The Effect of Real Earning Management on Going-the Concern Audit Opinions in Financially Distressed Firms

Hamidian, Narges; Arabsalehi, Mehdi; Taghian, Majid

doi:10.22108/far.2022.132840.1863

The Effect of Real Earning Management on Going-the Concern Audit Opinions in Financially Distressed Firms

Document Type : Original Article

Authors

¹ : Assistant Professor in Accounting, University of Isfahan, Isfahan, Iran

² Associate Professor in Accounting, University of Isfahan, Isfahan, Iran

³ M.A in Accounting, University of Isfahan, Isfahan, Iran

10.22108/far.2022.132840.1863

Abstract

Financial statement information is one of the potential sources used by auditors to assess the entity's going-concern determination. However, the numbers reported in the financial statements may not fully reflect all available information about entity's performance. Therefore, auditors' attention to non-financial factors is necessary when assessing the going-concern client. Earning management through manipulation of real activities can be one of the non-financial factors that are relevant to the likelihood of auditors’ going-concern opinions considering its detrimental consequences on the long-term performance of the company, especially those with poor financial health. Hence, the purpose of this study was to investigate the effect of real earning management on the going-concern audit opinion for financially distressed firms. To achieve the research goal, the information related to 194 financially distressed firm-years listed in Tehran Stock Exchange (TSE) was collected for the period 2009-2019. The results showed that real earning management through operating cash flows and manipulation of discretionary expenses has a positive and significant effect on the likelihood of the going-concern uncertainty paragraph in the audit report; However, no evidence was found on the significant effect of real earning management through manipulation of production costs on the likelihood of the going-concern uncertainty paragraph in the audit report.

Keywords

20.1001.1.23223405.1401.14.1.3.9

Main Subjects

special

Full Text

مسئولیت حسابرسان برای ارزیابی تداوم فعالیت از مدت‌‌ها قبل موضوع بحث‌‌های زیادی بوده است (Ruiz-Barbadillo et al., 2004). طبق فرض تداوم فعالیت، واحد مورد رسیدگی معمولاً واحدی فرض می‌‌شود که در آینده قابل پیش‌‌بینی به فعالیت خود ادامه می‌‌دهد. با توجه به اینکه تداوم فعالیت محور اصلی گزارشگری مالی محسوب می‌‌شود، براساس استانداردهای حسابرسی، حسابرسان موظف‌اند وضعیت تداوم فعالیت شرکت‌ها را به‌‌دقت ارزیابی کنند؛ بنابراین، دیگر به فرض تداوم فعالیت ‌‌به‌‌عنوان مبنای تهیۀ صورت‌‌های مالی نگریسته نمی‌‌شود؛ بلکه مشابه یک فرضیه است که باید به‌‌منزلۀ بخشی از فرآیند حسابرسی با شواهد مناسب تأیید شود (عربی مزرعه شاهی، 1389). زاوگرن (1983) نیز معتقد است منطق اصلی الزام حرفۀ حسابرسی برای ارزیابی فرض تداوم فعالیت، ارائه هشدار زودهنگام به کاربران صورت‌‌های مالی دربارۀ مشکلات احتمالی مالی به‌ویژه در شرکت‌های درمانده مالی است.

از جمله عوامل مؤثر بر صدور گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت، مدیریت سود واقعی است. مدیریت سود واقعی به سه دلیل احتمال دارد سبب شود حسابرسان مستقل، اظهارنظر خود را از بابت ابهام در تداوم فعالیت شرکت‌‌های درماندۀ مالی تعدیل کنند؛ نخست، مدیریت سود واقعی بر جریانات نقدی و سلامت مالی شرکت تأثیرات منفی دارد که این موضوع می‌‌تواند به عملکرد ضعیف شرکت در آینده از جمله کاهش سودآوری ‌‌آتی منجر شود (Kim & Park, 2014). باتوجه به اینکه سودآوری آتی، یک عامل مهم برای پیش‌‌بینی ورشکستگی واحد تجاری است، مدیریت سود واقعی می‌‌تواند عدم ‌‌اطمینان درخور ‌‌توجهی دربارۀ توانایی شرکت برای تداوم فعالیت ایجاد کند. دوم، با توجه به اینکه این شیوۀ دستکاری سود، سبب تضعیف عملکرد مالی شرکت می‌‌‌شود، ممکن است ریسک دادخواهی حسابرسان به ‌‌خاطر زیان ذینفعان افزایش یابد. همچنین، به ‌‌این دلیل که حسابرسان قدرت زیادی برای محدودکردن مدیریت سود واقعی ندارند، آنها ممکن است اقدام به صدور گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت به‌‌عنوان یک اقدام پیشگیرانه، برای محافظت از خود در برابر دعاوی حقوقی آینده کنند (Kaplan & Williams, 2013). سوم، حسابرسان به‌‌ هنگام ارزیابی تداوم فعالیت صاحبکار از شک و تردید حرفه‌‌ای خود استفاده می‌کنند (Feng & Li, 2014). با توجه به اینکه شرکت‌‌هایی که با بحران مالی مواجه‌اند، گزارش‌‌های مالی را به‌‌صورت فرصت‌‌طلبانه گزارش می‌‌کنند و چنین فرصت‌‌طلبی در گزارشگری مالی، اغلب در مدیریت سود واقعی منعکس می‌‌شود، انتظار می‌رود رفتار فرصت‌‌طلبانۀ مدیریت که در مدیریت سود واقعی انعکاس یافته است، سطح شک و تردید حرفه‌‌ای حسابرسان را افزایش دهد؛ درنهایت، افزایش شک و تردید حرفه‌ای می‌‌تواند به صدور گزارش حسابرسی با تأکید بر ابهام در تداوم فعالیت منجر شود (Xu et al., 2018).

همچنین، اگرچه دلیل اصلی ورشکستگی شرکت‌‌ها تا حد زیادی ناشی از کمبود وجه‌‌نقد و نقدینگی است (Altman, 1968)، با توجه به اینکه استفاده از ابزارهای مدیریت سود واقعی به ارتقای عملکرد مالی و نقدینگی شرکت‌‌ها در کوتاه‌‌مدت کمک می‌کند، ممکن است به کاهش احتمال انتشار گزارش تعدیل شدۀ حسابرسی به دلیل ابهام در تداوم فعالیت از سوی حسابرسان منجر شود
(Xu et al., 2018)؛ ولی بیشتر پژوهش‌‌های پیشین (Cohen et al., 2008; Francis & Krishnan, 1999; Zhang, 2008) شواهد متعددی در ارتباط با تأثیر منفی مدیریت سود واقعی بر عملکرد مالی آینده، ارزش شرکت، قیمت و بازده سهام فراهم کرده‌‌اند؛ همچنین، مدیریت سود واقعی موجب افزایش ریسک تجاری صاحبکار و نیز حسابرس می‌شود (Greiner et al., 2017; Kim & Park, 2014). همچنین، در شرکت‌‌هایی که با بحران مالی مواجه‌اند، هزینه نهایی انحراف از فعالیت‌‌های عادی عملیاتی به احتمال زیاد، بیشتر از شرکت‌‌های سالم خواهد بود (Zang, 2012).

باتوجه به توضیحات بالا، انتظار می‌رود ارتباطی مثبت بین مدیریت سود واقعی و احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی وجود داشته باشد. در مطالعات داخلی، مطالعاتی در حوزه رابطۀ بین مدیریت سود واقعی و اظهارنظر حسابرس وجود دارد؛ اما تا کنون پژوهشی به بررسی تأثیر مدیریت سود واقعی بر اظهارنظر حسابرس دربارۀ تداوم فعالیت شرکت‌‌های درماندۀ مالی نپرداخته است؛ بنابراین، بررسی نحوۀ ارتباط بین این دو متغیر ضروری به‌‌نظر می‌‌رسد؛ اما از دیدگاه کاربردی ضرورت این پژوهش، می‌‌توان گفت با توجه به رشد چشمگیر بازار بورس اوراق بهادار تهران در سال‌‌های اخیر، اهمیت نقش حسابرسی مستقل به‌‌‌عنوان یکی از سازوکارهای حاکمیت شرکتی، بیش از پیش افزایش یافته است. نقش حسابرسی مستقل از آن نظر اهمیت دارد که حسابرس، فاصلۀ بین سرمایه‌‌گذاران و مدیران را متصل می‌‌سازد و حلقۀ ارتباطی بین آنها است. بدین ترتیب گزارش حسابرسی نقش بسزایی در تصمیم‌‌گیری سرمایه‌‌گذاران و سایر ذینفعان ایفا می‌کند؛ بنابراین، نتایج پژوهش حاضر علاوه بر گسترش ادبیات حوزه مدیریت سود واقعی و گزارش حسابرسی، به ذینفعان و استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی نیز کمک می‌کند. در ادامه، ابتدا مبانی نظری و پیشینه پژوهش بیان‌ شده، سپس فرضیه‌ها و روش پژوهش و در انتها یافته‌ها و نتیجه‌گیری ارائه شده‌اند.

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

تداوم فعالیت یک فرض بنیادین در حسابداری به‌‌شمار می‌‌رود و یکی از چالش‌برانگیزترین مفروضات بدیهی در حسابداری است (Musvoto et al., 2011). با توجه به اینکه فرض تداوم فعالیت یک اصل بنیادین در تهیه صورت‌های مالی است، حسابرس در جریان برنامه‌‌ریزی و اجرای روش‌‌های حسابرسی و ارزیابی نتایج حاصل از آن باید مناسب‌بودن استفاده مدیریت از فرض تداوم فعالیت را در تهیۀ صورت‌‌های مالی بررسی کند (کمیته تدوین استانداردهای حسابرسی، 1396).

در طول چند دهۀ گذشته، مسئولیت حسابرسان برای ارزیابی تداوم فعالیت به بحث و بررسی‌‌های بسیاری تبدیل شده است. این توجه، بیشتر به این دلیل است که به‌‌نظر می‌‌‌‌رسد حسابرسان تمایلی به افشای وجود مشکلات تداوم فعالیت شرکت صاحبکار در گزارش‌‌های حسابرسی ندارند. در واقع، در بسیاری از گزارش‌‌های حسابرسی شرکت‌‌ها در سال قبل از ورشکستگی، هیچ‌‌گونه اشاره‌‌ای به مسئلۀ ابهام در تداوم فعالیت نشده است (Hopwood et al., 1991; Lennox, 1999). علاوه ‌‌بر این، نتایج مطالعات نشان می‌‌دهند مدل‌‌های پیش‌‌بینی ورشکستگی به میزان چشمگیری بهتر از گزارشات حسابرسی توانسته‌‌اند ورشکستگی واحد تجاری را پیش‌‌بینی کنند (Altman & McGough, 1974). بر همین اساس، حسابرسان به‌‌ دلیل ناتوانی در شناسایی شرکت‌‌هایی که تداوم فعالیت آنها با ابهام روبه‌رو است یا عدم تمایل آنها برای افشای عدم اطمینان درخصوص تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی، انتقاد شده‌‌اند.

ارائۀ گزارش حسابرسی مطلوب برای شرکت‌‌هایی که پس از مدت کوتاهی ورشکسته می‌‌شوند، باعث افزایش بی‌‌اعتمادی به فعالیت حسابرسان مستقل شده است (Bellovary et al., 2006). این امر معمولاً هزینه‌‌های زیادی را به حسابرسان و صاحبان سهام تحمیل می‌‌کند. اگرچه استانداردهای حسابرسی به‌صراحت حسابرسان را ملزم به ارزیابی تداوم فعالیت صاحبکاران می‌کند، میزان اظهارنظرهای مطلوب در حالی‌‌ که شرکت صاحبکار مدت کوتاهی پس از اظهارنظر حسابرسی دربارۀ تداوم فعالیت، ورشکسته شده، تغییر نیافته است. دلایل این امر، ابهام در استانداردهای حسابرسی و وجود محدودیت در پردازش اطلاعات توسط انسان‌‌ها است (Vanstraelen, 1999).

