رابطه انواع گزارشگري محافظه‌كارانه با بازدهی شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩

محورهای موضوعی : شفافیت مالی و عملکرد مالی

ملک تاج ملکی اسکوئی ¹ , محمد حسنی ² , سعید میرزاخانی ³

1 - استادیار گروه حسابداری، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
2 - گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
3 - گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران شمال

تاریخ دریافت : 1402/08/08 تاریخ پذیرش : 1402/08/26 تاریخ انتشار : 1402/09/30

کلید واژه: گزارشگري محافظه‌كارانه, بازدهی سهام, همه‌گيري كوويد ١٩.,

چکیده مقاله :

هدف: پژوهش حاضر به مطالعه رابطه بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و غیر شرطی و بازدهی (بازدهی سهام، بازدهی مازاد، بازدهی غیرعادی) شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ می¬پردازد. روش شناسی: این پژوهش از نظر ماهیت و روش توصیفی و از نظر هدف، یک پژوهش کاربردی بوده و از آنجایی که در پژوهش حاضر متغیرها از طریق اطلاعات گذشته مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته¬اند، در ردیف مطالعات توصیفی و از نوع پس رویدادی می‌باشد. انجام این پژوهش با تدوین دو سری فرضیه و انتخاب 110 شرکت با غربالگری جامعه آماری برای دوره زمانی 8 ساله بین 1393 تا 1400 بوده و داده‌های مربوط به متغیرهای پژوهش با استفاده از نرم‌افزار ایویوز نسخه 10 مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند. یافته¬ها: نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های سری اول نشان داد همه¬گیری کووید 19 ارتباط بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی_وابسته به اخبار_ با بازدهی سهام شرکت‌ها را تضعیف، ولی بازدهی مازاد و بازدهی غیرعادی را تقویت می¬نماید. همچنین نتایج فرضیه‌های سری دوم نشان داد همه¬گیری کووید 19 ارتباط بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی_مستقل از اخبار_ با بازدهی سهام شرکت‌ها را تقویت می¬نماید ولی بر بازدهی مازاد و بازدهی غیرعادی نقشی ندارد. دانش افزایی: اولین مطالعه‌ای در ایران است که ارتباط بین انواع گزارشگری محافظه¬کارانه شرکت‌ها و عملکرد بازده سهام را در دوره همه¬گیری کووید 19 بررسی می‌کند. همچنين، این پژوهش ادبیات ارتباط بین محافظه‌کاری و بازده سهام را گسترش می‌دهد.

چکیده انگلیسی:

Purpose: This research examines the relationship between conditional and unconditional conservative reporting and performance (stock performance, excess performance, abnormal performance) of companies in the capital market during the COVID-19 pandemic. Methodology: This research is descriptive in nature and applied in terms of purpose. Since the variables in this study are analyzed through historical data, it falls into the category of descriptive and post-event studies. This research involved formulating two sets of hypotheses and selecting 110 companies through a comprehensive population screening for an 8-year period from 2014 to 2021. The research variables were collected and analyzed using EViews 10 statistical software. Findings: The results of the first set of hypotheses suggest that the COVID-19 pandemic weakens the relationship between conditional conservative reporting linked to news and the stock performance of companies but strengthens excess performance and abnormal performance. The results of the second set of hypotheses indicate that the COVID-19 pandemic strengthens the relationship between unconditional conservative reporting, independent of news, and stock performance of companies but has no impact on excess performance and abnormal performance. Originality: This is the first study in Iran to investigate the relationship between different types of conservative reporting by companies and stock performance during the COVID-19 pandemic. Additionally, this research expands the literature on the relationship between conservatism and stock performance.

منابع و مأخذ:

