داده‌اند و تأخیر کمتری در گزارشگری مالی خود دارند. علاوه بر اندازه، پرداخت مالیات می‌تواند یکی دیگر از معیارهای هزینة سیاسی باشد که به شرکت‌ها تحمیل می‌شود. در ارتباط با تأثیر این متغیر بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی این استدلال وجود دارد که استراتژی‌های پرداخت مالیات همراه با پنهان‌کردن حقایق است (بحث اجتناب مالیاتی) که این عمل با هدف کاهش میزان مالیات، ازطریق پنهان‌کردن حقایق صورت می‌گیرد؛ درنتیجه، اثر معکوسی بر محیط اطلاعاتی شرکت دارد و به مدیران اجازه می‌دهد منافع را از شرکت خارج کنند که این موضوع می‌تواند ابهام شرکت را افزایش دهد. همچنین، سیاست‌های افشا بر میزان شفافیت شرکت تأثیر می‌گذارند. رویه‌های جسورانة مالیاتی سبب پنهان‌کردن حقایق و افزایش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران شرکت و سرمایه‌گذاران خارجی ازطریق محدودکردن افشا می‌شوند؛ درنتیجه، با توجه به مطالب بیان‌شده استدلال می‌شود انتخاب سیاست‌های مالیاتی، به‌عنوان هزینة سیاسی تحمیل‌شده به شرکت، بر سیاست‌های افشا برای افزایش ابهام و ایجاد تأخیر بیشتر در گزارشگری مالی تأثیرگذار است [34]. وجود ناپایداری‌های سیاسی نیز افزایش ریسک سیستماتیک در اقتصاد را سبب می‌شود که تحمیل بیشتر هزینه‌های سیاسی بر شرکت و ایجاد ابهام اقتصادی بیشتر را موجب خواهد شد. در ارتباط با تأثیر این متغیر بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی استدلال می‌شود هرچه ریسک سیستماتیک در اقتصاد بیشتر باشد، به‌دلیل ایجاد ابهام بیشتر شرکت‌ها، زمان بیشتری را صبر می‌کنند تا بتوانند از ابهام بیشتر صورت‌های مالی خود به‌دلیل ابهام اقتصادی در کل اقتصاد بکاهند که تأخیر بیشتر در گزارشگری مالی را سبب می‌شود [16]؛ درنتیجه، فرضیة هفتم تا نهم پژوهش به شرح زیر تدوین شده‌اند:
فرضیة هفتم: ریسک سیستماتیک شرکت تأثیر منفی معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
فرضیة هشتم: نسبت هزینة مالیات به فروش تأثیر منفی معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
فرضیة نهم: اندازة شرکت تأثیر مثبت معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
همچنین، پژوهش حاضر تأثیر قدرت مدیریت بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی را بررسی می‌کند که برای اندازه‌گیری آن از دو شاخص توانایی و تداوم انتخاب مدیریت استفاده شده است. به‌صورت کلی، در ارتباط با تأثیر این متغیرها بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دو استدلال رقیب وجود دارد. استدلال اول ادعا می‌کند در صورتی که مدیر توانمند و صاحب قدرت، این توانایی و قدرت خود را در جهت حداکثرسازی ارزش شرکت به کار ببرد، به‌دلیل ایجاد شفافیت، کاهش هزینة سرمایه، کاهش ابهام و ریسک و به همراه آن افزایش ارزش شرکت در بلندمدت گزارشگری مالی را به‌موقع‌تر ارائه می‌کند و تأخیر در گزارشگری مالی را کاهش می‌دهد. درحالی‌که استدلال رقیب بیان می‌کند در صورتی که مدیر توانمند و صاحب قدرت، این توانایی و قدرت خود را در جهت حداکثرسازی منافع شخصی خود به کار ببرد، به‌دلیل ایجاد ابهام و کاهش پیگیری فعالیت‌های خود از جانب استفاده‌کنندگان به دنبال ارائه صورت‌های مالی با تأخیر بیشتری خواهد بود [15]؛ بنابراین، فرضیة دهم و یازدهم پژوهش به شرح زیر تدوین شده‌اند:
فرضیة دهم: توانایی مدیریت تأثیر مثبت معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
فرضیة یازدهم: تداوم انتخاب مدیریت تأثیر منفی معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
پیشینۀ تجربی
ابرنتی و همکاران [15]، تأثیر توانایی مدیریت بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی را بررسی کرده‌اند. این پژوهش در کشور آمریکا انجام شد. نتایج پژوهش نشان دادند توانایی مدیریتی بالاتر با پردازش سریع‌تر، کاهش زمان اعلام سود و کوتاه‌ترشدن دورة حسابرسی مرتبط است؛ درنتیجه، نتایج نشان می‌دهند توانایی مدیریتی تأثیر مثبت معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد. همچنین، قافران و یاسمین [31] تأثیر کمیتة حسابرسی بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی را بررسی کرده‌اند. نتایج پژوهش آنان نشان دادند کمیتة حسابرسی تأثیر منفی معناداری بر تأخیر گزارش حسابرسی دارد. به‌طور کلی، آنها نشان دادند عملکرد مناسب کمیتة حسابرسی، بهبود به‌موقع بودن گزارشگری مالی را سبب می‌شود.
بنتلی و همکاران [20] تأثیر استراتژی شرکت و کنترل داخلی بر به‌موقع بودن گزارش حسابرسی را بررسی کرده‌اند. آنها با استفاده از داده‌های پانل، 315 شرکت آمریکایی را در طول سال‌های 2014-1998 بررسی کرده‌اند. نتایج پژوهش آنان نشان دادند استراتژی‌های متفاوت شرکت می‌تواند بر مقدار نظارت‌ها در گزارشگری مالی تأثیرگذار باشد و این نظارت با اثر بر سیستم کنترل داخلی شرکت می‌تواند بر زمان انجام حسابرسی و در پی آن بر به‌موقع بودن گزارش حسابرسی اثرگذار باشد.
آل طاها [16] تأثیر مشخصه‌های شرکت (اندازه، سابقه و اهرم) بر گزارشگری مالی به‌موقع در بورس اردن را بررسی کرد. در این راستا، اطلاعات 560 شرکت در بازة زمانی 2005 تا 2014 بررسی شده بود. نتایج پژوهش او نشان دادند تأثیر معناداری بین این مشخصه‌ها و به‌موقع بودن گزارشگری مالی وجود دارد.
لیم و همکاران [28] در پژوهشی، اثر راهبری شرکتی بر به‌موقع بودن سود را بررسی کرده‌اند. نمونة آنان شامل 1276 شرکت پذیرفته‌شده در بورس مالزی بوده است. نتایج پژوهش آنان نشان می‌دهند شرکت‌ها با مالکان دولتی، به‌عنوان سهامدار اکثریت، سرعت افشای بالاتری دارند. در مقابل، شرکت‌ها با مالکان خانوادگی و خارجی به‌عنوان سهامدار اکثریت گزارشگری با تأخیر بیشتری دارند.
پورعلی و همکاران [30] عوامل اثرگذار بر تأخیر حسابرسی را بررسی کرده‌اند. در این راستا، 1397 گزارش مالی که شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازة زمانی 2004 تا 2010 صادر کرده بودند، به‌عنوان نمونة آماری در نظر گرفته شد. نتایج پژوهش نشان دادند بین اندازة شرکت، سود هر سهم، صنعت شرکت، اینکه شرکت اقلام استثنایی داشته است یا خیر و اظهارنظر حسابرسی با تأخیر حسابرسی رابطة معناداری وجود دارد.