ازجمله مواردی که ممکن است در هنگام ارزیابی وضعیت تداوم فعالیت شرکت، به ‌‌ایجاد چالش جدی برای حسابرسان منجر شود، تحریف سود توسط صاحبکار است (مرادی و همکاران، 1393). در مطالعات تجربی متعددی این تصور که رقم سود حسابداری، مهم‌‌ترین معیار برای ارزیابی عملکرد مدیریت توسط سرمایه‌‌گذاران است، به ‌‌اثبات رسیده است. با توجه به تأثیر سود بر قیمت سهام، پاداش مدیران، قراردادهای بدهی، هزینه‌های سیاسی و ... مدیران همواره از انگیزه‌‌های لازم برای دستکاری و مدیریت سود برخوردارند. مدیریت سود از دو راه امکان‌‌پذیر است: مدیریت اقلام تعهدی و مدیریت فعالیت‌‌های واقعی. در مدیریت سود ازطریق اقلام تعهدی اختیاری، رویه‌‌های‌‌ حسابداری به‌‌ کار گرفته شده مبتنی بر اصول پذیرفته‌شدۀ حسابداری هستند؛ اما مدیریت تلاش می‌کند ازطریق اقلام تعهدی اختیاری، سود شرکت را در راستای اهداف خود مدیریت کند (رحمانی و رامشه، 1392). در مدیریت سود با استفاده از اقلام واقعی، فعالیت‌‌های واقعی شرکت به‌‌صورت عمدی دستکاری می‌‌شوند تا سود گزارش‌شده به هدف مدنظر مدیران نزدیک شود؛ این ‌‌نوع روش مدیریت با تغییر در زمان‌‌بندی فعالیت‌‌ها یا تغییر در ساختار معاملات صورت می‌‌پذیرد (Dechow et al., 1995).

مطابق با پژوهش رویچودری (2006)، سه نوع ابزار مختلف برای انجام مدیریت سود واقعی وجود دارد که عبارت است از دستکاری فروش، تولید بیش ‌‌از اندازه و کاهش هزینه‌‌های اختیاری. در رویکرد دستکاری فروش، مدیران با اعطای تخفیفات یا تسهیل در شرایط اعتباری فروش، سود دورۀ جاری را افزایش می‌‌دهند. در رویکرد تولید بیش از اندازه، مدیران می‌‌توانند با افزایش میزان تولید، هزینه‌‌های سربار ثابت تولید را به تعداد بیشتری از واحدهای تولیدشده، تخصیص و از این‌‌طریق، حاشیه سود محصولات را افزایش دهند. در روش سوم مدیریت سود واقعی، مخارجی مانند تحقیق و توسعه، تبلیغات یا هزینه‌‌های اداری، عمومی و فروش، با هدف افزایش سود دورۀ جاری، کاهش می‌‌یابند.

باوجود اینکه مدیران به ‌‌دلایلمتعددی نظیر اجرای ساده‌‌تر و قابلیت کشف کمتر توسط حسابرسان، تحریف سود ازطریق فعالیت‌‌های واقعی را نسبت ‌‌به اقلام تعهدی ترجیح می‌‌دهند، نتایج پژوهش‌‌های متعددی (نظیر Cohen et al., 2008; Xu et al., 2021; Zhang, 2008) نشان می‌‌دهند دستکاری فعالیت واقعی، پیامدهای اقتصادی واقعی به‌‌همراه دارد و به‌‌‌صورت مستقیم موجب تضعیف عملکرد مالی شرکت می‌‌شود.

همچنین، در مطالعات پیشین، از درماندگی مالی به‌‌عنوان انگیزه‌‌ای یاد شده است که باعث افزایش رفتار فرصت‌‌طلبانۀ مدیران و ارائۀ گزارشات نادرست می‌‌شود (Jensen & Meckling, 1976). ادبیات مربوط به درماندگی مالی شرکت‌‌ها نشان می‌‌دهد زمانی که شرکت‌‌ها با مشکلات مالی مواجه می‌‌‌شوند، مدیران ممکن است برای حداکثر‌‌سازی پاداش‌‌های کوتاه‌‌مدت، دستیابی به شرایط قراردادهای مطلوب‌‌تر، کاهش صرف ریسک عدم پرداخت بدهی¹ و افزایش ارزش شرکت، به ارائۀ گزارش‌‌های غیر‌‌صادقانه و مدیریت سود روی ‌‌آورند (Andrade & Kaplan, 1998; Bamber et al., 2010; Ruiz-Barbadillo et al., 2004; Srivastava, 2019; Wruck, 1990). چاریتو و همکاران (2011) نشان دادند مدیران شرکت‌‌های درماندۀ مالی، با اتخاذ رویکرد مدیریت سود رو به بالا، جایگاه شغلی خود را محکم‌‌تر می‌‌کنند یا برای دریافت پاداش بیشتر، قیمت سهام را به‌طور موقت، متورم می‌‌سازند.

مدیریت سود واقعی به سه دلیل می‌تواند سبب تعدیل اظهارنظر حسابرسان دربارۀ ابهام در تداوم فعالیت به‌ویژه در شرکت‌‌های درماندۀ مالی شود. نخست، پژوهش‌‌های پیشین نشان می‌‌دهند حسابرسان به هنگام ارزیابی مسئلۀ تداوم فعالیت صاحبکار، از نسبت‌‌های مالی به‌‌عنوان ابزار تصمیم‌‌گیری استفاده می‌کنند؛ اما موچلر (1985) طی مصاحبه با حسابرسان دریافت آنها لزوماً از تحلیل نسبت‌‌های مالی در تصمیم‌‌گیری خود برای انتشار گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت استفاده نمی‌‌کنند و درعوض ترجیح می‌‌دهند برخی دیگر از شاخص‌‌های بالقوۀ ورشکستگی را شناسایی کنند (Xu et al., 2018). مدیریت سود واقعی بر جریان‌‌های نقدی و سلامت مالی شرکت تأثیر منفی دارد که این موضوع می‌‌تواند به عملکرد ضعیف شرکت در آینده ازجمله کاهش سودآوری ‌‌آتی منجر شود (Cohen & Zarowin, 2010; Kim & Park, 2014). با توجه به اینکه سودآوری مورد انتظار در آینده یک عامل پیش‌‌بینی‌‌کنندۀ مهم ورشکستگی واحد تجاری است؛ درنتیجه، مدیریت سود واقعی می‌‌تواند عدم ‌‌اطمینان چشمگیری دربارۀ توانایی شرکت برای تداوم فعالیت ایجاد کند (Xu et al., 2018).

دوم، مدیریت سود واقعی در مقایسه با مدیریت سود تعهدی، زیان‌‌بارتر است و به‌‌صورت مستقیم عملکرد مالی را کاهش می‌‌دهد. برخلاف مدیریت سود تعهدی، تا زمانی‌‌ که نتایج مدیریت سود واقعی به‌نحو مناسب در صورت‌های مالی افشا شود، کمتر در معرض بررسی دقیق حسابرس قرار می‌‌گیرد (Chi et al., 2011). با توجه به اینکه حسابرسان قدرت زیادی برای محدودکردن این شیوه از مدیریت سود ندارند، آنها ممکن است اقدام به صدور گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت به‌‌عنوان یک اقدام پیشگیرانه، برای محافظت از خود در برابر دعاوی حقوقی آینده کنند (Kaplan & Williams, 2013).

سوم، حسابرسان به‌‌ هنگام ارزیابی وضعیت تداوم فعالیت صاحبکار، شک و تردید حرفه‌‌ای خود را اعمال می‌‌کنند (Feng & Li, 2014). مدیران شرکت‌‌های درماندۀ مالی تمایل دارند گزارش‌‌های مالی را به‌‌صورت فرصت‌‌طلبانه گزارش کنند؛ چنین فرصت‌‌طلبی مدیریت در گزارشگری مالی، اغلب در مدیریت سود واقعی منعکس می‌‌شود (Roychowdhury, 2006; Zang, 2012). انتظار می‌‌رود به شکل چشمگیری، فرصت‌‌طلبی مدیریت که در مدیریت سود واقعی انعکاس یافته است، سطح شک و تردید حرفه‌‌ای حسابرسان را افزایش می‌دهد. درنهایت، افزایش شک و تردید حرفه‌ای می‌‌تواند به احتیاط و محافظه‌‌کاری در گزارش حسابرس منجر شود و درنتیجه، به تمایل بیشتر وی به صدور گزارش حسابرسی با تأکید بر ابهام در تداوم فعالیت منجر شود (Xu et al, 2018).

بنابراین، در شرکت‌های درماندۀ مالی یک ارتباط مثبت بین مدیریت سود واقعی و احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی پیش‌‌بینی می‌‌شود. همچنین، مطابق با پژوهش‌‌های پیشین (DeFond et al., 2002; DeFond et al., 2016; Xu et al., 2018)، عوامل دیگری نیز بر اظهارنظر حسابرس نسبت به تداوم فعالیت مؤثرند؛ ازجمله اندازۀ شرکت، جریان وجوه نقد عملیاتی، کیفیت سود، دورۀ تصدی حسابرس، ریسک ورشکستگی، زیان دورۀ جاری، نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها، تأخیرگزارش حسابرسی، بازده دارایی‌‌ها، بازده سهام و نوسان بازده سهام که در این پژوهش اثر آنها کنترل شده است. در ادامه، به برخی مطالعات مرتبط با پژوهش حاضر پرداخته شده است.

ژو و همکاران (2021) در پژوهشی به بررسی مدیریت سود واقعی در شرکت‌های ورشکسته پرداختند. آنها دریافتند در شرکت‌های ورشکسته احتمال دستکاری سود ازطریق مدیریت سود واقعی، بیشتر از سایر شرکت‌ها است. همچنین، یک روند افزایشی از فعالیت‌های مدیریت سود واقعی در دوره 5 ساله قبل از ورشکستگی در شرکت‌های ورشکسته وجود دارد. حسین و همکاران (2020) در پژوهشی به بررسی تأثیر لحن افشای اطلاعات مالی بر اظهارنظر حسابرس نسبت به تداوم فعالیت پرداختند. یافته‌‌های پژوهش نشان دادند لحن افشای غیرعادی با احتمال بالاتر انتشار گزارش حسابرسی حاوی بند ابهام در تداوم فعالیت در ارتباط است. سیمامورا و هندارجانتو (2019) در پژوهشی به بررسی رابطۀ بین دورۀ تصدی حسابرس، تأخیر گزارش حسابرس، خرید اظهارنظر حسابرسی، نسبت نقدینگی و اهرم مالی و اظهارنظر حسابرس دربارۀ تداوم فعالیت پرداختند. نتایج آنها نشان دادند شرکت‌‌هایی که اقدام به خرید اظهارنظر حسابرسی می‌‌کنند یا نسبت اهرم مالی بالاتری دارند، حسابرسان آنها تمایل بیشتری نسبت به صدور گزارش حسابرسی با بند ابهام تداوم فعالیت دارند. این در حالی است که دورۀ تصدی حسابرس، تأخیر گزارش حسابرسی و نسبت نقدینگی تأثیری بر اظهارنظر حسابرس نسبت به تداوم فعالیت ندارد. ژو و همکاران (2018) در پژوهشی به بررسی تأثیر دستکاری فعالیت‌‌های واقعی بر تصیمات حسابرس دربارۀ صدور اظهارنظر نسبت به تداوم فعالیت شرکت‌‌های درمانده مالی پرداختند. نتایج پژوهش حاکی از وجود یک رابطۀ مثبت و معنادار بین مدیریت سود فعالیت‌‌های واقعی و احتمال صدور اظهارنظر تعدیل‌شده حسابرسی به دلیل ابهام در تداوم فعالیت شرکت‌‌های درماندۀ مالی بود. گرینر و همکاران (2017) در پژوهشی به بررسی رابطۀ بین مدیریت سود متهورانه ازطریق فعالیت‌‌های واقعی و حق‌الزحمۀ جاری و مورد انتظار حسابرسی پرداختند. نتایج نشان دادند به‌جز کاهش غیرعادی در هزینه‌‌های فروش، اداری و عمومی، مدیریت سود واقعی متهورانه باعث افزایش حق‌‌الزحمۀ جاری و مورد انتظار حسابرسی می‌‌شود.