اسدی مشیزی، محمدحسین، حاجیها، زهره، جعفری، سیده محبوبه. (1400). بررسی ارتباط محافظه‌کاری و چولگی منفی بازده سهام با تأکید بر سررسید بدهی در مراحل چرخه عمر. دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 14(49)، ۱-۱۸.
اعتمادی، حسین و عبدلی، لیلا (1396) محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام در بحران مالی. مدیریت دارایی و تامین مالی، 5(3)، 133-150.‎
ایرج، قلی پور، سیروس، فتاحی. (1393). بررسی محافظه‌کاری سود بر بازده سهام و ارزش دفتری سهام شرکت‌های درمانده مالی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابرسی، ۵۶ ، ۱۴۳-۱۷۰.
ایزدی نیا، ناصر، عبداللهی، پریسا. (1396). تأثیر محافظه‌کاری و حاکمیت شرکتی بر رابطه بین سطح اهرم مالی و عملکرد مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری، 5 (17)، ۱-۲۴.
بذرافشان کوجل، مهدی، یوسفوند، داود، رکابدار، قاسم. (1401). تأثیر محافظه‌کاری اجتماعی مدیران بر عملکرد شرکت با در نظر گرفتن نقش میانجی محافظه‌کاری حسابداری. مطالعات حسابداری و حسابرسی، 12(47), 113-130.‎
بنی مهد، بهمن، عربی، مهدی و حسن پور، شیوا. (1395). پژوهش‌های تجربی و روش‌شناسی در حسابداری. تهران: انتشارات ترمه.
بولو، قاسم و فلاح برندق، مهدی. (1391). رابطه محافظه‌کاری و بازده غیرعادی کوتاه‌مدت سهام عرضه‌های عمومی اولیه با تاکید بر نقش مدل‌های عدم تقارن اطلاعاتی. مطالعات تجربی حسابداری مالی, 10(39), 57-82.‎
جبارزاده کنگرلویی، سعید، خدایار یگانه، سعید. (1388). تأثیر محافظه‌کاری در گزارشگری مالی بر مدیریت سود. حسابداری مدیریت، ۲(2)، ۲۵-۳۶.
حسن پور، ولی، بغدادی، سعید. (1401). بررسی رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری مشروط و میزان واکنش عملکرد نسبت به پاداش مدیران. نشریه علمی رویکردهای پژوهشی نوین مدیریت و حسابداری، 6 (23)، 82-65.
حصارزاده، رضا. (1401). اصول نگارش مبانی نظری و آزمون فرضیه های دارای متغیر تعدیلگر. مشهد: انتشارات دانشگاه فردوسی مشهد.
حقیقت شهرستانی، مهدی، دستگیر، محسن، سروش یار، افسانه. (1399). تأثیر سرمایه گذاری شرکت برنوسانات آتی بازده سهام با در نظر گرفتن اثر تعدیلی محافظه‌کاری حسابداری. مجله مدیریت توسعه و تحول، 43، 3-19.
خالقی مقدم، حمید، برزیده، فرخ. (1382). ارتباط بین رویکردهای مختلف در اندازه گیری عملکرد مالی شرکت ها. مطالعات حسابداری، 2(1)، 83-106.
داودی، معصومه، غفوریان شاگردی، امیر. (1398). بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر رابطه بین اعتماد به نفس بیش از حد مدیرعامل و نوسان بازده و بازده غیر عادی تجمعی سهام در شرکت های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران. نشریه علمی رویکردهای پژوهشی نوین مدیریت و حسابداری، 3(10)، 91-110.
روحی‌ملکی، ‌سحر، پاک‌مرام، ‌عسگر. (1396). بررسی رابطه محافظه‌کاری حسابداری با واکنش بازار و ارزش شرکت ها. حسابداری، پاسخگویی و منافع جامعه، 27(7), 99-126.‎
ستایش، محمد حسین، روستا، منوچهر. (1392). بررسی ارتباط بین محافظه‌کاری و کارایی مالی شرکت های بازار بورس اوراق بهادار تهران به وسیله تحلیل پوششی داده ها-کارایی برتر. مطالعات تجربی حسابداری مالی، 11(44)، 71-95.
شماخی، حمیدرضا، نوذری نوبر، ناصر. (1400). بررسی رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و عملکرد شرکت در طول همه گیری کووید 19 در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. چشم انداز حسابداری و مدیریت، 4(49)، 97-82.
صالحی، مهدی، عباس زاده، محمدرضا، احمدی، احمد. (1398). بررسی اثرات محافظه¬کاری شرطی و غیرشرطی بر رفتار سرمایه¬گذاری و بازدهی آتی شرکت ها. پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی (پژوهشنامه حسابداری مالی و حسابرسی)، 11(42 )، 1-22
صانعی¬فر متین، سعیدی، پرویز. (1399). مقایسه شبکه‌های پیچیده بازارهای بورس سهام و متغیرهای اقتصادی در دوران قبل و بعد از شیوع ویروس کرونا (کووید-۱۹). تحقیقات مدلسازی اقتصادی، 10(40)، 123-158.
طالبی، الهه، ترابیان، علیرضا، میرزامحمدی، محمدعلی.(1397). تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر عملکرد مالی عملکرد اقتصادی. سومین کنفرانس ملی سالانه اقتصاد، مدیریت و حسابداری. اهواز.
مرگان، سعید، سعیدی، هادی، قدیری مقدم، ابوالفضل، طالبی نجف آبادی، عبدالحسین. (1397). تبیین ارزش منصفانه حسابداری و محافظه‌کاری حسابداری در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، کنفرانس بین¬المللی یافته¬های نوین در حسابداری، مدیریت اقتصاد و بانکداری، تهران.