چو و هاو [21] تأثیر رقابت در بازار محصول بر به موقع بودن و کیفیت گزارشگری مالی را بررسی کرده‌اند. نمونة بررسی‌شدة پژوهش آنان شامل 75220 سال - شرکت بین سال‌های 2009-1990 بوده است. روش پژوهش ازنظر هدف، کاربردی و از نوع همبستگی و برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از روش رگرسیون استفاده شده است. نتایج پژوهش آنان نشان دادند در شرایط رقابت کمتر، افشاهای بیشتر و با تأخیر بیشتری به بازار ارائه می‌شوند؛ اما در زمان رقابت بیشتر، افشاهای اندک با سرعت بیشتری به بازار ارائه خواهند شد.
جبارزاده و رادی [7] تأثیر توانایی مدیریت بر شفافیت شرکتی را با تأکید بر اثر تعدیلگری ضعف کنترل‌های داخلی بررسی کرده‌اند. دورة زمانی پژوهش آنان شامل سال‌های 1387 تا 1395 بوده است و برای اندازه‌گیری شفافیت شرکتی از چهار شاخص عدم تقارن اطلاعاتی، نبود اطمینان اطلاعاتی، به‌موقع بودن و اتکاپذیربودن اطلاعات و برای اندازه‌گیری متغیر توانایی مدیریت از مدل دمریجان و همکاران (2012) استفاده شد. نتایج پژوهش نشان دادند توانایی مدیریت، کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و نبود اطمینان اطلاعاتی را سبب شده است و افزایش امتیاز افشای به‌موقع و ارتقای قابلیت اتکا را موجب می‌شود. نتایج دیگر پژوهش نشان دادند ضعف کنترل‌های داخلی بر رابطة بین توانایی مدیریت و شاخص‌های استفاده‌شده برای اندازه‌گیری شفافیت شرکتی تأثیر معناداری دارد.
لاری و همکاران [13] در پژوهشی تأثیر ویژگی‌های کمیتة حسابرسی بر تأخیر در گزارشگری مالی را بررسی کردند. آنان با بررسی 201 شرکت در دورة زمانی 1391 تا 1393 (603 سال – شرکت) نشان دادند اندازه و سابقة تشکیل کمیتة حسابرسی و وجود اعضای دارای تخصص مالی در کمیته‌های حسابرسی با کاهش تأخیر در ارائه گزارش حسابرسی همراه خواهد بود. علاوه بر این، آنان معتقدند استقلال کمیتة حسابرسی و تجربة اعضای کمیتة حسابرسی، افزایش تأخیر در ارائه گزارش حسابرسی را موجب خواهد شد.
محمد رضایی و همکاران [14] اثر تأخیر در گزارش حسابرسی بر خطای حسابرسی با نقش تعدیلگر مالکیت خانوادگی را بررسی کرده‌اند. نتایج پژوهش آنان نشان دادند تأخیر در گزارش حسابرسی با خطای حسابرسی نوع اول رابطۀ معناداری ندارد؛ اما با خطای حسابرسی نوع دوم رابطۀ منفی و معناداری برقرار می‌کند. همچنین، بین مالکیت خانوادگی با خطای حسابرسی نوع اول رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد؛ اما با خطای حسابرسی نوع دوم رابطۀ معناداری ندارد. سایر یافته‌ها نیز نشان می‌دهند مالکیت خانوادگی رابطۀ تأخیر در گزارش حسابرسی و خطای حسابرسی نوع دوم را تعدیل نمی‌کند.
بزرگ‌اصل و همکاران [4] تأثیر عوامل مؤثر بر انتشار به‌موقع گزارش حسابرسی را بررسی کرده‌اند. پژوهش آنان از لحاظ هدف، کاربردی و رویکرد آن پس‌رویدادی بوده است. بازة زمانی پژوهش آنان دربرگیرندة سال‌های 1390 تا 1394 و نمونة آنان شامل 115 شرکت است. فرضیه‌های پژوهش با استفاده از روش رگرسیون چندمتغیره آزموده شد. آنان دریافتند بین ویژگی‌های اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی، نوع اظهارنظر حسابرس، ریسک گزارش‌دهی، تعداد بندهای گزارش حسابرسی و اندازۀ هیئت‌مدیره با تأخیر در گزارش حسابرسی، ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. علاوه بر این، نتایج آنان نشان دادند بین تمرکز مالکیت و تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی با تأخیر در گزارش حسابرسی، رابطۀ منفی و معناداری برقرار است.
تاریوردی و همکاران [6] تأثیر استراتژی شرکت و توانایی مدیریت بر عدم تقارن رفتار هزینه را بررسی کردند. آنان هفت فرضیه برای بررسی این موضوع، تدوین و اطلاعات مربوط به 106 شرکت عضو بورس اوراق بهادار را برای بازة زمانی بین سال‌های 1385 تا 1394 تجزیه و تحلیل کرده‌اند. الگوی رگرسیون پژوهش ازطریق روش داده‌های تلفیقی بررسی شد. آنان معتقدند استراتژی سرمایه‌گذاری، استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات آینده و توانایی مدیریت، افزایش عدم تقارن رفتار هزینه را سبب خواهد شد. همچنین، نتایج آنان نشان دادند متغیرهای استراتژی رقابتی شرکت و استراتژی تأمین مالی سبب کاهش عدم تقارن رفتار هزینه می‌شوند. همچنین، نتایج آنان نشان می‌دهند استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات گذشته و رشد تولید ناخالص داخلی تأثیر معناداری بر عدم تقارن رفتار هزینه ندارند.
روش‌شناسی پژوهش
جامعه و نمونة آماری
جامعة آماری شامل کلیه شرکت‌های بورسی در طول دورة زمانی سال‌های 1387 تا 1396 بوده است. چگونگی انتخاب نمونه به‌صورتی بوده است که در هر مرحله از میان تمامی شرکت‌های بورسی در ابتدای سال 1385، شرکت‌هایی حذف شده‌اند که حائز ویژگی‌های زیر نبوده‌اند و شرکت‌های موجود برای انجام آزمون انتخاب شدند:
1. شرکت‌ها باید در طول دورة زمانی مورد رسیدگی تداوم فعالیت داشته و به‌صورت مداوم در بورس فعال باشند.
2. نمونة آماری تنها دربرگیرندة شرکت‌های تولیدی و صنعتی است.
3. سال مالی شرکت‌ها منتهی به 29 اسفند ماه باشد.
با توجه به اعمال شرایط بالا، درنهایت تعداد 1050 سال – شرکت، نمونة پژوهش برای انجام آزمون فرضیه‌ها در نظر گرفته شدند.
نگاره 1. نحوة انتخاب نمونه
|
تعداد کل شرکت‌های پذیرفته‌شده بورسی (به‌صورت سال شرکت) |
5770 |
|
تعداد شرکت‌هایی که داده‌های آنان در دسترس است و تداوم فعالیت داشته‌اند (به‌صورت سال شرکت) |
4350 |
|
تعداد شرکت‌هایی که پایان سال مالی آن 29/12 است (به‌صورت سال شرکت) |
3280 |
|
تعداد شرکت‌های سرمایه‌گذاری، بیمه، لیزینگ، بانک‌ها و ... (به‌صورت سال شرکت) |
(970) |
|
شرکت‌های دارای ارزش دفتری سهام منفی (به‌صورت سال شرکت) |
(310) |
|
تعداد شرکت‌هایی که در دورة پژوهش، اطلاعات ناقص داشته‌اند (یا دادة پرت داشته‌اند) (به‌صورت سال شرکت) |
(950) |
|
تعداد شرکت‌های باقیمانده به‌عنوان نمونه (به‌صورت سال شرکت) |
1050 |
الگوها و متغیرهای پژوهش
الگوهای پژوهش برای انجام آزمون فرضیه‌های انتخاب‌شده به شرح زیرند.