جودی و منصورفر (1399) در پژوهشی به بررسی نقش کیفیت حسابرسی بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و ابعاد آگاهی‌دهنده و فریبندگی مدیریت سود پرداختند. نتایج آنها نشان دادند عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر منفی بر مدیریت سود آگاهی‌دهنده و تأثیر مثبت بر مدیریت سود فریبنده دارد. همچنین، وجود کیفیت حسابرسی، شدت تأثیر منفی عدم تقارن اطلاعاتی بر مدیریت سود آگاهی‌دهنده و شدت تأثیر مثبت عدم تقارن اطلاعاتی بر مدیریت سود فریبنده را تا حد چشمگیری کاهش می‌دهد. خانی و همکاران (1399) در پژوهشی به بررسی رابطۀ کیفیت حسابرسی با استفاده از شاخص‌‌هایی ازقبیل اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی، تخصص حسابرس در صنعت و دورۀ تصدی حسابرس با اظهارنظر حسابرس نسبت به تداوم فعالیت پرداختند. یافته‌‌های پژوهش آنها نشان دادند بین اندازه مؤسسۀ حسابرسی و تخصص حسابرس در صنعت و اظهارنظر حسابرسی از بابت ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد. آشتاب و همکاران (1397) در پژوهشی مقایسه ابزارهای مدیریت سود در شرکت‌های درمانده مالی و شرکت‌های سالم را بررسی کردند. نتایج نشان دادند مدیران در شرکت‌‌های بحران‌‌زدۀ مالی ترجیح می‌‌دهند برای خروج از شرایط بحران مالی، در سال‌‌های قبل از وقوع آن، با افزایش جریان‌‌های نقدی عملیاتی با افزایش فروش و کاهش بهای تمام‌شدۀ تولید و کاهش اقلام تعهدی، به افزایش نقدینگی و سودآوری در مقایسه با شرکت‌‌های سالم بپردازند و از بین ابزارهای مدیریت سود، مدیران شرکت‌‌های بحران‌‌زدۀ مالی، مدیریت فعالیت‌‌های واقعی را نسبت به اقلام تعهدی ترجیح می‌‌دهند. سلیمانی امیری و رهنما (1395) در پژوهشی به بررسی تأثیر مدیریت سود واقعی بر نوع اظهارنظر حسابرسی پرداختند. یافته‌‌های پژوهش حاکی از آن بود که هیچ‌‌گونه رابطۀ معناداری بین نوع گزارش حسابرسی و مدیریت سود واقعی شامل تغییر در فروش، تغییر در هزنیه‌‌های تولید و تغییر در هزینه‌‌های اختیاری وجود ندارد. مرادی و همکاران (1393) در پژوهشی به بررسی ارتباط بین مدیریت سود اقلام تعهدی و اظهارنظر مشروط حسابرس دربارۀ ابهام در تداوم فعالیت پرداختند. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌‌ها نشان دادند بین اقلام تعهدی اختیاری و اظهارنظر مشروط حسابرس به دلیل ابهام با اهمیت در تداوم فعالیت صاحبکار، ارتباط مستقیم معناداری وجود دارد.

فرضیه‌های پژوهش

در شرکت‌‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری جریان‌‌های نقدی عملیاتی بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت دارد.
در شرکت‌‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری هزینه‌‌های تولید بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت دارد.
در شرکت‌‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری هزینه‌‌های اختیاری بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت دارد.

روش پژوهش

مطالعۀ حاضر، پژوهشی کاربردی - توصیفی از نوع پژوهش‌های پس‌رویدادی است که براساس اطلاعات واقعی صورت‌های مالی و گزارش‌های حسابرسی تهیه شده است. برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها از مدل‌های رگرسیونی چندمتغیره استفاده شده و برای تخمین مدل‌ها نرم‌افزار Eviews 10 استفاده شده است. جامعۀ آماری شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1386 تا 1398 است. شرکت‌های دارای معیارهای زیر به‌عنوان نمونه آماری انتخاب شده‌اند:

اطلاعات مورد نیاز برای محاسبۀ متغیرها، در طول دورۀ پژوهش دردسترس باشد.
به‌‌منظور مقایسه‌پذیر بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفندماه باشد.
شرکت طی دورۀ مطالعه‌شده‌، سال مالی یا ماهیت فعالیت خود را تغییر نداده باشد.
به دلیل ماهیت متفاوت عملیات، جزء شرکت‌‌های مالی، سرمایه‌‌گذاری یا واسطه‌‌گری مالی نباشد.

براساس معیارهای فوق، تعداد 176 شرکت در بازه زمانی 1386 تا 1398 انتخاب شدند. در نگاره (1) نحوۀ دستیابی به نمونۀ اولیۀ پژوهش بیان شده است.

نگاره 1. نحوۀ دستیابی به نمونۀ اولیۀ پژوهش

Table 1. How to obtain the initial research sample

کل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تا پایان سال 1398	355
کسر می‌شود:
تعداد شرکت‌‌هایی که اطلاعات مالی آنها طی دورۀ پژوهش دردسترس نبوده است	(73)
تعداد شرکت‌‌هایی که سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند ماه نیست	(51)
تعداد شرکت‌‌های فعال در بخش سرمایه‌گذاری، بیمه، بانک، لیزینگ و تأمین مالی	(22)
تعداد شرکت‌‌های نمونۀ اولیۀ پژوهش	176

منبع: یافته‌‌های پژوهش

همچنین، براساس شرایط خاص درماندگی، شرکت‌‌هایی به‌‌عنوان درمانده انتخاب شده‌‌اند که دست‌کم یکی از معیارهای زیر را احراز کنند:

برای دو سال متوالی سود قبل از بهره، مالیات و استهلاک دارایی‌‌های مشهود و نامشهود شرکت کمتر از هزینۀ بهرۀ گزارش شده باشد یا در هر سال سود قبل از بهره، مالیات و استهلاک شرکت کمتر از 80 درصد هزینۀ بهره باشد (Asquith et al., 1994).
مشمول مادۀ 141 قانون تجارت باشد؛ یعنی

زیان انباشتۀ شرکت بیش از نصف سرمایۀ آن باشد.

این دو معیار براساس پژوهش علی‌اکبرلو و همکاران (1399)، به‌‌ترتیب از دقتی بیش از 95 و 85 درصدی برای شناسایی شرکت‌‌های درماندۀ مالی برخوردارند. براساس دو معیار مذکور، درنهایت، 55 شرکت و 194 سال - شرکت درمانده، به‌‌عنوان نمونۀ آماری پژوهش حاضر در نظر گرفته شده‌اند. در نگاره (2)، نحوۀ دستیابی به نمونۀ آماری پژوهش برحسب تفکیک معیارهای درماندگی بیان شده است.²

نگاره 2. نحوۀ دستیابی به نمونۀ نهایی آماری پژوهش

Table 2. How to obtain the final statistical sample of the research

تعداد شرکت‌‌های بررسی‌شده	176 شرکت	1813 سال - شرکت
تعداد شرکت‌‌های مشمول معیار اول	53 شرکت	204 سال - شرکت
تعداد شرکت‌‌های مشمول معیار دوم	36 شرکت	134 سال - شرکت
تعداد شرکت‌‌هایی مشمول دست‌کم یکی از معیارهای درماندگی (نمونۀ نهایی پژوهش)	55 شرکت	194 سال - شرکت

منبع: یافته‌‌های پژوهش

مدل‌های پژوهش

برای آزمون فرضیه‌های به پیروی از پژوهش ژو و همکاران (Xu et al., 2018) از روابط رگرسیونی (1)، (2) و (3) استفاده شده است. با توجه به دو حالتی (صفر و یک) بودن متغیر وابسته، از مدل رگرسیون لجستیک با تابع لاجیت برای آزمون هر سه فرضیه استفاده شده است.

رابطۀ(1)

GC_i,t = α + β₁AB_CFO_i,t+ β₂SIZE_i,t + β₃CFO_i,t + β₄ADA_i,t + β₅TENURE_i,t + β₆ZSCORE_i,t + β₇LOSS_i,t + β₈ASSET_i,t + β₉LAG_i,t + β₁₀ROA_i,t + β₁₁VOLATILITY_i,t + β₁₂RETURN_i,t + ε_i,t

که در این رابطه GC: وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی، AB_CFO: جریان‌‌های نقد عملیاتی غیرعادی، SIZE: اندازۀ شرکت، CFO: جریان نقدی عملیاتی، ADA: کیفیت سود، TENURE: دورۀ تصدی حسابرس، ZSCORE: ریسک ورشکستگی، LOSS: زیان دورۀ جاری، ASSET: نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها، LAG: تأخیر گزارش حسابرس، ROA: بازده دارایی‌‌ها، VOLATILITY: انحراف استاندارد بازده ماهانۀ سهام، RETURN: بازده سهام و ε: باقیماندۀ مدل

برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش ضریب β₁در نظر گرفته شده است. اگر این ضریب در سطح اطمینان 95% مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ اول پژوهش رد نمی‌‌شود. برای آزمون فرضیه دوم از رابطه رگرسیونی (2) استفاده شده است:

رابطۀ(2)

GC_i,t = α + β₁AB_PROD_i,t+ β₂SIZE_i,t + β₃CFO_i,t + β₄ADA_i,t + β₅TENURE_i,t + β₆ZSCORE_i,t + β₇LOSS_i,t + β₈ASSET_i,t + β₉LAG_i,t + β₁₀ROA_i,t+ β₁₁VOLATILITY_i,t + β₁₂RETURN_i,t + ε_i,t

که در این رابطه، AB_PROD: هزینه‌‌های تولید غیرعادی، سایر متغیرها در رابطۀ (1) شرح داده شدند. برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش ضریب β₁در نظر گرفته شده است. اگر این ضریب در سطح اطمینان 95% مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ دوم رد نمی‌‌شود. آزمون فرضیۀ سوم ازطریق رابطه رگرسیونی (3) انجام شده است:

رابطۀ(3)

GC_i,t = α + β₁AB_EXP_i,t + β₂SIZE_i,t + β₃CFO_i,t + β₄ADA_i,t + β₅TENURE_i,t+ β₆ZSCORE_i,t + β₇LOSS_i,t + β₈ASSET_i,t + β₉LAG_i,t + β₁₀ROA_i,t+ β₁₁VOLATILITY_i,t + β₁₂RETURN_i,t + ε_i,t

که در این رابطه، AB_EXP: هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی. برای آزمون فرضیۀ سوم ضریب β₁استفاده شده است. اگر این ضریب در سطح اطمینان 95% مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ سوم پژوهش رد نمی‌‌شود.

نحوۀ محاسبۀ متغیرهای پژوهش

متغیر وابسته وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی است. به پیروی از پژوهش خانی و همکاران (1399) این متغیر، یک متغیر مجازی است؛ در صورتی که بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی باشد، عدد یک و در غیر این ‌‌صورت عدد صفر به آن اختصاص می‌‌یابد.

متغیرهای مستقل شامل جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی، هزینه‌‌های تولید غیرعادی و هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی است که معیارهای مدیریت سود واقعی در نظر گرفته شده‌‌اند. برای اندازه‌گیری معیارهای مدیریت سود واقعی از مدل‌های رگرسیونی ارائه‌شده از رویچودری (2006) به روش برآورد مقطعی استفاده شده است:

الف: جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی: برای اندازه‌گیری این متغیر رابطۀ رگرسیونی (4) برآورد می‌‌شود؛ به نحوی که باقیماندۀ این رابطه، نشان‌دهندۀ جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی است.

رابطۀ(4)

= + + +

که در این رابطه؛ CFO: جریان‌‌‌‌های نقدی عملیاتی، Sales: فروش خالص، ΔSales: تغییرات فروش خالص سال جاری نسبت به سال قبل، 𝜀_i,t: باقیماندۀ مدل که نشان‌‌دهندۀ‌‌ جریان‌‌های نقد عملیاتی غیرعادی است. کلیۀ متغیرهای رابطۀ (4) ازطریق تقسیم بر جمع دارایی‌‌های پایان دورۀ قبل همگن شده‌‌اند.