مهدی زاده ماسوله، ندا. (1398). بررسی اثر محافظه‌کاری غیرشرطی و مقدار وجه نقد نگهداری شده بر بازده غیرعادی سهام. رویکردهای پژوهشی نوین در مدیریت و حسابداری، 3(9)، 51-64.
مهرادی، رامین، بادآور نهندی، یونس، زینالی، مهدی، برادران، رسول.(1400). تأثیر محافظه¬کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و همزماني بازده سهام. پژوهشهای حسابداری مالی، 13(2)، 33-56.
وحيد، احمديان، حسين، اعتمادي، محمدعلي، آقايي.(1397). بررسي تأثير عملکرد اقتصاد کلان بر ارتباط ارزشي و محافظه کاري سود حسابداري شرکت هاي بورس اوراق بهادار تهران. تحقيقات حسابداري و حسابرسي، 10(38)، 145-164.
Acharya, V.V., & Steffen, S. (2020). The risk of being a fallen angel and the corporatemdash for cash in the midst of COVID,Working paper (National Bureau of EconomicmResearch).
Albuquerque, R., Koskinen, Y., Yang, S., & Zhang, C. (2020). Resiliency of environment and social stocks: an analysis of the exogenous COVID-19 market crash. The Review of Corporate Finance Studies, 9(3), 593–621.
Al-Qudah, L. A., Ahmad Qudah, H., Abu Hamour, A. M., Abu Huson, Y., & Al Qudah, M. Z. (2022). The effects of COVID-19 on conditional accounting conservatism in developing countries: evidence from Jordan. Cogent Business & Management, 9(1), 1-15.
Aminu, L., & Hassan, S.U. (2017). Accounting Conservatism and Financial Performance of Nigerlan Deposit Money Banks: an Analysis of Recent Economic Recession Scholedge International. Journal of Business Policy & Governance, 4(12), 124-135.
Balakrishnan, K., Watts, R., & Zuo, L. (2016). The effect of accounting conservatism on corporate investment during the Global Financial Crisis. Journal of Business Finance and Accounting, 43(5-6), 513–542.
Barton, J., Waymire, G. (2004). Investor protection under unregulated financial reporting. Journal of Accounting and Economics ,38, 65–116.
Basu, S. (1997). The conservatism principle and the asymmetric timelines of earnings. Journal of Accounting and Economics, 30 (1), 215-241.
Chen, L. H., Folsom, D.M., Paek, M., & Sami, H. (2014). Accounting conservatism, earnings persistence, and pricing multiples on earnings. Accounting Horizons, 28(2), 233–260.
Ding, W., Levine, R., Lin, C., & Xie, W. (2020). Corporate immunity to the Covid-19 pandemic. Working paper (National Bureau of Economic Research).
Fahlenbrach, R., Rageth, K., & Stulz, R.M. (2020). How valuable is financial flexibility when revenue stops? Evidence from the COVID-19 crisis. Working paper (Fisher College of Business Working Paper Series).
Francis, J. R., Martin,X. (2010). Acquisition profitability and timely loss recognition. Journal of Accounting and Economics, 49(1-2), 161–178.
Garcıa Lara, J. M., Garcı´a Osma, B., & Penalva, F. (2011). Conditional conservatism and cost of capital. Review of Accounting Studies, 16, 247–271.
Garcıa Lara, J. M., Garcı´a Osma, B., & Penalva, F. (2016). Accounting conservatism and firm investment efficiency. Journal of Accounting and Economics, 61(1), 221-238
Givoly, D., Hayn, C. (2000). The changing time-series properties of earnings, cash flows and accruals: Has financial reporting become more conservative?. Journal of Accounting and Economics, 29(3), 287-320.
Guay, W., Verrecchia, R. (2018). Conservative disclosure. Journal of Financial Reporting, 3(1), 73–92.
Hendriksen, E.S. & Berda, M. F. (1992). Accounting theory, 5th Edition, Irwin: Pence-Hill.
Hong, H., Bian, Z., & Lee, C. C. (2021). COVID-19 and instability of stock market performance: evidence from the US. Financial Innovation, 7(1), 1-18.
Hui, K. W., Klasa, S., & Yeung, P.E. (2012). Corporate suppliers and customers and accounting conservatism. Journal of Accounting and Economics, 53(1-2), 115–135.