رابطة 1) (بررسی تأثیر استراتژهای شرکت)
رابطة 2) (بررسی تأثیر هزینه‌های سیاسی)
رابطة 3) (بررسی تأثیر قدرت مدیریت)
متغیرهای پژوهش
متغیر وابستة پژوهش
به‌موقع بودن گزارشگری مالی ( ): متغیر وابستة این پژوهش، به‌موقع بودن گزارشگری مالی است که با تأخیر گزارشگری مالی به‌صورت زیر تعریف شده است [15].
DELi;t= LAGi;t − LAGi;t-1
LAGi,t: نشان‌دهندة تعداد روزهای بین پایان سال مالی و تاریخ گزارشگری است. گفتنی است تاریخ گزارشگری از سایت کدال استخراج شده است و با توجه به اینکه این متغیر نشان‌دهندة تأخیر است، عدد به‌دست‌آمده در عدد (1-) ضرب می‌شود تا بیان‌کنندة به‌موقع بودن گزارشگری مالی باشد.
متغیرهای مستقل پژوهش
متغیرهای استراتژی شرکت
استراتژی رقابتی شرکتی ( ): به‌منظور محاسبة استراتژی رقابتی شرکتی از شاخص‌های زیر استفاده شده است [27].
الف) (شاخص هرفیندال و هیرشمن) : شاخص هرفیندال - هیرشمن نشان‌دهندة مجذور فروش هر شرکت به فروش کل صنعت است. گفتنی است متغیر بیان‌شده، میزان رقابت‌پذیری را در سطح صنایع متفاوت اندازه‌گیری کرده است؛ به صورتی که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد و به‌صورت زیر تعریف می‌شود [27].
si = بیان‌کنندة درآمد فروش شرکت i ، S = جمع درآمد فروش واحدهای تجاری موجود در صنعتی که شرکت i در آن فعالیت می‌کند، n = تعداد واحدهای تجاری فعال در صنعت بررسی‌شده.
ب) (شاخص لرنر) : این شاخص با به‌کارگیری از الگوی زیر محاسبه می‌شود؛ به صورتی که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد [27].
|
|
که در آن، Sales مبلغ فروش و Total Cost، کل بهای تمام‌شدة کالاها یا خدمات است.
ج) (شاخص موانع ورود به صنعت) : شاخص موانع ورود برابر با مجموع دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌های واحد تجاری است؛ به صورتی که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد [27].
د) (شاخص کیو توبین) : این شاخص، برابر با نسبت ارزش بازار به ارزش جایگزینی دارایی‌های شرکت است؛ به صورتی که اگر کمتر از میانه باشد، عدد یک و در غیر این صورت صفر را می‌پذیرد و به‌صورت زیر محاسبه می‌شود [27].
بعد از مشخص‌شدن عدد برای هر سال شرکت، استراتژی رقابتی شرکت به شرح زیر اندازه‌گیری خواهد شد.
در این رابطه، نشان‌دهندة کلیه اقلامی است که امتیاز یک گرفته‌اند و نشان‌دهندة کلیه اقلامی است که ارزش‌های صفر یا یک دربارة آنها لحاظ شده است. به این صورت برای هر شرکت، استراتژی رقابتی محاسبه شده است و در بازةصفر تا یک قرار خواهد گرفت.
استراتژی سرمایه‌گذاری ( ): برابر با جمع املاک، ماشین‌آلات و تجهیزات به کل دارایی‌های شرکت است [22].
استراتژی تأمین مالی ( ): برابر با جمع کل بدهی‌ها به کل دارایی‌های شرکت است که بیان می‌کند شرکت در استراتژی‌های تأمین مالی بر جذب سرمایه ازطریق بدهی تمرکز دارد یا بر حقوق مالکانه [22].
استراتژی با توجه به اطلاعات گذشته ( ): برابر با ضریب تغییرات سه سال گذشتة درآمد فروش است که درآمد فروش با استفاده از ارزش کل دارایی‌ها استاندارد شده است [17].
استراتژی با توجه به اطلاعات آینده ( ): برابر با حاصل تقسیم ارزش بازار شرکت بر ارزش دفتری آن است. این روش محاسبه براساس این تئوری قرار دارد که در قیمت بازار سهام شرکت انتظارات مربوط به اطلاعات آینده نهفته است [17].
استراتژی با توجه به اطلاعات آینده ( ): برابر با درصد رشد تولید ناخالص داخلی است. این شاخص براساس این تئوری قرار دارد که رشد مثبت و منفی GDP در اقتصاد کشور بیان‌کنندة چشم‌انداز مثبت و منفی برای اقتصاد کشور است؛ بنابراین این عدد، اطلاعات آینده‌نگر برای آیندة وضعیت شرکت‌ها و صنایع مختلف دارد [27].
متغیرهای هزینه‌های سیاسی شرکت
ریسک سیستماتیک ( ): برابر با ریسک سیستماتیک شرکت است [29].
نسبت مالیات به فروش ( )؛ نشان‌دهندة نسبت مالیات به فروش شرکت است [29].
اندازة شرکت ( )؛ نشان‌دهندة لگاریتم ارزش بازار شرکت است [29].
متغیرهای قدرت مدیریت
توانایی مدیریت ( ): در این پژوهش، شاخص توانایی مدیریت ازطریق مدل دمرجیان و همکاران [24] محاسبه شد. در این الگو، ابتدا کارایی شرکت، محاسبه و بعد از آن با کنترل خصوصیات ذاتی شرکت، توانایی مدیریت اندازه‌گیری می‌شود. آنان برای محاسبة کارآیی شرکت، از روش تحلیل پوششی داده‌ها به شرح زیر استفاده کردند.
برابر بهای تمام‌شدة کالای فروش‌رفته، برابر هزینه‌های عمومی اداری و فروش، برابر مانده خالص املاک، ماشین‌آلات و تجهیزات، برابر هزینه اجارة عملیاتی، برابر هزینة تحقیق و توسعه، برابر سرقفلی خریداری‌شده و برابر مانده خالص دارایی نامشهود است.
آنان به‌منظور کنترل تأثیر ویژگی‌های ذاتی شرکت در مدل خود، کارآیی شرکت را به دو بخش کارآیی بر مبنای ویژگی‌های ذاتی شرکت و توانایی مدیریت تقسیم کردند. این پژوهشگران، تکنیک بیان‌شده را ازطریق کنترل 5 خصوصیت ذاتی شرکت (اندازة شرکت، سهم بازار شرکت، جریان نقدی شرکت، عمر پذیرش شرکت در بورس و فروش خارجی (صادرات)) انجام دادند. در مدل زیر که دمرجیان و همکاران [24] ارائه کرده‌اند، این 5 ویژگی کنترل شده‌اند.
رابطة 4)
که در آن، اندازة شرکت و برابر با لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌های شرکت، سهم بازار شرکت و برابر با نسبت فروش شرکت به فروش کل صنعت، متغیری موهومی که در صورت مثبت‌بودن جریان‌های نقدی عملیاتی، برابر یک و در صورت منفی‌بودن برابر صفر در نظر گرفته شده است، عمر پذیرش شرکت در بورس اوراق بهادار و برابر با لگاریتم طبیعی تعداد سال‌هایی است که شرکت در بورس پذیرفته شده است، نیز متغیر موهومی است و برای شرکت‌هایی که صادرات (فروش با ارز خارجی) داشته‌اند، برابر یک و در غیر این صورت صفر در نظر گرفته شده و باقیماندة مدل ( ) نیز بیان‌کنندة میزان توانایی مدیریت است.
تداوم انتخاب مدیریت : نشان‌دهندة تداوم انتخاب مدیریت است که برابر با تعداد سال‌هایی است که مدیرعامل، مدیریت شرکت را به‌صورت مداوم در اختیار دارد [15].