ب) هزینه‌‌های تولید غیرعادی: برای اندازه‌گیری این متغیر رابطۀ رگرسیونی (5) برآورد می‌‌شود؛ به نحوی که باقیماندۀ این رابطه نشان‌دهندۀ هزینه‌‌های تولید غیرعادی است.

رابطۀ(5)

= + + + +

که در این رابطه، Prod: نشان‌‌‌‌دهندۀ هزینه‌‌های تولید شرکت در پایان سال t است که از حاصل جمع بهای تمام‌شدۀ درآمد عملیاتی و تغییرات در موجودی مواد و کالا به‌‌دست می‌‌آید، Sales: فروش خالص سال جاری، ΔSales_t: تفاضل فروش خالص شرکت در پایان سال t از فروش خالص پایان سال t-1، ΔSales_i,t-1: تفاضل فروش خالص شرکت i در پایان سال t-1 از فروش خالص پایان سال‌‌ t-2، 𝜀_i,t: باقیماندۀ رابطه (5) که نشان‌‌دهندۀ هزینه‌‌های تولید غیرعادی است. متغیرهای رابطه (5) ازطریق تقسیم بر جمع دارایی‌‌های پایان دورۀ قبل همگن شده‌‌اند.

ج) هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی: این متغیر ازطریق برآورد رابطۀ رگرسیونی (6) محاسبه شده است؛ بدین صورت که باقیماندۀ رابطه (6) نشان‌دهندۀ هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی است.

رابطۀ(6)

= + +

که در این رابطه، Disc: هزینه‌‌های اختیاری شرکت، S_i,t-1: فروش خالص شرکت i در پایان سال-1 t و 𝜀_i,t: باقیماندۀ رابطه (6) است که نشان‌‌دهندۀ هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی است. متغیرهای رابطه (6) با تقسیم بر جمع دارایی‌‌های پایان دورۀ قبل همگن شده‌‌اند.

مطابق با مبانی نظری و پژوهش ژو و همکاران (2018)، متغیرهای کنترلی شامل اندازه، جریان‌‌های نقدی عملیاتی، کیفیت سود، دورۀ تصدی حسابرس، ریسک ورشکستگی، زیان دورۀ جاری، نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها، تأخیر گزارش حسابرسی، بازده دارایی‌‌ها، انحراف استاندارد بازده ماهانۀ سهام و بازده سالانۀ سهام هستند که در ادامه علت استفاده آنها و نحوۀ محاسبۀ هر یک بیان شده است.

اندازۀ شرکت (SIZE): برابر است با لگاریتم طبیعی کل دارایی‌‌ها در پایان سال مالی. شرکت‌‌های بزرگ‌‌تر در شرایط بحران مالی، به‌‌دلیل برخورداری از قدرت مذاکره بیشتر با اعتباردهندگان و نیز منابع بیشتر این شرکت‌‌ها برای جلوگیری از ورشکستگی، ریسک کمتری برای دریافت گزارش با بند ابهام در تداوم فعالیت دارند (Mutchler, 1985).

جریان‌‌های نقدی عملیاتی (CFO): برابر است با نسبت وجوه نقد عملیاتی به کل دارایی‌‌ها. جریان‌‌های نقدی عملیاتی ضعیف، بحران مالی شرکت را وخیم‌‌تر می‌کنند و احتمال ورشکستگی آن را افزایش می‌‌دهند (Jiang et al., 2010).

کیفیت سود (ADA): هرچه کیفیت سود کمتر باشد، احتمال دریافت گزارش تعدیل‌شدۀ حسابرسی به‌‌دلیل ابهام در تداوم فعالیت نیز بیشتر است (Francis & Krishnan, 1999). برای سنجش کیفیت سود مطابق با پژوهش کوتاری و همکاران (2005) از مدل تعدیل‌شدۀ جونز (1991) به‌‌شرح رابطۀ رگرسیونی (7) به روش برآورد مقطعی استفاده شده است. در مدل مذکور، قدرمطلق باقیمانده‌ها نشان‌‌دهندۀ کیفیت سود است و مقادیر بالاتر آن، نشان‌‌دهندۀ کیفیت پایین‌‌تر سود گزارش شده است.

رابطۀ(7)

= + + + +

که در این رابطه، TAC: کل اقلام تعهدی (تفاضل سود خالص قبل از اقلام غیرمترقبه از جریان‌‌‌‌های نقدی عملیاتی)، ΔREV: تغییرات درآمد، PPE: ناخالص اموال، ماشین‌‌آلات و تجهیزات، ROA: نرخ بازده دارایی‌‌ها و ε_i,t: باقیماندۀ مدل.تمامی متغیرهای رابطه (7) ازطریق تقسیم بر جمع دارایی‌‌های پایان دورۀ قبل همگن شده‌‌اند.

دورۀ تصدی حسابرس :(TENURE) یک متغیر مجازی است. اگر دورۀ تصدی حسابرس 3 سال یا بیشتر باشد، برابر عدد یک و در غیر این‌صورت عدد صفر به آن تخصیص می‌‌یابد. دورۀ تصدی طولانی‌‌تر، حسابرس را قادر می‌سازد تا شواهد بیشتری کسب کند؛ این امر به حسابرس اجازه می‌‌دهد تا گزارش بهتری در رابطه با عدم ‌‌اطمینان نسبت به تداوم فعالیت واحد تجاری ارائه کند (Carson et al., 2013).

ریسک ورشکستگی (ZSCORE): هرچه ریسک ورشکستگی و درماندگی مالی شرکت بیشتر باشد، احتمال دریافت گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت نیز بالاتر خواهد بود (Xu et al., 2018). در این پژوهش، از مدل آلتمن (1984) که با رهنمای رود پشتی و همکاران (1388) تعدیل شده، برای اندازه‌‌گیری ریسک ورشکستگی استفاده شده است. هرچه شاخصZ کمتر باشد، درجۀ بحران مالی و ریسک ورشکستگی شرکت بیشتر می‌‌شود.

رابطۀ(8)

که در این رابطه، X₁: نسبت سرمایه در گردش (دارایی‌‌های جاری منهای بدهی‌‌های جاری) به کل دارایی‌‌های پایان سال، X₂: نسبت سود انباشته به کل دارایی‌‌ها در پایان سال، X₃: نسبت سود قبل از بهره و مالیات به کل دارایی‌‌ها در پایان سال، X₄: نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری بدهی‌‌ها در پایان سال، X₅: نسبت فروش به کل دارایی‌‌ها در پایان سال.

زیان‌‌ دورۀ جاری (LOSS): شرکت‌های زیان‌‌ده احتمال شکست تجاری آنها بیشتر است (Xu et al., 2018). یک متغیر مجازی است؛ در صورتی که سود خالص سال جاری منفی باشد، عدد یک و در غیر این ‌‌صورت، عدد صفر به آن تخصیص می‌‌یابد.

تأخیر گزارش حسابرسی (LAG): لگاریتم طبیعی فاصلۀ زمانی بین تاریخ امضای گزارش حسابرسی و پایان سال مالی شرکت. در صورت وجود تأخیر بیشتر در انتشار گزارش حسابرسی، احتمال تعدیل اظهارنظر حسابرسی به‌‌دلیل ابهام در در تداوم فعالیت، بیشتر است (DeFond et al., 2016).

نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها (ASSET): نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها شاخصی برای اندازه‌‌گیری ایفای تعهدات و میزان نقدینگی شرکت است. هرچه نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها کوچک‌تر باشد، احتمال دریافت گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت نیز بیشتر می‌‌شود (Xu et al., 2018). برابر است با تقسیم دارایی‌‌های جاری بر کل دارایی‌‌ها.

بازده دارایی‌‌ها (ROA): برابر است با تقسیم سود خالص قبل از اقلام غیرمترقبه بر کل دارایی‌‌ها در پایان سال مالی. بازده دارایی‌‌ها، اثربخشی مدیریت در ایجاد سود از کل سرمایه‌‌گذاری در دارایی‌‌ها را نشان می‌دهد. شرکت‌‌هایی که سودآوری کمتری دارند، ریسک بیشتری نیز برای ورشکست شدن دارند؛ ازاین‌‌رو، با کاهش سودآوری شرکت‌‌ها، احتمال تعدیل گزارش حسابرسی به‌‌دلیل ابهام در تداوم فعالیت افزایش می‌‌یابد (Carson et al., 2013).

بازده سالانۀ سهام (RETURN): از نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است. نتایج پژوهش‌‌های صورت‌گرفته نشان می‌‌دهند در کنار متغیر‌‌های مربوط به صورت‌‌های مالی، متغیرهای دیگری نظیر بازده و نوسان سهام که نشان‌‌دهندۀ شرایط مالی صاحبکار است، بر تصمیمات حسابرسان دربارۀ اظهارنظر نسبت به تداوم فعالیت شرکت، تأثیر گذارند (Carson et al., 2013).

انحراف استاندارد بازده ماهانۀ سهام (VOLATILTY): از بازده ماهانۀ سهام هر شرکت طی 12 ماه انحراف استاندارد گرفته شده است.

یافته‌های پژوهش

به‌‌منظور تجزیه‌وتحلیل اولیۀ داده‌‌ها، آمار توصیفی

متغیرهای پژوهش در نگاره (3) ارائه شده است.

نگاره 3: آمار توصیفی متغیرها

Table 3: Descriptive statistics of variables

نام متغیر	نماد متغیر	میانگین	میانه	بیشینه	کمینه	انحراف معیار
جریان‌‌های‌‌ نقدی عملیاتی غیرعادی	AB_CFO	000007/0-	0004/0-	8255/0	7332/0-	1489/0
هزینه‌‌های تولید غیرعادی	AB_PROD	0007/0-	0009/0	2813/0	2482/0-	0898/0
هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی	AB_EXP	0013/0	0080/0-	1449/0	0728/0-	0392/0
اندازۀ شرکت	SIZE	7540/13	5822/13	1405/20	0312/10	8161/1
جریان نقدی عملیاتی	CFO	0489/0	0406/0	5388/0	3110/1-	1607/0
کیفیت سود	ADA	1120/0	0848/0	8049/0	0005/0	1072/0
ریسک ورشکستگی	ZSCORE	2398/1	9302/0	9626/15	6554/2-	9268/1
نسبت دارایی‌‌های جاری به کل داریی‌‌ها	ASSET	6114/0	6371/0	9557/0	0652/0	2093/0
تأخیر گزارش حسابرسی	LAG	4613/4	5747/4	2203/5	0445/3	3356/0
بازده دارایی‌‌ها	ROA	0719/0-	0597/0-	2185/0	4044/0-	0971/0
انحراف استاندارد بازده ماهانۀ سهام	VOLATILITY	1786/0	1487/0	8758/1	0267/0	1547/0
بازده سالانۀ سهام	RETURN	7588/0	1180/0	1943/9	6580/0-	7967/1

منبع: یافته‌‌های پژوهش

میانگین، مهم‌‌ترین شاخص مرکزی، نشان‌‌دهندۀ مرکز ثقل جامعه بوده و شاخص مناسبی برای نشان‌دادن مرکزیت داده‌ها است. با توجه به نگاره (3)، میانگین معیارهای مدیریت سود واقعی شامل جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی، هزینه‌‌های تولید غیرعادی هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی، به‌‌ترتیب برابر با 000007/0-، 0007/0- و 013/0 است که نشان می‌‌دهد بیشتر داده‌‌های مربوط به این سه متغیر در این نقاط تمرکز یافته‌‌اند. یکی از مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است که نشان‌دهندۀ میزان پراکندگی مشاهدات از میانگین است. انحراف معیار متغیرهای سنجش مدیریت سود واقعی، یعنی جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی، هزینه‌‌های تولید غیرعادی هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی، به‌‌ترتیب برابر با 1489/0، 0898/0 و 0392/0 است. با کنار هم قرار دادن و مقایسۀ انحراف معیار و مقادیر بیشنه و کمینۀ مربوط به این متغیرها استنباط می‌شود مدیریت سود واقعی با دستکاری در جریان‌‌های نقدی عملیاتی، نسبت‌‌ به دو معیار دیگر مدیریت سود واقعی، دارای بیشترین میزان پراکندگی در شرکت‌‌های مطالعه‌شده است. در نگاره (4)، آمار توصیفی شاخص‌‌های مدیریت سود واقعی در شرکت‌‌های با بند ابهام در تداوم فعالیت و شرکت‌‌های بدون بند ابهام در تداوم فعالیت در گزازش حسابرسی مقایسه شده است.