Insaidoo, M., Arthur, L., Amoako, S., & Andoh, F. K. (2021). Stock market performance and COVID-19 pandemic: evidence from a developing economy. Journal of Chinese Economic and Foreign Trade Studies, 14(1), 60-73.
Isidro, H., & Dias, J.G. (2017). Earnings quality and the heterogeneous relation between earnings and stock returns. Review of Quantitative Finance and Accounting, 49, 1143–1165.
Jimmy, L. (2010). The role of accounting conservatism in firms’ financial decisions. Unpublished working paper.
Khan,M., &.Watts, R.L.(2009). Estimation and empirical properties of a firm-yearmeasure of accounting conservatism. Journal of Accounting and Economics, 48(2-3), 132–150.
Kim, B. H., Pevzner, M. (2010). Conditional accounting conservatism and future negative surprises: an empirical investigation. Journal of Accounting and Public Policy, 29(4), 311–329.
Kim, J. B., Zhang, L. (2016). Accounting conservatism and stock price crash risk: firm-level evidence. Contemporary Accounting Research, 33(1), 412–441.
Kim, Y., Li, S., Pan, C., & Zuo,L. (2013). The role of accounting conservatism in the equity market: evidence from seasoned equity offerings. The Accounting Review, 88(4), 1327–1356.
Kothari, S. P., Shu, S., & Wysocki, P.D. (2009). Do managers withhold bad news?. Journal of Accounting Research, 47(1), 241–276.
LaFond, R., & Watts, R. L. (2008). The information role of conservatism. The Accounting Review, 83(2), 447-478.
Landier, A., Thesmar, D. (2020). Earnings expectations in the COVID crisis. The Review of Asset Pricing Studies, 10(4), 598–617.
Lang, M., Maffett, M. (2011). Transparency and liquidity uncertainy in crisis periods. Journal of Accounting and Economics, 52(2-3), 101–125.
Li, C., Kent, P., Kim, S., & Li, S. (2021). Accounting conservatism and firm performance during the COVID-19 pandemic. Accounting & Finance, 61(4), 5543-5579.
Li, X. (2015). Accounting conservatism and the cost of capital: an international analysis. Journal of Business Finance and Accounting, 42(5-6), 552–582.
Louis, H., Sun, A.X., Urcan, O. (2012). Value of cash holdings and accounting conservatism. Contemporary Accounting Research, 29(4), 1249–1271.
Mauro, M., Giancotti, M., Pipitone, V., & Tiscini, R. (2023). Covid-19 on stock market performance: evidence from Italy. Economic Research-Ekonomska Istraživanja, 36(3), 2264369.
Pagano, M., Wagner, C., & Zechner, J. (2020). Disaster resilience and asset prices. Available at: http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.3603666.
Penman, S., Zhang, X. (2002). Accounting conservatism, the quality of earnings, and stock returns. The Accounting Review, 77(2), 237–264.
Ramelli, S., Wagner, A., (2020). What the stock market tells us about the consequences of COVID-19. Mitigating the COVID Economic Crisis: Act Fast and Do Whatever, 63.
Ramelli, S., Wagner, A.F. (2020). Feverish stock price reactions to COVID-19. The Review of Corporate Finance Studies, 9(3), 622–655.
Roychowdhury, S. (2010). Discussion of: Acquisition profitability and timely loss recognition by J. Francis and X. Martin. Journal of Accounting and Economics, 49(1-2), 179–183.
Ryan, S. (2006). Identifying conditional conservatism. European Accounting Review, 15(4), 511‐525.
Sana’a, N.M. (2016). The Effect of Accounting Conservatism on Financial Performance Indicators in the Jordanian Insurance Companies. Journal of Internet Bank Commer, 21(1), 1.
Shivakumar, L. (2013). The role of financial reporting in debt contracting and stewardship. Accounting and Business Research, 43(4), 362–383.
Watts, R. (2003). Conservatism in Accounting Part I: Explanations and Implications. Accounting Horizons, 17(3), 207-221.
Zhang, J. (2008). The contracting benefits of accounting conservatism to lenders and borrowers. Journal of Accounting and Economics,45(1), 27-54.