متغیرهای کنترل پژوهش
بازده دارایی : برابر با نسبت سود شرکت به کل دارایی‌های شرکت است. برای اثر این متغیر بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی، استدلال می‌شود این متغیر به‌عنوان شاخص عملکردی، تأثیر مثبت معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد؛ زیرا افزایش این متغیر به‌عنوان خبری مثبت، موجب ایجاد انگیزه برای ارائه اطلاعات به‌موقع برای گزارشگری سالانه می‌شود [19].
رشد شرکت : برابر با رشد فروش شرکت نسبت به سال قبل است. برای اثر این متغیر بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی، استدلال می‌شود افزایش این متغیر به‌عنوان خبری مثبت، تأثیر مثبت معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد؛ زیرا افزایش این متغیر به‌عنوان خبری مثبت، موجب ایجاد انگیزه برای مدیریت به‌منظور ارائه سیگنال مثبت به بازار می‌شود [15].
جریان نقد عملیاتی : برابر با نسبت جریان نقد عملیاتی به کل دارایی‌های شرکت است. برای اثر این متغیر، استدلال می‌شود این متغیر به‌عنوان شاخص نقدی بازده عملیاتی شرکت، شاخصی برای اخبار مثبت یا منفی است؛ به‌طوری‌که افزایش آن نشان‌دهندة خبری مثبت برای بازار و کاهش آن بیان‌کنندة خبری منفی برای بازار است. درنتیجه، این استدلال وجود دارد که این متغیر باید اثر مثبت معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی داشته باشد [15].
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی
همان‌طور که مشاهده می‌شود، نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگاره (2) نشان داده شده است.
نگاره 2. آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش*
|
متغیر |
میانگین |
میانه |
انحراف معیار |
بیشینه |
کمینه |
|
تأخیر در گزارشگری مالی |
627/0 |
000/0 |
049/15 |
52 |
49- |
|
شاخص رقابتی شرکت |
499/0 |
50/0 |
284/0 |
1 |
0 |
|
نسبت املاک، ماشن‌آلات و تجهیزات به کل دارایی‌ها |
239/0 |
204/0 |
163/0 |
707/0 |
046/0 |
|
اهرم مالی |
595/0 |
612/0 |
182/0 |
937/0 |
153/0 |
|
نوسانات فروش تاریخی |
162/0 |
141/0 |
107/0 |
462/0 |
021/0 |
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
301/2 |
983/1 |
569/1 |
812/6 |
310/0 |
|
رشد تولید ناخالص داخلی |
450/2 |
350/2 |
523/4 |
5/12 |
800/6- |
|
ریسک سیستماتیک |
498/0 |
363/0 |
955/0 |
871/2 |
614/2- |
|
نسبت هزینة مالیات به سود قبل از کسر مالیات شرکت |
113/0 |
126/0 |
086/0 |
243/0 |
0 |
|
اندازة شرکت |
730/13 |
593/13 |
444/1 |
739/18 |
821/9 |
|
توانایی مدیریت |
00056/0- |
0042/0- |
106/0 |
297/0 |
253/0- |
|
تداوم انتخاب مدیریت |
304/3 |
700/2 |
165/2 |
11 |
5/0 |
|
بازده سرمایه‌گذاری |
123/0 |
113/0 |
115/0 |
390/0 |
207/0- |
|
رشد شرکت |
177/0 |
154/0 |
297/0 |
889/0 |
389/0- |
|
جریان نقد عملیاتی |
118/0 |
106/0 |
114/0 |
548/0 |
187/0- |
منبع: یافته‌های پژوهش
با بررسی شاخص‌های انحراف معیار، ضریب کشیدگی و چولگی می‌توان ادعا کرد داده‌های مربوط به متغیرهای مستقل و وابسته از توزیع نرمال برخوردارند؛ زیرا متغیرها حداقل فاصله از ارزش ارائه‌شده برای کشیدگی را دارند [26]. علاوه بر این، متغیر تأخیر در گزارشگری مالی، میانگین نزدیک به صفر دارد. اندازة حداکثری و حداقلی این متغیر به‌ترتیب 52 و 48- روز است که حد معقولی را در دورة 10 سالة پژوهش نشان می‌دهد. علاوه بر این، متغیر رشد شرکت، میانگین 177/0 دارد و نشان‌دهندة افزایش میانگینی تقریبی 17 درصدی این متغیر در سال در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار است که با توجه به نرخ تورم در کشور تا حدودی منطقی است. همچنین، با توجه به میانگین متغیر شاخص رقابتی شرکت که در حدود 50/0 است می‌توان ادعا کرد رقابت نسبی متوسطی در میان شرکت‌های نمونة پژوهش وجود دارد. با توجه به میانگین متغیر اهرم مالی که در حدود 60/0 است می‌توان بیان کرد در ساختار سرمایة شرکت‌های ایرانی بدهی نقش پررنگی دارد. افزون بر این، میانگین رشد تولید ناخالص داخلی برابر 450/2 با ضریب انحراف معیار 523/4 است که بیان‌کنندة وجود نوسان اقتصادی در دورة پژوهش است. متغیر بازده دارایی‌ها نیز میانگین 123/0 دارد و بیان می‌کند شرکت‌ها میانگین بازده کمتری نسبت به نرخ تورم کسب کردند که می‌تواند ناشی از فشار تحریم‌ها باشد.
آزمون هم‌خطی متغیرهای مستقل و بررسی همسانی واریانس
هم‌خطی به مفهوم وجود ارتباط شدید میان متغیرهای مستقل است که با آمارة VIF سنجیده می‌شود. مقادیر زیر 10 برای این آماره نشان‌دهندة نبود هم‌خطی میان متغیرهای مستقل است. نتایج کسب‌شده نشان دادند برای تمامی مقادیر به‌دست‌آمده، این مقدار کمتر از حد مجاز است؛ بنابراین، می‌توان ادعا کرد هم‌خطی میان متغیرهای پژوهش مشاهده نشده است. برای بررسی همسانی واریانس میان باقیمانده‌های مدل نیز آزمون والد تعدیل‌شده به کار گرفته شده است. این آزمون در نرم‌افزار استاتا انجام شده است. نتیجة این آزمون برای مدل‌های پژوهش بیان‌کنندة وجود همسانی واریانس میان باقیمانده‌های مدل است. نرمال‌بودن توزیع باقیمانده‌های رگرسیون نیز بررسی شد که نتایج نشان‌دهندة نرمال‌بودن این باقیمانده‌ها هستند[1].
آمار استنباطی
با توجه به مبانی تئوریک طرح‌شده، یازده فرضیه، تدوین و سپس بررسی و آزموده شده‌اند. برای این هدف، ابتدا الگوی (1) برای بررسی شش فرضیة اول آزمون شد؛ البته لازم است قبل از برازش الگوهای پژوهش، آزمون چاو برای بررسی استفاده از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت در مقابل روش داده‌های ترکیبی برای نمونة پژوهش انجام شود [1]. نتایج آزمون چاو در نگاره (3) نشان داده شده‌اند.
نگاره 3. نتایج آزمون F لیمر برای مدل‌های پژوهش*
|
مدل مورد بررسی |
آماره |
سطح خطا |
روش پذیرفته‌شده |
|
مدل (1) (بررسی تأثیر استراتژی شرکت) |
994/0 |
500/0 |
روش داده‌های تلفیقی |
|
مدل (2) (بررسی تأثیر هزینه‌های سیاسی) |
001/1 |
482/0 |
روش داده‌های تلفیقی |
|
مدل (3) (بررسی تأثیر قدرت مدیریت) |
025/1 |
425/0 |
روش داده‌های تلفیقی |
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به نگاره (3)، نتایج نشان‌دهندة تأیید فرض H0 بوده‌اند؛ بنابراین، الگوی روش داده‌های تلفیقی روش پذیرفته شده است. درنتیجه، در ادامه با آزمون مدل (1) تأثیر استراتژی شرکت (شش فرضیة اصلی اول پژوهش) با توجه به روش ارجح بررسی شد. نتایج حاصل از بررسی این فرضیه‌ها در نگاره (4) ارائه شده‌اند.