نگاره 4. آمار توصیفی متغیرهای مستقل پژوهش برحسب تفکیک نوع اظهارنظر حسابرس

Table 4. Descriptive statistics of the independent variables of the research according to the breakdown of the auditor's opinion type

شرکت‌‌های با بند ابهام در تداوم فعالیت
نام متغیر	نماد متغیر	میانگین	میانه	بیشینه	کمینه	انحراف معیار
جریان‌‌های‌‌ نقدی عملیاتی غیرعادی	AB_CFO	0361/0-	0625/0-	2591/0	3457/0-	1731/0
هزینه‌‌های تولید غیرعادی	AB_PROD	0192/0-	0200/0-	1044/0	2367/0-	0919/0
هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی	AB_EXP	0081/0-	0067/0-	0274/0	0442/0-	0206/0
شرکت‌‌های بدون بند ابهام در تداوم فعالیت
جریان‌‌های‌‌ نقدی عملیاتی غیرعادی	AB_CFO	0030/0	0001/0	8255/0	7332/0-	1469/0
هزینه‌‌های تولید غیرعادی	AB_PROD	0007/0	0024/0	2813/0	2482/0-	0897/0
هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی	AB_EXP	0021/0	0080/0	1449/0	0728/0-	0403/0

منبع: یافته‌‌های پژوهش

طبق ادبیات پژوهش، مدیران شرکت‌‌های مشکوک به مدیریت سود از طریق فعالیت‌‌های واقعی با اقداماتی ازقبیل اعطای تخفیف فروش و تسهیل شرایط اعتباری فروش، صرفه‌‌جویی در هزینه‌‌های اختیاری و تولید بیش از اندازه اقدام به دستکاری سود می‌کنند؛ این اقدامات دارای اثراتی نظیر هزینه‌‌های اختیاری و جریان‌‌های نقد عملیاتی کمتر از حد معمول (منفی) و همچنین، هزینه‌‌های تولید بیش از حد معمول (مثبت) هستند. طبق نگاره (4) میانگین و میانۀ جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی، تولید غیرعادی و هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی برای شرکت‌‌هایی که در گزارش حسابرسی آنها بند ابهام در تداوم فعالیت درج شده، کمتر از شرکت‌‌هایی است که از حسابرسان خود گزارش حسابرسی مطلوب دریافت کرده‌‌اند. استدلال می‌شود با توجه به اینکه مدیریت سود واقعی با دستکاری تولید (تولید بیش از اندازه) نیاز به صرف هزینۀ سرمایۀ بیشتر و همچنین، هزینۀ نگهداری موجودی کالای بیشتر است و همچنین، مدیران شرکت‌‌های درمانده‌‌ای که در گزارش حسابرسی آنها به موضوع ابهام در تداوم فعالیت اشاره شده است، با شرایط مالی وخیم‌‌تر و محدویت‌‌های افزایش‌نیافتن هزینۀ بیشتر نسبت به دیگر شرکت‌‌های درمانده مواجه‌اند؛ بنابراین، مدیران این‌‌گونه شرکت‌‌ها به روش تولید بیش از اندازه به‌‌عنوان یکی از روش‌‌های مدیریت سود واقعی دست نمی‌‌زنند و برای افزایش سود دورۀ جاری، بیشتر مایل به کاهش هزینه‌‌های اختیاری و افزایش فروش با اعطای تخفیفات بیشتر به مشتریان هستند.

نحوۀ آزمون فرضیه‌های پژوهش

برای آزمون فرضیه‌ها از روابط رگرسیونی (1)، (2) و (3) استفاده شده است. با توجه به دووجهی (صفر و یک) بودن متغیر وابستۀ پژوهش برای تخمین این روابط رگرسیونی، از الگوی رگرسیون لجستیک با تابع لاجیت استفاده شده است. مهم‌‌ترین ویژگی رگرسیون لجستیک این است که نیازی به برقراربودن فروض نرمال‌بودن و همسانی ماتریس‌‌های کواریانس نیست؛ با این ‌‌حال برای تخفیف اثر ناهمسانی واریانس احتمالی، از تصحیح ³Whiteدر تخمین مدل استفاده شده است. برای بررسی وجود هم‌خطی بین متغیرهای توضیحی از معیار عامل تورم واریانس (VIF) استفاده شده است. نتایج نشان دادند مقدار آماره VIF برای همه متغیرها کمتر از 2 بوده که نشان‌دهندۀ نبود هم‌خطی بین متغیرهای توضیحی است⁴. همچنین، برای بررسی نیکویی برازش رگرسیون لاجیت، از روش‌های رایج همانند نسبت راست‌نمایی (log likelihood)، ضریب تعیین مک - فادن، و آزمون هاسمر- لمشو استفاده شده است. نتایج آزمون هاسمر - لمشو در نگاره (5) ارائه شده‌اند.

نگاره 5. نتایج حاصل از آزمون نیکویی برازش هاسمر - لمشو

Table 5. The results of Hosmer-Lemshow goodness of fit test

مدل پژوهش	آمارۀ کای‌‌دو (χ^2)	احتمال آمارۀ کای‌‌دو	نتیجه
رابطه رگرسیونی (1)	5518/2	9593/0	نیکویی برازش
رابطه رگرسیونی (2)	9867/3	8583/0	نیکویی برازش
رابطه رگرسیونی (3)	6363/4	7957/0	نیکویی برازش

منبع: یافته‌‌های پژوهش

آزمون هاسمر- لمشو مقادیر واقعی و پیش‌بینی‌شدۀ متغیر وابسته را به طبقاتی، دسته‌بندی و در هر طبقه، میزان برابری مقادیر پیش‌بینی‌شده و واقعی را مقایسه و بر اساس این مقایسه‌ها، آماره هاسمر - لمشو را ارائه می‌کند. در این آماره، فرض صفر نشان‌دهندۀ برابربودن مقادیر پیش‌بینی‌شده و واقعی متغیر وابسته است که حاکی از بالابودن قدرت نیکویی برازش مدل است. اگر معناداری آماره هاسمر - لمشو بیشتر از 5 درصد باشد، نشان‌دهندۀ نیکویی برازش مدل است. طبق نتایج نگاره (5)، احتمال آماره هاسمر - لمشو بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، با اطمینان 95%، روابط رگرسیون استفاده‌شده برای آزمون فرضیه‌ها از نیکویی برازش برخوردارند.

نتایج آزمون فرضیه اول

براساس فرضیه اول، در شرکت‌‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی با دستکاری جریان‌‌های نقدی عملیاتی بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت دارد. برای آزمون این فرضیه از رابطه رگرسیونی (1) استفاده شده است؛ نتایج آن به شرح نگاره (6) است.

نگاره 6. نتایج حاصل از برآورد رابطه (1)

Table 6. The results of estimating the relationship (1)

GC_i,t = α + β₁AB_CFO_i,t+ β₂SIZE_i,t + β₃CFO_i,t + β₄ADA_i,t + β₅TENURE_i,t + β₆ZSCORE_i,t + β₇LOSS_i,t + β₈ASSET_i,t + β₉LAG_i,t + β₁₀ROA_i,t + β₁₁VOLATILITY_i,t + β₁₂RETURN_i,t + ε_i,t
نام متغیر	نماد	ضریب	انحراف معیار	آماره Z	P-value
عرض از مبدأ	C	7690/3-	2425/5	7189/0-	4721/0
جریان‌‌های‌‌ نقدی عملیاتی غیرعادی	AB_CFO	0957/8	6658/3	2089/2	0272/0
اندازۀ شرکت	SIZE	2494/0-	1087/0	2945/2-	0218/0
جریان‌‌ نقدی عملیاتی	CFO	2913/9	7926/3	4498/2	0143/0
کیفیت سود	ADA	8139/4	5304/2	9024/1	0571/0
دورۀ تصدی حسابرس	TENURE	4971/0-	7641/0	6505/0-	5154/0
ریسک ورشکستگی	ZSCORE	1257/0-	1214/0	0350/0-	3007/0
زیان‌‌ دورۀ جاری	LOSS	2059/1	0189/1	1835/1	2366/0
نسبت دارایی‌‌های جاری به کل داریی‌‌ها	ASSET	7628/3-	3901/1	7068/2-	0068/0
تأخیر گزارش حسابرسی	LAG	0596/1	2389/1	8552/0	3924/0
بازده دارایی‌‌ها	ROA	4415/5-	0201/3	8017/1-	0716/0
انحراف استاندارد بازده ماهانۀ سهام	VOLATILITY	2504/5-	7523/3	3992/1-	1617/0
بازده سالانۀ سهام	RETURN	3876/0	1490/0	6015/2	0093/0
آمارۀ نسبت‌‌ درست‌‌نمایی (LR)	9656/25		ضریب تعیین مک - فادن		2634/0
احتمال آمارۀ نسبت درست‌‌نمایی	0108/0		احتمال log likelihood		2933/36-

منبع: یافته‌‌های پژوهش

با توجه به نتایج نگاره (6)، مقدار آمارۀ نسبت‌‌ درست‌‌نمایی برابر با 9656/25 است. این آماره، نقش آمارۀ F در رگرسیون خطی معمولی را دارد و برای آزمون میزان اعتبار برازش کل مدل، استفاده می‌‌شود. با توجه به اینکه مقدار احتمال آمارۀ نسبت درست‌‌نمایی 0108/0 است و سطح خطای آن کمتر از 5 درصد است، الگوی رگرسیون در سطح اطمینان 95% معنادار است. در رگرسیون لجستیک برای آزمون معناداری ضرایب برآوردشده، از آمارۀ Z استفاده می‌‌شود. اگر سطح معناداری آمارۀ Z مربوط به متغیر توضیحی کمتر از سطح خطای مدنظر باشد، معناداری ضریب مربوطه به ‌‌لحاظ آماری پذیرفته می‌‌شود.

با بررسی آمارۀ Z مربوط به متغیر جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی و مقدار احتمال که برابر 0272/0 است، مشخص می‌‌‌‌شود سطح خطای آمارۀ مذکور، کمتر از سطح خطای 5 درصد است؛ بنابراین، در سطح اطمینان 95 درصد، مدیریت سود واقعی با دستکاری جریان‌‌های نقدی عملیاتی، تأثیر معناداری بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی دارد. همچنین، مقدار ضریب به‌دست‌آمده برای متغیر جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی، مثبت و برابر 0957/8 است؛ بنابراین، فرضیۀ اول پژوهش رد نمی‌شود؛ به بیان دیگر، در شرکت‌‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی با دستکاری جریان‌‌های نقدی عملیاتی بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت دارد. از بین متغیرهای کنترلی نیز جریان نقدی عملیاتی و بازده سالانۀ سهام، رابطۀ مثبت و معنادار و متغیرهای اندازۀ شرکت و نسبت دارایی‌‌های جاری به‌‌ کل دارایی‌‌ها رابطۀ منفی و معناداری با احتمال درج بند ابهام در تداوم فعالیت، در گزارش حسابرسی دارند.

با توجه به نتایج ارائه‌شده در نگاره (6)، ضریب تعیین مک فادن برابر 2634/0 است؛ به این دلیل که متغیر جریان‌‌های نقدی عملیاتی غیرعادی به همراه متغیرهای کنترلی، درمجموع می‌‌توانند حدود 26% از احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت، در گزارش حسابرسی را توضیح دهند. احتمال log likelihood از دیگر روش‌‌های رایجی است که با استفاده از آن، میزان نیکویی برازش الگوی رگرسیون لجستیک با تابع لاجیت بررسی می‌شود. طبق نگاره (6)، مقدار آمارۀ یادشده برابر 2933/36- است. هرچه قدرمطلق این آماره بزرگ‌تر باشد، میزان نیکویی مدل برازش شده نیز بالاتر است.