متن کامل:



 

Journal of Accounting & Financial Transparency Volume 1, Issue 1, Autumn 2023 pp. 16-40.

 

 

 

Examining the relationship between conservative reporting practices and company performance in the capital market during the COVID-19 pandemic period

 

Malektaj Maleki Oskouei¹, Mohammad Hassani², Saeed Mirzakhani³

 

 

Received: October 30, 2023                              Accepted: November 17, 2023

 

 

 

 

Abstract

Purpose: This research examines the relationship between conditional and unconditional conservative reporting and performance (stock performance, excess performance, abnormal performance) of companies in the capital market during the COVID-19 pandemic.

Methodology: This research is descriptive in nature and applied in terms of purpose. Since the variables in this study are analyzed through historical data, it falls into the category of descriptive and post-event studies. This research involved formulating two sets of hypotheses and selecting 110 companies through a comprehensive population screening for an 8-year period from 2014 to 2021. The research variables were collected and analyzed using EViews 10 statistical software.

Findings: The results of the first set of hypotheses suggest that the COVID-19 pandemic weakens the relationship between conditional conservative reporting linked to news and the stock performance of companies but strengthens excess performance and abnormal performance. The results of the second set of hypotheses indicate that the COVID-19 pandemic strengthens the relationship between unconditional conservative reporting, independent of news, and stock performance of companies but has no impact on excess performance and abnormal performance.

Originality: This is the first study in Iran to investigate the relationship between different types of conservative reporting by companies and stock performance during the COVID-19 pandemic. Additionally, this research expands the literature on the relationship between conservatism and stock performance.

Keywords: Conservative reporting, COVID-19 pandemic, stock performance

 

JEL Classification: M41, G1

 

 

---

[1] . Department of Accounting, Faculty of Management, North Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran. (Corresponding Author). ([e-mail])

[2] . Department of Accounting, Faculty of Management, North Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran. ([e-mail])

[3] . Department of Accounting, Faculty of Management, North Tehran Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran. ([e-mail])

 

Cite this paper: Maleki Oskouei, M., Hassani, M., & Mirzakhani, S. (2023). Examining the relationship between conservative reporting practices and company performance in the capital market during the COVID-19 pandemic. Journal of Accounting & Financial Transparency, 1(1), 16-40. [In Persian]

حسابداری و شفافیت مالی

سال اول، پاییز 1402، شماره 1، صفحه 40-16

 

رابطه انواع گزارشگري محافظه‌كارانه با بازدهی شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩

 

ملک تاج ملکی اسکوئی¹، محمد حسنی²، سعید میرزاخانی ³

        

تاریخ دریافت: 08/08/1402                                         تاریخ پذیرش: 26/08/1402

 

چکیده

هدف: پژوهش حاضر به مطالعه رابطه بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و غیر شرطی و بازدهی (بازدهی سهام، بازدهی مازاد، بازدهی غیرعادی) شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ می­پردازد.

روش شناسی: این پژوهش از نظر ماهیت و روش توصیفی و از نظر هدف، یک پژوهش کاربردی است. از آنجایی که در پژوهش حاضر متغیرها از طریق اطلاعات گذشته مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته­اند، در ردیف مطالعات توصیفی و از نوع پس رویدادی می‌باشد. انجام این پژوهش با تدوین دو سری فرضیه و انتخاب 110 شرکت با غربالگری جامعه آماری برای دوره زمانی 8 ساله بین 1393 تا 1400 بوده و داده‌های مربوط به متغیرهای پژوهش با استفاده از نرم‌افزار ایویوز نسخه 10 مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند.