نگاره 4. نتایج تخمین مدل (1) پژوهش*
|
متغیر |
ضریب متغیر |
انحراف استاندارد |
آماره تی |
سطح خطا |
|
|
عرض از مبدأ |
817/2 |
837/2 |
993/0 |
320/0 |
|
|
شاخص رقابتی شرکت |
702/4 |
867/1 |
517/2 |
011/0 |
|
|
نسبت املاک، ماشن‌آلات و تجهیزات به کل دارایی‌ها |
329/2- |
548/2 |
914/0- |
360/0 |
|
|
اهرم مالی |
152/4 |
703/2 |
536/1 |
124/0 |
|
|
نوسانات فروش تاریخی |
011/4- |
222/4 |
949/0- |
342/0 |
|
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
300/1 |
296/0 |
391/4 |
000/0 |
|
|
رشد تولید ناخالص داخلی |
351/0 |
082/0 |
269/4 |
000/0 |
|
|
بازده سرمایه‌گذاری |
126/4 |
079/1 |
823/3 |
000/0 |
|
|
رشد شرکت |
385/1 |
413/1 |
980/0 |
327/0 |
|
|
جریان نقد عملیاتی |
526/1- |
183/3 |
479/0- |
631/0 |
|
|
ضریب تعیین |
520/0 |
آمارة دوربین - واتسون |
153/2 |
||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
481/0 |
آمارة F (احتمال آماره) |
(000/0) 385/6 |
||
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به آمارة F به‌دست‌آمده (385/6) و سطح خطای آن (000/0)، می‌توان بیان کرد در سطح اطمینان 99%، الگوی پژوهش از معناداری بالایی برخوردار است. علاوه بر این، ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 48% است که براساس آن می‌توان ادعا کرد در مجموع، متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 48% تغییرات متغیر وابسته را توضیح خواهند داد. افزون بر این، مقدار آمارة دوربین واتسون برابر 153/2 است که نشان‌دهندة نبود خودهمبستگی مرتبة اول میان باقیمانده‌های الگو است. نتایج به‌دست‌آمده نشان می‌دهند از میان متغیرهای کنترل، متغیر بازده سرمایه‌گذاری شرکت تأثیر معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
در نگاره (4)، نتایج فرضیه‌های مربوط به تأثیر استراتژی‌های متفاوت شرکت (شش فرضیة اول پژوهش) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی بررسی شده است. مطابق با نتایج و با توجه به ضریب مثبت و سطح خطای به‌دست‌آمده در ارتباط با تحلیل اثر استراتژی رقابتی بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی، می‌توان ادعا کرد استراتژی رقابتی شرکت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد. این نتایج مطابق با دو استدلال تئوریک‌اند: استدلال نخست ادعا می‌کند با توجه به محیط پویا، شرکت‌های موجود در صنایع با سطح رقابتی بالاتر، برای بقا مجبور به تأمین مالی سریع و اخذ تصمیمات استراتژیک‌اند؛ بنابراین، برای جذب سرمایه ازطریق اوراق بدهی یا اوراق مالکانه و حتی اخذ وام از سیستم بانکی به سرعت بیشتری برای گزارشگری مالی و ارائه اطلاعات به‌موقع به بازار نیازمندند. همچنین، این استدلال وجود دارد که سطح رقابت بیشتر سبب افزایش سطح نظارت و کنترل می‌شود؛ درنتیجه، نظارت مؤثر به افزایش کیفیت اطلاعات مالی و انتشار به‌موقع صورت‌های مالی منجر خواهد شد. بنابراین، با توجه به سطح معناداری، فرضیة اول پژوهش در سطح خطای 5% تأیید می‌شود که مطابق با نتایج پژوهش هونگ و فونگ [25] است. مطابق با نتایج و با توجه به ضریب منفی و سطح خطای به‌دست‌آمده در ارتباط با تحلیل اثر استراتژی سرمایه‌گذاری (نسبت املاک، ماشین‌آلات و تجهیزات به کل دارایی‌ها) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی، می‌توان ادعا کرد استراتژی سرمایه‌گذاری شرکت تأثیر منفی غیرمعناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد. به‌طور کلی، در ارتباط با اثر استراتژی سرمایه‌گذاری دو استدلال رقیب وجود دارد: استدلال نخست بیان می‌کند به‌دلیل اینکه این اطلاعات می‌تواند محرمانه تلقی شود، رقبا از این اطلاعات سوءاستفاده کنند و فرصت سودآور شرکت توسط رقبا با ریسک مواجه شود، این انتظار وجود دارد که سبب تأخیر بیشتری بر گزارشگری مالی شرکت شود. استدلال دوم بیان می‌کند به‌دلیل ارائه پاسخگویی به تأمین‌کنندگان منابع در جهت تأمین مالی آتی با کمترین هزینه (کاهش هزینه سرمایة آتی)، این امکان وجود دارد که شرکت‌ها این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار عرضه کنند تا بتوانند مقبولیت بیشتری را در بازار سرمایه برای شرکت به دست آورند. درنتیجه، با توجه به ضریب منفی باید ادعا کرد در شرکت‌های بورسی استدلال نخست پشتیبانی می‌شود؛ اما به‌دلیل غیرمعناداربودن، فرضیة دوم پژوهش در سطح خطای 5% رد می‌شود. همچنین، مطابق با نتایج و با توجه به ضریب مثبت و سطح خطای به‌دست‌آمده در ارتباط با تحلیل اثر استراتژی تأمین مالی (اهرم مالی) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی، می‌توان ادعا کرد استراتژی تأمین مالی شرکت تأثیر مثبت غیرمعناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد. به‌طور کلی، در ارتباط با اثر استراتژی تأمین مالی دو استدلال وجود دارد: استدلال نخست بیان می‌کند اگر تأمین مالی ازطریق ایجاد بدهی انجام شود، به‌دلیل اهمیت نظارت بیرونی اعتباردهندگان بر فعالیت‌های شرکت، سطح نظارت بهبود می‌یابد و به دنبال آن، کیفیت اطلاعات مالی و انتشار به‌موقع صورت‌های مالی افزایش خواهد یافت. علاوه بر این، به‌دلیل ارائه پاسخگویی به تأمین‌کنندگان منابع در جهت تأمین مالی آتی با کمترین هزینه (کاهش هزینه سرمایة آتی)، این امکان وجود دارد که شرکت‌ها این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار عرضه کنند تا بتوانند مقبولیت بیشتری در بازار سرمایه برای شرکت به دست آورند. درنتیجه، با توجه به ضریب مثبت باید ادعا کرد در شرکت‌های پذیرفته در بورس اوراق بهادار تهران این استدلال‌ها پشتیبانی می‌شود؛ اما به‌دلیل غیرمعناداربودن فرضیة سوم پژوهش در سطح خطای 5% رد می‌شود.
در نگاره (4)، نتایج فرضیه‌های چهارم تا ششم و اثر استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات گذشته (نوسانات فروش تاریخی) و آینده (نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری و رشد تولید ناخالص داخلی) بررسی شده است. مطابق مبانی تئوریک این انتظار وجود دارد که اگر اطلاعات حاوی اخبار مثبت باشد، سبب گزارشگری به‌موقع‌تر و اگر حاوی اخبار منفی باشد، سبب تأخیر در گزارشگری مالی خواهد شد. با توجه به این استدلال نتایج نشان دادند استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات گذشته تأثیر منفی غیرمعناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد که نشان‌دهندة رد فرضیة چهارم پژوهش است. همچنین، نتایج نشان می‌دهند استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات آینده اثر مثبت معناداری (در سطح خطای 5 درصد) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد که بیان‌کنندة تأیید فرضیه‌های پنجم و ششم پژوهش و مطابق با نتایج پژوهش هونگ و فونگ [25] است.