نتایج آزمون فرضیه دوم

طبق فرضیه دوم در شرکت‌‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی با دستکاری هزینه‌‌های تولید بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت دارد. نتایج آزمون این فرضیه با رابطه رگرسیونی (2) در نگاره (7) ارائه شده‌‌اند.

نگاره 7. نتایج حاصل از برآورد رابطه (2)

Table 7. The results of estimating the relationship (2)

GC_i,t = α + β₁AB_PROD_i,t+ β₂SIZE_i,t + β₃CFO_i,t + β₄ADA_i,t + β₅TENURE_i,t + β₆ZSCORE_i,t + β₇LOSS_i,t + β₈ASSET_i,t + β₉LAG_i,t + β₁₀ROA_i,t + β₁₁VOLATILITY_i,t + β₁₂RETURN_i,t + ε_i,t
نام متغیر	نماد	ضریب	انحراف معیار	آماره Z	P-value
عرض از مبدأ	C	6358/1-	5555/4	3590/0-	7195/0
هزینه‌‌های تولید غیرعادی	AB_PROD	6818/6-	4731/3	9238/1-	0544/0
اندازۀ شرکت	SIZE	2252/0-	1245/0	8082/1-	0706/0
جریان‌‌ نقدی عملیاتی	CFO	8788/0-	7153/1	5123/0-	6084/0
کیفیت سود	ADA	3177/4	2287/2	9372/1	0527/0
دورۀ تصدی حسابرس	TENURE	7256/0-	8054/0	9009/0-	3676/0
ریسک ورشکستگی	ZSCORE	0820/0-	1038/0	7906/0-	4292/0
زیان‌‌ دورۀ جاری	LOSS	6074/1	9375/0	7146/1	0864/0
نسبت دارایی‌‌های جاری به کل داریی‌‌ها	ASSET	8691/3-	0134/1	8239/2-	0047/0
تأخیر گزارش حسابرسی	LAG	6176/0	0134/1	6093/0	5423/0
بازده دارایی‌‌ها	ROA	2243/6-	2244/3	9303/1-	0536/0
انحراف استاندارد بازده ماهانۀ سهام	VOLATILITY	6853/5-	1047/4	3850/1-	1660/0
بازده سالانۀ سهام	RETURN	3444/0	1624/0	1206/2	0340/0
آمارۀ نسبت‌‌ درست‌‌نمایی (LR)	9259/24		ضریب تعیین مک - فادن		2529/0
احتمال آمارۀ نسبت درست‌‌نمایی	0151/0		احتمال log likelihood		8132/36-

منبع: یافته‌‌های پژوهش

مطابق با نگاره (7)، مقدار آمارۀ نسبت درست‌‌نمایی برابر 9259/24 و احتمال آن 0151/0 است. با توجه به اینکه مقدار احتمال آمارۀ مذکور کمتر از سطح خطای 5 درصد است، الگوی رگرسیونی در سطح اطمینان 95% معنادار است. همچنین، ضریب ‌‌تعیین مک فادن برابر 2529/0 است؛ به‌‌ این معنی که متغیر هزینه‌‌های تولید غیرعادی به‌‌ همراه متغیرهای کنترلی، درمجموع حدود 25% از احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت، در گزارش حسابرسی را توضیح داده‌اند. همچنین، مقدار log راست‌‌نمایی به‌‌عنوان دیگر شاخص نیکویی برازش نیز برابر 8132/36- است که نشان‌دهندۀ برازش مناسب مدل است.

طبق نگاره (7)، مقدار احتمال آماره Z برای ضریب متغیر مستقل، یعنی هزینه‌‌های تولید غیرعادی، برابر با 0544/0 است که بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، در سطح اطمینان 95%، شواهد کافی برای پذیرش وجود ارتباط معنادار بین مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری هزینه‌‌های تولید و احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی، به‌‌دست نیامد و فرضیۀ دوم رد می‌‌‌شود. همچنین، نتایج نشان از وجود ارتباط منفی و معنادار بین نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها و متغیر وابسته دارد. علاوه‌‌بر این، بین بازده سالانۀ سهام با احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت، ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. این ارتباط مثبت به این صورت تفسیر می‌شود که هرچه کیفیت سود شرکت پایین‌‌تر باشد، احتمال درج بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی نیز بیشتر می‌‌شود.

نتایج آزمون فرضیه سوم

براساس فرضیه سوم در شرکت‌‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی با دستکاری هزینه‌‌های اختیاری بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت دارد. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه با استفاده از رابطه رگرسیونی (3) در نگاره (8) ارائه شده‌‌اند.

نگاره 8. نتایج حاصل از برآورد رابطه (3)

Table 8. The results of estimating the relationship (3)

GC_i,t = α + β₁AB_EXP_i,t+ β₂SIZE_i,t + β₃CFO_i,t + β₄ADA_i,t + β₅TENURE_i,t + β₆ZSCORE_i,t + β₇LOSS_i,t + β₈ASSET_i,t + β₉LAG_i,t + β₁₀ROA_i,t + β₁₁VOLATILITY_i,t + β₁₂RETURN_i,t + ε_i,t
نام متغیر	نماد	ضریب	انحراف معیار	آماره Z	P-value
عرض از مبدأ	C	6758/2-	4044/5	4951/0-	6205/0
هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی	AB_EXP	6580/14	3026/7	0072/2	0447/0
اندازۀ شرکت	SIZE	3386/0-	1224/0	7649/2-	0057/0
جریان‌‌ نقدی عملیاتی	CFO	6654/0	1516/1	4288/0	6680/0
کیفیت سود	ADA	4619/3	2849/3	0538/1	2919/0
دورۀ تصدی حسابرس	TENURE	8010/0-	8290/0	9662/0-	3339/0
ریسک ورشکستگی	ZSCORE	0321/0	1358/0	2365/0	8130/0
زیان‌‌ دورۀ جاری	LOSS	6438/0	0544/1	6106/0	5415/0
نسبت دارایی‌‌های جاری به کل داریی‌‌ها	ASSET	5990/3-	3792/1	6093/2-	0091/0
تأخیر گزارش حسابرسی	LAG	2723/1	3191/1	9645/0	3348/0
بازده دارایی‌‌ها	ROA	1205/8-	2394/3	5068/2-	0122/0
انحراف استاندارد بازده ماهانۀ سهام	VOLATILITY	5876/4-	9675/3	1562/1-	2476/0
بازده سالانۀ سهام	RETURN	2252/0	1588/0	4173/1	1564/0
آمارۀ نسبت‌‌ درست‌‌نمایی (LR)	0816/24		ضریب تعیین مک- فادن		2443/0
احتمال آمارۀ نسبت درست‌‌نمایی	0198/0		احتمال log likelihood		2353/37-

منبع: یافته‌‌های پژوهش

طبق نگاره (8) مقدار احتمال آمارۀ نسبت‌‌ درست‌‌نمایی برابر 0198/0 و کمتر از سطح خطای 5% است که نشان‌دهندۀ معناداربودن مدل رگرسیونی در سطح اطمینان 95% است. با بررسی مقدار ضریب تعیین مک‌فادن در نگاره (8) که برابر 2443/0 است، متغیرهای توضیحی، حدود 24% از احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی را توضیح دادند.

با توجه به نگاره (8)، سطح معناداری آماره t ضریب متغیر هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی برابر با 0447/0 و کمتر سطح خطای 5% است؛ بنابراین، با اطمینان 95%، مدیریت سود واقعی با دستکاری هزینه‌‌های اختیاری بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی، تأثیر معناداری دارد. همچنین، مقدار ضریب به‌دست‌آمده برای متغیر هزینه‌‌های اختیاری غیرعادی، مثبت و برابر 6580/14 است که نشان‌دهندۀ تأثیر مثبت هزینه‌های اختیاری غیرعادی بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی است. همچنین، با توجه به ضرایب منفی و معنادار متغیرهای اندازۀ شرکت، نسبت دارایی‌‌های جاری به کل دارایی‌‌ها و بازده دارایی‌‌ها این نتایج به‌دست‌آمده به ‌‌این صورت تفسیر می‌شود با افزایش اندازۀ شرکت، نسبت دارایی‌‌های جاری به کل‌‌دارایی‌‌ها و بازده دارایی‌‌ها و احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی کاهش می‌‌یابد.

بحث و نتیجه‌گیری

رقابت روزافزون بین واحدهای تجاری، دستیابی به سود را محدود و احتمال ورشکستگی را افزایش داده است؛ ازاین‌‌رو، سرمایه‌‌گذاران و سایر ذی‌‌نفعان، تمایل زیادی نسبت ‌‌به ارزیابی موقعیت مالی و تداوم فعالیت واحدهای تجاری دارند. یکی از ‌‌اتکاپذیرترین راه‌ها برای کسب آگاهی از تداوم فعالیت واحدهای تجاری، استفاده از گزارش حسابرسان مستقل است. اگر حسابرس درخصوص توانایی شرکت برای تداوم فعالیت تردید اساسی دارد، باید یک بند توضیحی دربارۀ احتمال عدم تداوم فعالیت واحد تجاری در گزارش حسابرسی خود قید کند. ازجمله راهکارهایی که مدیران شرکت‌‌های درماندۀ مالی ممکن است برای مخفی نگاه داشتن عملکرد ضعیف خود، جلوگیری از نقض قراردادهای استقراض، فشار بازار سرمایه و به تأخیر انداختن ورشکستگی از آن استفاده کنند، مدیریت سود است و از بین ابزارهای مدیریت سود، به دلیل تأثیر فوری، قابلیت کشف کمتر توسط حسابرسان و به‌‌عنوان یک استراتژی مؤثر برای افزیش نقدینگی و سودآوری، از مدیریت سود فعالیت‌‌های واقعی استفاده می‌‌کنند.

مدیریت سود با دستکاری فعالیت‌های واقعی، کمتر در معرض کشف حسابرس قرار می‌گیرد. همچنین، حسابرسان، قدرت زیادی برای محدودکردن این شیوه از مدیریت سود ندارند؛ درنتیجه، آنها ممکن است اقدام به صدور گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت، به‌‌عنوان یک اقدام پیشگیرانه، برای محافظت از خود در برابر دعاوی حقوقی آینده کنند (Kaplan & Williams, 2013)؛ بنابراین، هنگامی که صاحبکار مبادرت به مدیریت سود واقعی می‌‌کند، حسابرسان به‌‌ جای کناره‌‌گیری از عملیات حسابرسی، احتمالاً متمایل به ارائۀ گزارش حسابرسی با بند ابهام در تداوم فعالیت باشند. همچنین، مدیران شرکت‌‌های درماندۀ مالی تمایل دارند گزارش‌‌های مالی را به‌‌صورت فرصت‌‌طلبانه گزارش کنند؛ چنین فرصت‌‌طلبی مدیریت در گزارشگری مالی، اغلب در مدیریت سود واقعی منعکس می‌‌شود (Roychowdhury, 2006; Zang, 2012). به‌‌صورت درخور توجهی، انتظار می‌‌رود فرصت‌‌طلبی مدیریت که در مدیریت سود واقعی انعکاس می‌یابد، سطح شک و تردید حرفه‌‌ای حسابرسان را افزایش دهد. درنهایت، افزایش شک و تردید حرفه‌ای به احتیاط و محافظه‌‌کاری در گزارش حسابرس منجر می‌شود و درنتیجه، تمایل بیشتر وی به صدور گزارش حسابرسی با تأکید بر ابهام در تداوم فعالیت می‌شود (Xu et al., 2018).