یافته­ها: نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های سری اول نشان داد همه­گیری کووید 19 ارتباط بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی_وابسته به اخبار_ با بازدهی سهام شرکت‌ها را تضعیف، ولی بازدهی مازاد و بازدهی غیرعادی را تقویت می­نماید. همچنین نتایج فرضیه‌های سری دوم نشان داد همه­گیری کووید 19 ارتباط بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی_مستقل از اخبار_ با بازدهی سهام شرکت‌ها را تقویت می­نماید ولی بر بازدهی مازاد و بازدهی غیرعادی نقشی ندارد.

دانش افزایی: اولین مطالعه‌ای در ایران است که ارتباط بین انواع گزارشگری محافظه­کارانه شرکت‌ها و عملکرد بازده سهام را در دوره همه­گیری کووید 19 بررسی می‌کند. همچنين، این پژوهش ادبیات ارتباط بین محافظه‌کاری و بازده سهام را گسترش می‌دهد.

کلید واژه‌ها: گزارشگري محافظه‌كارانه، بازدهی سهام، همه‌گيري كوويد ١٩.

طبقه‌بندی موضوعی: M41, G1

 

---

[1] 1. گروه حسابداری، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. (نویسنده مسئول). ([e-mail])

[2] 2. گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. ([e-mail])

[3] 3. گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. ([e-mail])

 

استناد: ملکی اسکوئی، ملک تاج، حسنی، محمد، و میرزاخانی، سعید. (1402). رابطه انواع گزارشگري محافظه‌كارانه با بازدهی شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩. حسابداری و شفافیت مالی، 1(1). 40-16.

مقدمه

اهميت این پژوهش از چند جهت مهم قابل بررسي است. اولین مطالعه‌ای است که ارتباط بین انواع گزارشگری محافظه­کارانه شرکت‌ها و عملکرد بازده سهام در دوره همه­گیری کووید 19 را بررسی می‌کند. تعدادی از مقالات اخیر که به بررسی تأثیر بحران کووید 19 بر بازارهای سهام پرداخته‌اند، عمدتاً بر نقش انعطاف‌پذیری مالی مانند وجه نقد، اهرم مالی و تأمین مالی خارجی (آچاریا و استفن¹، 2020؛ دینگ و همکاران²، 2020؛ فالنبراخ و همکاران³، 2020؛ راملی و واگنر⁴، 2020)، فعالیت‌های مسئولیت اجتماعی شرکت (آلبوکوئرکو و همکاران⁵، 2020)، ویژگی‌های صنعت (پاگانو و همکاران⁶، 2020) و پیش‌بینی تحلیلگران (لندیر و تسمار⁷، 2020) تمرکز دارند. مطالعه حاضر با مستندسازی شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران و بررسي ارتباط شیوه‌های گزارشگری محافظه‌کارانه و بازدهی شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گیری کووید 19 به کاهش شکاف مطالعاتي موجود مي‌پردازد.

علاوه بر این، مطالعات اولیه در مورد واکنش بازدهی بازار سهام به همه‌گیری کووید 19 بر بازار ایالات متحده، چين و برخي کشورهاي ديگر متمرکز شده است و در ايران چنين مطالعه‌اي انجام نشده است. همچنين، این پژوهش ادبیات ارتباط بین محافظه‌کاری و بازده سهام را گسترش می‌دهد (فرانسیس و مارتین⁸، 2010؛ کیم و پوزنر⁹، 2010؛ گارسیا لارا و همکاران¹⁰، 2011؛ کیم و همکاران¹¹، 2013؛ بالاکریشنان و همکاران¹²، 2016). با اين حال، به دليل بحران ناشي از کووید 19 مشخص نیست که آیا محافظه‌کاری به طور قابل توجهی با بازده سهام طي دوره همه­گیری کوويد 19 ارتباط دارد یا خیر؟ در اين شرايط، همه­گیری کوويد 19 یک شوک برون‌زا واقعی برای بازار سهام بود که محیط قوی‌تری را برای آزمایش رابطه بین گزارشگری محافظه‌کارانه و بازده سهام در طول رکود شدید بازار فراهم می‌کند (آلبوکوئرکو و همکاران، 2020؛ دينگ و همکاران، 2020؛ راملی و واگنر، 2020).