همچنین، به‌منظور بررسی تأثیر هزینه‌های سیاسی (فرضیه‌های هفتم تا نهم) از مدل (2) استفاده شده است. نتایج تخمین مدل (2) با روش داده‌های تلفیقی، در نگاره (5) ارائه شده‌اند.
نگاره 5. نتایج تخمین مدل (2) پژوهش*
|
متغیر |
ضریب متغیر |
انحراف استاندارد |
آمارة تی |
سطح خطا |
|||
|
عرض از مبدأ |
052/44- |
416/9 |
678/4- |
000/0 |
|||
|
ریسک سیستماتیک |
400/1- |
424/0 |
301/3- |
000/0 |
|||
|
نسبت هزینة مالیات به سود قبل از کسر مالیات شرکت |
882/4- |
804/5 |
841/0- |
400/0 |
|||
|
اندازة شرکت |
221/3 |
674/0 |
773/4 |
000/0 |
|||
|
بازده سرمایه‌گذاری |
299/7 |
461/2 |
965/2 |
003/0 |
|||
|
رشد شرکت |
338/0 |
280/1 |
264/0 |
791/0 |
|||
|
جریان نقد عملیاتی |
297/1- |
613/3 |
359/0- |
719/0 |
|||
|
ضریب تعیین |
475/0 |
آمارة دوربین - واتسون |
128/2 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
433/0 |
آمارة F (احتمال آماره) |
(000/0) 692/5 |
||||
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به آمارة F به‌دست‌آمده (692/5) و سطح خطای آن (000/0)، می‌توان بیان کرد در سطح اطمینان 99%، در مجموع الگوی پژوهش از معناداری بالایی برخوردار است. علاوه بر این، ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 43% است که براساس آن می‌توان ادعا کرد در مجموع، متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 43% تغییرات متغیر وابسته را توضیح خواهند داد. مقدار آمارة دوربین واتسون برابر 128/2 است که نشان‌دهندة نبود خودهمبستگی مرتبة اول میان باقیمانده‌های الگو است. نتایج نشان می‌دهند از میان متغیرهای کنترل، متغیر بازده سرمایه‌گذاری شرکت تأثیر معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
در نگاره (5)، نتایج فرضیه‌های مربوط به تأثیر هزینه‌های سیاسی شرکت (فرضیة هفتم تا نهم پژوهش) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی بررسی شده است. مطابق با نتایج و با توجه به ضریب منفی و سطح خطای به‌دست‌آمده در ارتباط با تحلیل اثر ریسک سیستماتیک بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی، می‌توان ادعا کرد ریسک سیستماتیک تأثیر منفی معناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد. نتایج این فرضیه مطابق این استدلال است که وجود ناپایداری‌های سیاسی سبب افزایش ریسک سیستماتیک در اقتصاد می‌شود و باعث تحمیل بیشتر هزینه‌های سیاسی بر شرکت و ایجاد ابهام اقتصادی بیشتر خواهد شد. در ارتباط با تأثیر این متغیر بر تأخیر در گزارشگری مالی استدلال می‌شود هرچه ریسک سیستماتیک در اقتصاد بیشتر باشد، به‌دلیل ایجاد ابهام بیشتر، شرکت‌ها زمان بیشتری را صبر می‌کنند تا بتوانند از ابهام بیشتر صورت‌های مالی خود بکاهند که خود سبب تأخیر بیشتر در گزارشگری مالی می‌شود. درنتیجه، با توجه به ضریب منفی باید ادعا کرد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران این استدلال پشتیبانی می‌شود و به‌دلیل معناداربودن، فرضیة هفتم پژوهش در سطح خطای 5% تأیید می‌شود که مطابق با نتایج پژوهش وی [34] است. مطابق با نتایج و با توجه به ضریب منفی و سطح خطای به‌دست‌آمده در ارتباط با تحلیل اثر نسبت هزینة مالیات به سود قبل از کسر مالیات بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی، می‌توان ادعا کرد نسبت هزینة مالیات به سود قبل از کسر مالیات تأثیر منفی غیرمعناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد. به‌طور کلی، در ارتباط با اثر نسبت هزینة مالیات به سود قبل از کسر مالیات این استدلال وجود دارد که انتخاب سیاست‌های مالیاتی، به‌عنوان هزینة سیاسی تحمیل‌شده به شرکت، می‌تواند بر سیاست‌های افشا برای افزایش ابهام و ایجاد تأخیر بیشتر در گزارشگری مالی تأثیرگذار باشد. درنتیجه، با توجه به ضریب منفی باید ادعا کرد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران این فرضیه پشتیبانی می‌شود؛ اما به‌دلیل غیرمعناداربودن، فرضیة هشتم پژوهش در سطح خطای 5% رد می‌شود. مطابق با نتایج و با توجه به ضریب مثبت و سطح خطای به‌دست‌آمده در ارتباط با تحلیل اثر اندازة شرکت بر به موقع بودن گزارشگری مالی، می‌توان ادعا کرد اندازة شرکت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای 5%) بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد. به‌طور کلی، در ارتباط با اثر اندازة شرکت دو استدلال رقیب وجود دارد: استدلال نخست بیان می‌کند شرکت‌های بزرگ به‌دلیل حجم زیاد رویدادها و پیچیدگی‌های مالی بیش از حد، معمولاً گزارشگری مالی را با تأخیر بیشتری ارائه خواهند داد. استدلال دوم بیان می‌کند همبستگی منفی بین تأخیر در انتشار صورت‌های حسابرسی‌شده و هزینه‌های سیاسی بیشتر به‌دلیل اندازة بزرگ‌تر شرکت وجود دارد؛ زیرا احتمالاً شرکت‌های بزرگ‌تر به‌دلیل کنترل‌های داخلی قوی و توانایی حسابرسان برای تکمیل کار حسابرسی در زمان مناسب گزارش‌های مالی را ارئه می‌دهند و تأخیر کمتری در گزارشگری مالی خود دارند. در نتیجه، با توجه به ضریب مثبت باید ادعا کرد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران استدلال دوم پشتیبانی می‌شود و به‌دلیل معناداربودن، فرضیة نهم پژوهش در سطح خطای 5% تأیید می‌شود که مطابق با نتایج پژوهش آل طاها [16] است.
همچنین، به‌منظور بررسی تأثیر قدرت مدیریت (فرضیه‌های دهم و یازدهم) از مدل (3) استفاده شده است. نتایج تخمین مدل (3) با روش داده‌های تلفیقی، در نگاره (6) ارائه شده‌اند.
نگاره 6. نتایج تخمین مدل (3) پژوهش*
|
متغیر |
ضریب متغیر |
انحراف استاندارد |
آماره تی |
سطح خطا |
|||
|
عرض از مبدأ |
345/0- |
799/0 |
431/0- |
665/0 |
|||
|
توانایی مدیریت |
985/4 |
696/1 |
939/2 |
003/0 |
|||
|
تداوم انتخاب مدیریت |
267/0- |
153/0 |
747/1- |
080/0 |
|||
|
بازده سرمایه‌گذاری |
415/8 |
576/3 |
353/2 |
018/0 |
|||
|
رشد شرکت |
066/1 |
271/1 |
838/0 |
401/0 |
|||
|
جریان نقد عملیاتی |
557/1- |
239/3 |
480/0- |
630/0 |
|||
|
ضریب تعیین |
455/0 |
آمارة دوربین - واتسون |
106/2 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
420/0 |
آمارة F (احتمال آماره) |
(000/0) 142/5 |
||||
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به آمارة F به‌دست‌آمده (142/5) و سطح خطای آن (000/0)، می‌توان بیان کرد در سطح اطمینان 99%، الگوی پژوهش از معناداری بالایی برخوردار است. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر با 42% است که براساس آن می‌توان ادعا کرد در مجموع، متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیش از 42% تغییرات متغیر وابسته را توضیح خواهند داد. مقدار آمارة دوربین واتسون نیز برابر 106/2 است که نشان‌دهندة نبود خودهمبستگی مرتبة اول میان باقیمانده‌های الگو است. همچنین، نتایج نشان می‌دهند از میان متغیرهای کنترل، متغیر بازده سرمایه‌گذاری شرکت تأثیر معناداری بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد.