بنابراین، در پژوهش حاضر این انتظار وجود داشت که در شرکت‌های درماندۀ مالی، مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری فروش، هزینه‌‌های تولید و هزینه‌‌های اختیاری، احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی را افزایش دهد. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول نشان دادند مدیریت سود واقعی با دستکاری جریان‌‌های نقدی عملیاتی بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی تأثیر مثبت و معناداری دارد. به بیان دیگر، با افزایش سطح مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری جریان‌‌های نقدی عملیاتی، احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی افزایش می‌‌یابد. براساس ادبیات پژوهش، یکی از راهکارهای مدیریت برای افزایش حاشیه سود عملیاتی، مدیریت سود ازطریق دستکاری فروش شرکت است که ازطریق تسهیل شرایط فروش مانند اعطای تخفیفات گسترده به مشتریان و نیز شرایط فروش اعتباری آسان‌‌تر، به‌‌صورت موقت، فروش و سود دورۀ جاری افزایش می‌یابد؛ با این‌‌حال، تخفیفات و شرایط فروش اعتباری آسان‌‌تر، کاهش در جریان‌‌های وجوه نقدی عملیاتی را در پی خواهد داشت. همچنین، این‌‌گونه اقدامات فرصت‌‌طلبانه، به کاهش عملکرد عملیاتی بلندمدت شرکت ازجمله کاهش سودآوری آتی منجر می‌‌‌شود؛ بنابراین، مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری جریان‌‌های نقدی عملیاتی، تأثیرات منفی بر عملکرد عملیاتی شرکت دارد و ریسک ورشکستگی شرکت‌‌های با بحران مالی را افزایش می‌دهد؛ ازاین‌‌رو، این روش مدیریت سود واقعی باعث عدم ‌‌اطمینان چشمگیری دربارۀ توانایی شرکت برای تداوم فعالیت می‌شود؛ درنتیجه، احتمال اینکه حسابرس به موضوع ابهام در تداوم فعالیت شرکت در گزارش حسابرسی اشاره کند، افزایش می‌‌یابد. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ نخست، با نتایج پژوهش ژو و همکاران (2018) و کیم و پارک (2014) سازگار است.

نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم نشان دادند مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری هزینه‌‌های تولید بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی تأثیر معنادار ندارد. در توجیه نتیجۀ به‌دست‌آمده دو استدلال مطرح می‌شود؛ نخست، به ‌‌نظر می‌‌رسد در شرکت‌‌های مطالعه‌شده، هزینه‌‌های تولید جزء آن دسته از فعالیت‌‌های عملیاتی است که در سطح بهینه قرار دارند. در این شرایط، ممکن است عملکرد عملیاتی آتی شرکت، تنها به‌‌میزان ناچیزی از سایر شرکت‌‌ها متفاوت باشد؛ بنابراین، انتظار می‌رود ازنظر حسابرسان، فعالیت‌‌های عملیاتی مربوط به هزینه‌‌های تولید، نمی‌‌تواند شاخصی از مشکلات احتمالی تدوام فعالیت شرکت مورد رسیدگی باشد. دوم، در صورت تولید بیشتر برای کاهش بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، شرکت متحمل هزینۀ سرمایۀ بیشتر، هزینه‌‌های انبارداری بی‌‌مورد، تعمیرات زیاد و هزینۀ سنگین راکدشدن سرمایه در موجودی کالا می‌‌شود که همۀ این موارد به افزایش نسبت هزینه‌‌های تولید سالیانه به فروش و خروج جریان‌‌های نقدی آتی منجر می‌‌شود؛ ازاین‌‌رو، مدیریت سود واقعی ازطریق تولید بیش از اندازه، می‌‌تواند پرهزینه باشد. برخی مطالعات پیشین نیز نتیجه گرفتند که شرکت‌‌ها با کاهش هزینه‌‌های اختیاری نه با تولید بیش از اندازه، مبادرت به مدیریت سود واقعی می‌‌کنند؛ برای مثال، مک‌‌اینز و کالینز (2011) و چان و همکاران (2015). نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم، با نتایج پژوهش ژو و همکاران (2018) و کیم و پارک (2014) مغایر است.

نتایج آزمون فرضیۀ سوم، نشان‌دهندۀ تأثیر مثبت و معنادار مدیریت سود واقعی ازطریق دستکاری هزینه‌‌های اختیاری (کاهش هزینه‌‌های اختیاری) بر احتمال وجود بند ابهام در تداوم فعالیت در گزارش حسابرسی است. طبق ادبیات پژوهش، یکی دیگر از راهکارهای مدیریت برای افزایش سود، کاهش هزینه‌‌های اختیاری است. فرض بر آن است در صورت فرصت‌‌طلبانه بودن مدیریت سود واقعی با کاهش هزینه‌‌های اختیاری، شرکت ازطریق بازگشت این هزینه‌‌ها در سال بعد از کاهش، درصدد جبران آن شود که با توجه به مواردی همچون از دست دادن فرصت‌‌های سرمایه‌‌گذاری در زمان مناسب و قوی‌‌تر شدن رقبا در عرصۀ رقابت در دورۀ کاهش هزینه‌‌ها، به احتمال زیاد شرکت قادر به جبران نیست؛ بنابراین، انتظار می‌رود کاهش در هزینه‌‌های اختیاری به‌‌ دلیل مدیریت سود، کمتر از حد مطلوب و پرهزینه باشد و شرکت با کاهش عملکرد عملیاتی بلندمدت ازجمله کاهش سودآوری آتی مواجه شود؛ بنابراین، مدیریت سود واقعی به‌‌وسیلۀ دستکاری هزینه‌‌های اختیاری تأثیرات زیان‌‌باری بر عملکرد شرکت دارد؛ به‌‌ویژه انتظار می‌‌رود هزینۀ نهایی درگیرشدن با این شیوۀ مدیریت سود، برای شرکت‌‌های با سلامت ضعیف، بیشتر باشد و ریسک عدم تداوم فعالیت این‌‌گونه شرکت‌‌ها را افزایش دهد؛ ازاین‌‌رو، مدیریت سود واقعی با دستکاری هزینه‌‌های اختیاری، می‌‌تواند ازجمله شاخص‌‌های غیرمالی باشد که باعث ایجاد تردید نسبت به تداوم فعالیت شرکت ‌‌شود و بر صدور گزارش حسابرسی حاوی بند ابهام در تداوم فعالیت تأثیرگذار باشد. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه، با نتایج پژوهش ژو و همکاران (2018) و کیم و پارک (2014) سازگارند.

پیشنهادهای پژوهش

براساس یافته‌های پژوهش به سرمایه‌‌گذاران و سایر ذینفعان پیشنهاد می‌شود ابتدا به بررسی اظهارنظر حسابرسان دربارۀ شرایط تداوم فعالیت شرکت بپردازند و در صورتی که در گزارش حسابرسی شرکتی به موضوع ابهام در تداوم فعالیت اشاره شده باشد، به ‌‌وجود مدیریت سود ازطریق فعالیت‌‌های واقعی و پیامدهای آن‌‌ آگاه باشند و بر مبنای آن به اتخاذ تصمیمات مبادرت ورزند. همچنین، به سازمان حسابرسی پیشنهاد می‌شود با آموزش حسابرسان خود، شرکت‌‌های رسیدگی‌شونده را از پیامدهای منفی مدیریت سود ازطریق دستکاری فعالیت‌‌های واقعی آگاه سازند. به سازمان بورس اوراق بهادار تهران نیز پیشنهاد می‌‌شود به‌‌منظور بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری و افزایش اعتماد سرمایه‌‌گذاران به گزارش‌‌های مالی شرکت‌‌ها، الزامات گزارشگری مالی و نحوۀ افشا به‌‌نحوی تدوین شوند که امکان استفادۀ مدیریت شرکت از ابزارهای گزارشگری مالی برای دستکاری ارقام حسابداری و فعالیت‌‌های واقعی، حداقل شود.

با توجه به تأثیرات منفی مدیریت سود ازطریق دستکاری فعالیت‌‌های واقعی بر عملکرد آتی شرکت‌‌ها، پیشنهاد می‌شود مطالعات آتی به بررسی نقش تعدیل‌‌کنندۀ معیارهای عملکرد آتی نظیر جریان‌‌های نقد عملیاتی آتی و سودآوری آتی بر رابطۀ بین مدیریت سود واقعی و اظهارنظر حسابرسی دربارۀ تداوم فعالیت شرکت بپردازند. با توجه به وجود چندین مدل برای اندازه‌‌گیری سطح دستکاری فعالیت‌‌های واقعی، پیشنهاد می‌‌شود در مطالعات آتی، از سایر مدل‌‌های اندازه‌‌گیری مدیریت سود واقعی نظیر گانی (2010) و سریواستاوا (2019) استفاده شود.

محدودیت‌های پژوهش

پژوهش حاضر با استفاده از داده‌‌های 55 شرکت درماندۀ مالی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام‌‌ شده است و دربرگیرندۀ همۀ شرکت‌‌ها و طبقات صنایع موجود در بورس اوراق بهادار تهران نیست؛ بنابراین، باید به هنگام تعمیم نتایج حاصل از این پژوهش به سایر شرکت‌‌ها و صنایع، این مسئله را مدنظر قرار داد. همچنین، با توجه به کاهش تعداد شرکت‌‌های‌‌ نمونه به‌‌علت شرایط خاص درماندگی، امکان برآورد شاخص‌‌های مدیریت سود واقعی برای هر صنعت به‌‌صورت جداگانه میسر نبود. درنهایت، هزینه‌‌های اختیاری شامل هزینه‌‌های اداری، عمومی و فروش و هزینه‌‌های تحقیق و توسعه است؛ اما با توجه به ‌‌اینکه اطلاعات مربوط به هزینۀ تحقیق و توسعه از صورت‌‌های مالی شرکت‌‌های جامعۀ آماری، استخراج‌شدنی نبوده (به‌‌دلیل عدم طبقه‌‌بندی دقیق برای هزینه‌های تحقیق و توسعه در صورت‌‌های‌‌ مالی شرکت‌‌ها)، به‌‌ناگزیر از این معیار، صرف‌‌نظر و از هزینه‌های اداری، عمومی و فروش به‌‌عنوان هزینه‌‌های اختیاری استفاده شده است.

یادداشتها

default risk premium
طبق نگاره (2)، از 176 شرکت نمونه اولیه، تعداد 89 شرکت براساس معیار اول یا دوم، حائز شرایط درماندگی هستند؛ ولی از این تعداد، 34 شرکت هر دو معیار را هم‌زمان داشته و به عبارتی مشترک بوده‌اند؛ درنتیجه، نمونه نهایی 55 شرکت درمانده است.
در تصحیح وایت (White) برای تخمین مدل از انحراف معیار سازگارشده با ناهمسانی واریانس استفاده می‌شود (ولدریج، 2002: فصل 10).
به دلیل محدودیت در تعداد صفحات مقاله، نتایج آماره VIF گزارش نشده‌اند.

References

آشتاب، علی، حقیقت، حمید و غلامرضا کردستانی. (1397). مقایسه ابزارهای مدیریت سود در شرکت‌های بحران‌زده و شرکت‌های سالم. پژوهش‌های تجربی حسابداری، 8(4)، 362-345.

جودی، سمیرا و غلامرضا منصورفر. (1399). نقش کیفیت حسابرسی بر رابطۀ بین عدم تقارن اطلاعاتی و ابعاد آگاهی‌دهندگی و فریبندگی مدیریت سود. پژوهش‌های حسابداری مالی، 12(1)، 19-38.

خانی، ذبیح‌الله، صدری، ندا و حسین رجب دری. (1399). رابطه کیفیت حسابرسی (اندازۀ مؤسسه حسابرسی، تخصص حسابرس در صنعت و دوره تصدی حسابرس) و حق‌الزحمه غیرعادی حسابرس با اظهارنظر حسابرس نسبت به تداوم فعالیت. مجله دانش حسابرسی، 20(79)، 258-241.

رحمانی، علی و منیژه رامشه. (1392). رابطۀ جایگزینی میان مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت فعالیت‌های واقعی. بررسی‌‌های حسابداری و حسابرسی، 20(4)، 60-39.

رهنمای رودپشتی، فریدون و علیخانی، راضیه و مهدی مران جوری. (1388). پیش‌بینی ورشکستگی آلتمن و فالمر در شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 16(55)، 34-19.

سلیمانی امیری غلامرضا و مریم رهنما. (1395). بررسی رابطه بین اظهارنظر حسابرسی و مدیریت سود واقعی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. اولین همایش ملی حسابرسی و نظارت مالی ایران، دانشگاه فردوسی مشهد.

عربی مزرعه‌شاهی، رقیه. (1389). افزایش توان قضاوت حسابرسان در اظهارنظر نسبت به تداوم فعالیت شرکت‌‌ها با استفاده از مدل‌‌های آماری پیش‌بینی ورشکستگی به‌عنوان یک روش تحلیلی. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، دانشگاه الزهرا.

علی‌‌اکبرلو، علیرضا، منصورفر، غلامرضا و فرزاد غیور. (1399). مقایسۀ معیارهای تشخیص شرکت‌های درمانده مالی با استفاده از رگرسیون لجستیک و روش‌های هوش مصنوعی. نشریه چشم‌انداز مدیریت مالی، 10(29)، 147-166.

کمیته تدوین استانداردهای حسابرسی. (1396). استانداردهای حسابرسی، سایر خدمات اطمینان‌بخشی و خدمات مرتبط. تهران: اصول و ضوابط حسابداری و حسابرسی، سازمان حسابرسی.

مرادی، محمد، اصولیان، محمد و محمد نوروزی. (1393). اظهارنظر حسابرس و مدیریت سود با تأکید بر ابهام در تداوم فعالیت. بررسی‌‌های حسابداری و حسابرسی، 21(3)، 328-313.

References

Aliakbarlou, A., Mansourfar, G., & Ghayour, F. (2020). Comparing the Identifying Criteria for Financially Distressed Companies using Logistic Regression and Artificial Intelligence Methods. Financial Management Perspective, 10(29), 147-166 [In Persian].

Altman, E.I. (1968). Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy. The Journal of Finance, 23(4), 589-609.

Altman, E.I. (1984). A further empirical investigation of the bankruptcy cost question. The Journal of Finance, 39(4), 1067–1089.

Altman, E. I., & McGough, T. (1974). Evaluation of a company as a going concern. Journal of Accountancy, 138(6), 50–57.

Andrade, G., & S. Kaplan. (1998). How costly is financial (not economic) distress? Evidence from highly leveraged transactions that became distressed. The Journal of Finance, 53(5), 1443–1493.

Arabi Mazraeshahi, R. (2009). Increasing the ability of auditors to make judgments regarding the continuity of companies' activities by using statistical models of bankruptcy prediction as an analytical method. Master's thesis, Al-Zahra University [In Persian].

Ashtab, A., Haghighat, H., & kordestani, G. (2017). Comparison of Financial Distress Prediction Models Accuracy and its Effect on Earnings Management Tools. Accounting and Auditing Review, 24(2), 147-172 [In Persian].

Asquith, P., Gertner, R., & D. Scharfstein.(1994). Anatomy of Financial Distress: An Examination of Junk-bond Issuers. Quarterly Journal of Economics, 109(3), 1189-1222.

Audit standards development committee. (2016). Auditing standards, other assurance services and related services. Tehran: Principles and rules of accounting and auditing, audit organization [In Persian].

Bellovary, J., Giacomino, D., & Akers, D. (2006). Weighing the public interest: Is the going concern opinion still relevant? The CPA Journal, 76(1), 16-21.

Bamber, L. S., Jiang, J., & Wang, I. Y. (2010). What’s my style? The influence of top managers on voluntary corporate financial disclosure. The accounting review, 85(4), 1131-1162.

Carson, E., Fargher, N. L., Geiger, M. A., Lennox, C. S., Raghunandan, K., & Willekens, M. (2013). Audit Reporting for Going-Concern Uncertainty: A Research Synthesis. A Journal of Practice & Theory, 32, 353–384.

Chan, L. H., Chen, K. C. W., Chen, T. Y., & Yu, Y. (2015). Substitution between real and accruals-based earnings management after voluntary adoption of compensation clawback provisions. The Accounting Review, 90(1), 147–174.

Charitou, A., Lambertides, N., & Trigeorgis, L. (2011). Distress Risk, Growth and Earnings Quality. Abacus, 47(2), 158–181.

Chi, W., Lisic, L.L. & Pevzner, M. (2011). Is enhanced audit quality associated with greater real earnings management? Accounting Horizons, 25(2), 315-335.

Cohen, D.A. & P. Zarowin. (2010). Accrual-based and real earnings management activities around seasoned equity offerings. Journal of Accounting and Economics 50, 2-19.

Cohen, D.A., Dey, A. & Lys, T.Z. (2008). Real and accrual-based earnings management in the preand post-Sarbanes-Oxley Periods. The Accounting Review, 83(3), 757-787.

Dechow, P., Sloan, R., & Sweeney, A. (1995). Detecting earnings management. The Accounting Review, 70(2), 193–225.

DeFond, M. L., Raghunandan, K., & Subramanyam, K. R. (2002). Do Non-Audit Service Fees Impair Auditor Independence? Evidence from Going Concern Audit Opinions. Journal of Accounting Research, 40(4), 1247–1274.

DeFond, M. L., Lim, C. Y., & Zang, Y. (2016). Client Conservatism and Auditor-Client Contracting. The Accounting Review, 91(1), 69–98.

Feng, M. & Li, C. (2014). Are auditors professionally skeptical? Evidence from auditors’ going concern opinions and management earnings forecasts. Journal of Accounting Research, 52(5), 1061-1085.

Francis, J.R. & Krishnan, J. (1999). Accounting accruals and auditor reporting conservatism. Contemporary Accounting Research, 16(1), 135-165.

Graham, J.R., Harvey, C.R. & Rajgopal, S. (2005). The economic implications of corporate financial reporting. Journal of Accounting and Economics, 40(1), 3-73.

Greiner, A., Kohlbeck, M. & Smith, T. (2017). The relationship between aggressive real earnings management and current and future audit fees. Auditing: A Journal of Practice and Theory, 36(1), 85-107.

Gunny, K. (2010). The relation betweenearnings management using real activities manipulation and future performance:Evidence from meeting earnings benchmarks. Contemporary Accounting Research, 27(3), 855- 888.

Hossain, M., Raghunandan, K., & Rama, D. V. (2020). Abnormal disclosure tone and going concern modified audit reports. Journal of Accounting and Public Policy, 39(4), 106764.

Hopwood, W., McKeown, J.C. and Mutchler, J. (1991).Towards an explanation of auditor failure to modify theaudit opinions of audit qualifications. AJournal of Practice and Theory, 1-13.

Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3(4), 305–360.

Jiang, W., Rupley, K. H., & Wu, J. (2010). Internal control deficiencies and the issuance of going concern opinions. Research in Accounting Regulation, 22(1), 40–46.

Jodi, S., & Mansourfar, Gh. (2019). The role of audit quality on the relationship between information asymmetry and the dimensions of awareness and deception of profit management. Financial Accounting Research, 12(1), 19-38 [In Persian].

Jones, J. (1991). Earnings management during import relief investigations. Journal of Accounting Research, 29(2): 193–228.

Kaplan, S.E., & Williams, D.D. (2013). Do going concern audit reports protect auditors from litigation? A simultaneous equations approach. The Accounting Review, 88(1), 199-232.

Khani, Z., Sadri, N., & Rajab Dari, H. (2019). The relationship between audit quality (audit firm size, auditor's expertise in the industry, and auditor's tenure) and the auditor's abnormal fee with the auditor's opinion regarding the continuity of activity. Journal of Auditing Science, 20(79), 258-241 [In Persian].

Kim, Y. & Park, M. (2014). Real activities manipulation and auditors’ Client-Retention decisions. The Accounting Review, 89(1), 367-401.

Kothari, S.P., Leone, A.J. & Wasley, C.E. (2005). Performancematcheddiscretionary accruals measures. Journal of Accounting and Economics,39(1) 163–197.

Lennox, C. (1999). The accuracy and the incremental information content of audit reports in predicting bankruptcy, Journal of Business Finance and Accounting, 26, 757–778.

McInnis, J., & Collins, D. W. (2011). The effect of cash flow forecasts on accrual quality and benchmark beating. Journal of Accounting and Economics, 51, 219–239.

Moradi, M., Osoolian, M., & Norouzi, M. (2014). Audit Opinion and Earnings Management: Uncertainty in Going-concern. Accounting and Auditing Review, 21(3), 313-328 [In Persian].

Musvoto, S. Wedzerai, Campus, V. Triangle & Gouws, D. G, (2011). Rethinking the Going Concern Assumption as A Pre-Condition For Accounting Measurement. The 2011 Maui International Academic Conference Maui, Hawaii, USA.

Mutchler, J.F. (1985). A multivariate analysis of the auditor’s going concern opinion decision. Journal of Accounting Research, 23(2): 668-682.

Rahnamaie Roodposhti, F., Alikhani, R., & Maranjory, M. (2009). Applicational Investigation of Altman and Fulmer Bankruptcy Prediction Models in Tehran Stock Exchange. Accounting and Auditing Review, 16(2), 19-34 [In Persian].

Rahmani, A., & Ramsheh, M. (2014). Trade-off between Accrual-based Earnings Management and Real Activities Manipulation. Accounting and Auditing Review, 20(4), 39-60 [In Persian].

Roychowdhury, S. (2006). Earnings management through real activities manipulation. Journal of Accounting and Economics, 42(3), 335-370.

Ruiz-Barbadillo †, E., Gómez-Aguilar, N., De Fuentes-Barberá, C., & García-Benau, M. A. (2004). Audit quality and the going-concern decision-making process: Spanish evidence. European Accounting Review, 13(4), 597–620.

Simamora, R.A., & Hendarjatno, H. (2019). The effects of audit client tenure, audit lag, opinion shopping, liquidity ratio, and leverage to the going concern audit opinion. Asian Journal of Accounting Research, 4(1), 145–156.

Soleimani, A. Gh., & Rahnama, M. (2015). Investigating the relationship between audit opinion and real profit management in companies listed on the Tehran Stock Exchange. The first national conference on auditing and financial supervision of Iran, Ferdowsi University of Mashhad [In Persian].

Srivastava, A. (2019). Improving the measures of real earnings management. Review of Accounting Studies, 24(4), 1277–1316.

Vanstraelen, A. (1999). The Auditor’s Going Concern Opinion Decision: A Pilot Study. International Journal of Auditing, 3(1), 41–57.

Wooldridge, J. M. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, Cambridge, MA: The MIT Press.

Wruck, K. H. 1990. Financial distress, reorganization, and organizational efficiency. Journal of Financial Economics, 27(2), 419–444.

Xu, Ch., Zhang, H., Hao, J. & Guo, L. (2021). Real earnings management in bankrupt firms. Corporate Accounting & Finance, 32(2), 22-38.

Xu, H., Dao, M., & Wu, J. (2018). The effect of real activities manipulation on going concern audit opinions for financially distressed companies. Review of Accounting and Finance, 17(4), 514-539.

Zang, A.Y. (2012). Evidence on the trade-off between real activities manipulation and accrual-based earnings management. The Accounting Review, 87(2), 675-703.

Zavgren, C. (1983). The prediction of corporate failure: the state of the art. Journal ofAccounting Literature, 2, 1–38.

Zhang, W. (2008). Real activities manipulation to meet analysts’ cash flow. Available at SSRN: 1013228.

The Effect of Real Earning Management on Going-the Concern Audit Opinions in Financially Distressed Firms

Full Text

References

Volume 14, Issue 1 - Serial Number 51
January 2022
Pages 37-60

Files

History

Share

How to cite

Statistics

The Effect of Real Earning Management on Going-the Concern Audit Opinions in Financially Distressed Firms

Full Text

References

Volume 14, Issue 1 - Serial Number 51January 2022Pages 37-60

Files

History

Share

How to cite

Statistics

Volume 14, Issue 1 - Serial Number 51
January 2022
Pages 37-60