در نگاره (6)، نتایج فرضیه‌های دهم و یازدهم و اثر قدرت مدریت (توانایی مدیریت و تداوم انتخاب مدیریت) بررسی شده است. به‌طور کلی، در ارتباط با اثر قدرت مدیریت دو استدلال رقیب وجود دارد: استدلال نخست ادعا می‌کند در صورتی که مدیر توانمند و صاحب قدرت، توانایی و قدرت خود را در جهت حداکثرسازی ارزش شرکت به کار ببرد، به‌دلیل ایجاد شفافیت، کاهش هزینة سرمایه، کاهش ابهام و ریسک و به همراه آن افزایش ارزش شرکت در بلندمدت، گزارشگری مالی را به‌موقع‌تر ارائه می‌کند و سبب کاهش تأخیر در گزارشگری مالی می‌شود. استدلال رقیب بیان می‌کند، در صورتی که مدیر توانمند و صاحب قدرت، توانایی و قدرت خود را در جهت حداکثرسازی منافع شخصی خود به کار ببرد، به‌دلیل ایجاد ابهام و کاهش پیگیری فعالیت‌های خود توسط استفاده‌کنندگان، به دنبال ارائه صورت‌های مالی با تأخیر بیشتری خواهد بود. با توجه به این استدلال‌ها نتایج نشان دادند توانایی مدیریت تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد و نشان می‌دهد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در ارتباط با اثر توانایی مدیریت، استدلال اول پشتیبانی می‌شود؛ درنتیجه، به‌دلیل معناداربودن، فرضیة دهم پژوهش در سطح خطای 5% تأیید می‌شود که با نتایج پژوهش ابرنتی و همکاران [15] مطابقت دارد. با توجه به نتایج، تداوم انتخاب مدیریت اثر منفی غیرمعناداری (در سطح خطای 5%) بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی دارد که بیان می‌کند در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در ارتباط با اثر تداوم انتخاب مدیریت، استدلال دوم پشتیبانی می‌شود و به‌دلیل غیرمعناداربودن، فرضیة یازدهم پژوهش در سطح خطای 5% رد می‌شود.
بحث و نتیجه‌گیری
در این پژوهش، تأثیر استراتژی شرکت، هزینه‌های سیاسی و قدرت مدیریت بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. به این منظور، فرضیه‌هایی برای بررسی این موضوع، تدوین و با استفاده از اطلاعات در دسترس تجزیه و تحلیل شد. به‌طور کلی، این پژوهش استدلال می‌کند محیط رقابتی، محیطی پویا و دائم درحال تغییر است و شرکت‌هایی در این محیط موفق‌ترند که بتوانند با سرعت بیشتری شرایط خود را با این ویژگی‌ها وفق دهند؛ درنتیجه، در ارتباط با تأثیر استراتژی رقابتی، چند استدلال قوی وجود دارد. استدلال نخست ادعا می‌کند با توجه به محیط پویا، شرکت‌های موجود در صنایع با سطح رقابتی بالاتر، برای بقا مجبور به تأمین مالی سریع و اخذ تصمیمات استراتژیک‌اند؛ بنابراین، برای جذب سرمایه ازطریق اوراق بدهی یا اوراق مالکانه و حتی اخذ وام از سیستم بانکی، به سرعت بیشتری برای گزارشگری مالی و ارائه اطلاعات به‌موقع به بازار نیازمندند. درحقیقت، باید به دنبال کاهش تأخیر در گزارشگری مالی برای تأمین مالی بهنگام و اخذ تصمیمات استراتژیک به‌موقع باشند. حتی این استدلال وجود دارد که شرکت‌های موجود در محیط رقابتی به‌منظور ایجاد اطمینان در بازار برای تأمین مالی با هزینة کمتر و تسریع در انجام تأمین مالی، نیازمند ایجاد اطمینان بازار به فعالیت‌های شرکت‌اند که مطمئناً ارائه اطلاعات با کمترین سطح تأخیر می‌تواند یکی از راه‌های کسب اطمینان بازار باشد [25]. همچنین، این استدلال وجود دارد که سطح رقابت بیشتر، افزایش سطح نظارت و کنترل را سبب می‌شود [32]. درنتیجه، نظارت مؤثر به افزایش کیفیت اطلاعات مالی و انتشار به‌موقع صورت‌های مالی منجر خواهد شد؛ زیرا سطح نظارت مناسب، به بهبود ارزیابی مدیران از فعالیت‌ها، ریسک کمتر و ارائه به‌موقع صورت های مالی منجر می‌شود [23]. در ارتباط با تأثیر استراتژی سرمایه‌گذاری بر تأخیر در گزارشگری مالی نیز دو فرضیة رقیب وجود دارد: استدلال نخست بیان می‌کند به‌دلیل اینکه این اطلاعات می‌تواند محرمانه تلقی شود، رقبا از این اطلاعات سوءاستفاده کنند و فرصت سودآور شرکت توسط رقبا با ریسک مواجه شود، این انتظار وجود دارد که سبب تأخیر بیشتری بر گزارشگری مالی شرکت شود. استدلال دوم بیان می‌کند به‌دلیل ارائه پاسخگویی به تأمین‌کنندگان منابع برای تأمین مالی آتی با کمترین هزینه (کاهش هزینه سرمایة آتی)، این امکان وجود دارد که شرکت‌ها این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار عرضه کنند تا بتوانند مقبولیت بیشتری را در بازار سرمایه برای شرکت به دست آورند. اگر این سرمایه‌گذاری‌ها در طرح‌هایی انجام شوند که بهتر بتوانند مسئولیت اجتماعی شرکت در قبال جامعه را فراهم کنند و سبب بهبود زیرساخت‌های کشور و حتی ارتقای شاخص‌های اقتصادی نظیر بیکاری شوند، این امکان وجود دارد که شرکت به‌منظور استفادة تبلیغاتی این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار مخابره کند [15]. در ارتباط با تأثیر استراتژی تأمین مالی بر تأخیر در گزارشگری مالی دو استدلال وجود دارد که استراتژی تأمین مالی سبب کاهش تأخیر در گزارشگری مالی می‌شود. استدلال نخست بیان می‌کند اگر تأمین مالی ازطریق ایجاد بدهی انجام شود، به‌دلیل اهمیت نظارت بیرونی اعتباردهندگان بر فعالیت‌های شرکت، سطح نظارت بهبود می‌یابد و به دنبال آن، کیفیت اطلاعات مالی و انتشار به‌موقع صورت‌های مالی افزایش خواهد یافت. همچنین، شرکت‌ها به‌دلیل ارائه پاسخگویی به تأمین‌کنندگان منابع برای تأمین مالی آتی با کمترین هزینه (کاهش هزینه سرمایة آتی)، این امکان وجود دارد که شرکت‌ها این اطلاعات را با سرعت بیشتری به بازار عرضه کنند تا بتوانند مقبولیت بیشتری را در بازار سرمایه برای شرکت به دست آورند. از عوامل مهم و اثرگذار دیگر بر تأخیر در گزارشگری مالی، استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات گذشته و آینده است. به‌طور کلی، این استدلال وجود دارد که اگر اطلاعات حاوی اخبار مثبت باشد، گزارشگری به‌موقع‌تر و اگر حاوی اخبار منفی باشد، تأخیر در گزارشگری مالی را سبب خواهد شد [25]. براساس این، برای نخستین‌بار بیور [18] اشاره کرده است اخبار بد به دلایلی مانند وجود یک سیستم حسابداری محافظه‌کارانه یا افزایش مالیات پرداختی با تأخیرتر از اخبار خوب منتشر می‌شوند. مطابق این استدلال‌ها نتایج نشان دادند برای متغیرهای مربوط به استراتژی شرکت (شش فرضیة اول) تنها استراتژی رقابتی (فرضیة اول) و استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات آتی (فرضیة پنجم و ششم) تأثیر معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد و استراتژی‌های سرمایه‌گذاری (فرضیة دوم)، تأمین مالی (فرضیة سوم) و استراتژی شرکت با توجه به اطلاعات گذشته (فرضیة چهارم) تأثیر معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی ندارد.
همچنین، در ارتباط با تأثیر هزینه‌های سیاسی بر تأخیر در گزارشگری مالی این استدلال وجود دارد که شرکت‌هایی هزینة سیاسی بالاتر، معمولاً اندازة بزرگ‌تری داشته و جزء شرکت‌های خیلی بزرگ محسوب می‌شوند. بنابراین، دو استدلال رقیب وجود دارد: استدلال نخست بیان می‌کند این شرکت‌ها به‌دلیل حجم زیاد رویدادها و پیچیدگی‌های مالی، معمولاً گزارشگری مالی را با تأخیر بیشتری ارائه خواهند داد. استدلال دوم بیان می‌کند همبستگی منفی بین تأخیر در انتشار صورت‌های حسابرسی‌شده و هزینه‌های سیاسی بیشتر، به‌دلیل اندازة بزرگ‌تر شرکت وجود دارد؛ زیرا احتمالاً شرکت‌های بزرگ‌تر به‌دلیل کنترل‌های داخلی قوی و توانایی حسابرسان برای تکمیل کار حسابرسی در زمان مناسب گزارش‌های مالی را ارائه کرده‌اند و تأخیر کمتری در گزارشگری مالی خود دارند. علاوه بر اندازه، پرداخت مالیات می‌تواند یکی دیگر از معیارهای هزینة سیاسی باشد که به شرکت‌ها تحمیل می‌شود. در ارتباط با تأثیر این متغیر بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی این استدلال وجود دارد که استراتژی‌های پرداخت مالیات مستلزم پنهان‌کردن حقایق‌اند (بحث اجتناب مالیاتی) که این کار با هدف کاهش میزان مالیات ازطریق پنهان‌کردن حقایق صورت می‌گیرد. درنتیجه، اثر معکوسی بر محیط اطلاعاتی شرکت دارد و به مدیران اجازه می‌دهد منافع را از شرکت خارج کنند که این موضوع ابهام شرکت را افزایش می‌دهد. رویه‌های جسورانة مالیاتی سبب پنهان‌کردن حقایق و افزایش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران شرکت و سرمایه‌گذاران خارجی ازطریق محدودکردن افشا می‌شوند؛ درنتیجه، با توجه به مطالب بیان‌شده می‌توان استدلال کرد انتخاب سیاست‌های مالیاتی، به‌عنوان هزینة سیاسی تحمیل‌شده به شرکت، بر سیاست‌های افشا در جهت افزایش ابهام و ایجاد تأخیر بیشتر در گزارشگری مالی تأثیرگذار است [34]. وجود ناپایداری‌های سیاسی نیز افزایش ریسک سیستماتیک در اقتصاد را سبب می‌شود که تحمیل بیشتر هزینه‌های سیاسی بر شرکت و ایجاد ابهام اقتصادی بیشتر را موجب خواهد شد. در ارتباط با تأثیر این متغیر بر به‌موقع بودن گزارشگری مالی استدلال می‌شود هرچه ریسک سیستماتیک در اقتصاد بیشتر باشد، به‌دلیل ایجاد ابهام بیشتر، شرکت‌ها زمان بیشتری را صبر می‌کنند تا بتوانند از ابهام بیشتر صورت‌های مالی خود بکاهند که خود سبب تأخیر بیشتر در گزارشگری مالی می‌شود [16]. مطابق این استدلال‌ها نتایج نشان دادند برای متغیرهای مربوط به هزینة سیاسی (فرضیة ششم تا نهم) تنها ریسک سیستماتیک (فرضیة هفتم) و اندازة شرکت (فرضیة نهم) تأثیر معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد و متغیر نسبت هزینة مالیات به سود قبل از کسر مالیات (فرضیة هشتم) تأثیری بر به موقع بودن گزارشگری مالی ندارد.
در پژوهش حاضر، تأثیر توانایی و قدرت مدیریت بر تأخیر در گزارشگری مالی را بررسی می‌شود. به‌طور کلی، در ارتباط با تأثیر این متغیرها بر تأخیر در گزارشگری مالی دو استدلال رقیب وجود دارد: استدلال نخست بیان می‌کند در صورتی که مدیر توانمند و صاحب قدرت، توانایی و قدرت خود را در جهت حداکثرسازی ارزش شرکت به کار ببرد، به‌دلیل ایجاد شفافیت، کاهش هزینة سرمایه، کاهش ابهام و ریسک و به همراه آن افزایش ارزش شرکت در بلندمدت، گزارشگری مالی را به‌موقع‌تر ارائه می‌کند و سبب کاهش تأخیر در گزارشگری مالی می‌شود. استدلال رقیب بیان می‌کند در صورتی که مدیر توانمند و صاحب قدرت، توانایی و قدرت خود را در جهت حداکثرسازی منافع شخصی خود به کار ببرد، به‌دلیل ایجاد ابهام و کاهش پیگیری فعالیت‌های خود، به دنبال ارائه صورت‌های مالی با تأخیر بیشتری خواهد بود [15]. مطابق این استدلال‌ها نتایج نشان دادند برای متغیرهای مربوط به قدرت مدیریت (فرضیة دهم و یازدهم) تنها توانایی مدیریت (فرضیة دهم) تأثیر معناداری بر به موقع بودن گزارشگری مالی دارد و متغیر تداوم انتخاب مدیریت (فرضیة یازدهم) تأثیری بر به موقع بودن گزارشگری مالی ندارد.
پیشنهادهای کاربردی
در راستای نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش، پیشنهادهایی به شرح زیر مطرح می‌شوند:
10. رحیمیان، نظام‌الدین، توکل‌نیا، اسمائیل و محمود قربانی. (1393). درماندگی مالی و تأخیر در گزارشگری مالی. دانش حسابداری مالی، دوره اول، شماره 2، صص 57-77.
11. سلیمانی امیری، غلامرضا و عاطفه رحیمی تمرین. (1393). رابطه بین به‌موقع بودن گزارشگری مالی و عملکرد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های تجربی حسابداری، دوره سوم، شماره 11، صص 21-35.
12. صفائی، عماد، همتی، حسن و رضا داغانی. (1395). ارزیابی تأثیر کیفیت حسابرسی بر تأخیر در گزارشگری مالی. تحقیقات حسابداری و حسابرسی، دوره 7، شماره 3، صص 68-85.
13. لاری دشت بیاض، محمود، قناد، مصطفی و حسین فکور. (1397). ویژگی‌های کمیتة حسابرسی و تأخیر در گزارش حسابرسی. پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 10، شماره 37، صص 215-242.
14. محمدرضایی، فخرالدین، تنانی، محسن وابوالفضل علی‌آبادی. (1397). خطای حسابرسی: تأخیر در گزارش حسابرسی و نقش تعدیلگر مالکیت خانوادگی. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 25، شماره 1، صص 51-70.
)