بررسی‌های اقتصادی که تاکنون و در زمان اپیدمی صورت گرفت نشان دادند که همه­گیری ویروس کرونا بخش‌های گوناگون اقتصادی از جمله گردشگری، بازرگانی خارجی، بازار سرمایه، بازار ارز، بازار مسکن، کسب وکارهای خُرد، کسب وکارهای عمومی، قیمت کالاها و تولید ناخالص داخلی را تحت تأثیر قرار داده است (لی و همکاران¹³، 2021). باتوجه به اینکه در ایران نیز همه‌گیری کووید 19 اثرات منفی بر بازدهی شرکت‌های بورسی داشته و از جهتی برای سرمایه‌گذاران در بازار سرمایه، بازدهی از مهمترین معیارها براي تصمیمات سرمایه‌گذاری است، لذا بررسی تحقیق در این دوره می‌تواند شکاف‌ها و سؤالات موجود در این رابطه را پاسخگو بوده و مقدمات تحقیقات کاربردی بیشتر را فراهم سازد. این پژوهش در پی پاسخگویی به این سؤال است که آیا بين انواع گزارشگري محافظه‌كارانه و انواع بازدهی شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه‌ای وجود دارد؟

با توجه به مطالب فوق و وجود خلأ تحقیقاتی، به نظر می‌رسد بررسي ارتباط بین دو نوع محافظه‌کاری و انواع بازدهی‌های سهام در دوران همه­گیری کووید 19، موجب دانش افزایی در حوزه حسابداری و مالی در محیط ایران شود. همچنین به ارزیابی نقش‌های انواع محافظه‌کاری در بازدهی شرکت در طول رکود بازار کمک نماید؛ زيرا طبق برخي شواهد، محافظه‌کاری نقش مفیدی را در بازارهای سرمایه با ارائه مزایای اقتصادی واقعی از طریق کاهش کمتر در بازده سهام هنگام سقوط بازار سهام طي کووید 19 ارائه داده است. گزارشگری مالی محافظه­کارانه می‌تواند بر بدهی و تعهدات شرکت اثرگذار بوده و بازدهی شرکت را نيز تحت تأثير قرار دهد. محافظه‌کاری حسابداری با تسهیل نظارت سرمایه‌گذاران و اداره بهتر امور، خوش‌بینی مدیران را نسبت به بازدهی شرکت محدود می‌سازد (جیمی¹⁴، 2010).

جهت پاسخگویی به پرسش‌های ارتباط محافظه­­کاری و بازدهی شرکتها طی دوره همه­گیری کووید19 اقدام به تدوین دو سری فرضیه و آزمون آنها در یک دوره زمانی 8 ساله و 880 سال- شرکت در بورس اوراق بهادار تهران شد و سپس نتایج حاصل از محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی مورد بحث قرار گرفتند. ادامه مقاله به بیان ادبیات نظری و پیشینه پژوهش‌های انجام شده، روش‌شناسی پژوهش، بیان یافته‌ها و بحث آنها و در انتها به نتیجه­گیری و پیشنهاد می­پردازد.

 

مبانی نظری و پیشینه پژوهش

مدیران به عنوان تهیه کنندگان صورت‌هاي مالی با وقوف کامل بر وضعیت مالی شرکت و با برخورداري از سطح آگاهی بیشـتر نسبت بـه استفاده­کنندگان صورت‌هاي مالی از یـک طرف و افزایش اطلاعات مدیران راجع بـه روش‌ها و دستورالعمل‌هاي حسابداري، همگام با قدرت گرفتن بازارهاي سرمایه و انعطاف‌پذیري اصـول و استانداردهاي پذیرفته شده حسابداري از طرفی دیگر، منجر به ایجاد انگیزه‌هاي بیشتر در مدیران جهت ارائه تصویري مطلوب از وضـعیت مـالی واحد تجاري از طریـق پدیـده مـدیریت سـود گردیده است. در چنین شرایطی اصول و رویه‌هاي حسابداري به پشتوانه مراجع تدوین‌کننده استانداردهاي حسابداري با هدف متعادل کردن خوش‌بینی مدیران، حمایت از ذینفعان و ارائه منصفانه صورت‌هاي مالی، مفهوم محافظه‌کاري را بکار می‌برند (کنگرلویی و یگانه، 1388). محافظه‌کاري در واقع واکنشی احتیاطی است که در شرایط نبود اطمینان نسبت به آینده بکار برده می‌شود.

محافظه‌کاری در حسابداری، گرایش و تمایل برای به‌کارگیری سطح بالاتری از تأییدپذیری برای شناسایی اخبار خوب در مقایسه با اخبار بد است. علت وجود محافظه‌کاری ناشی از عدم اطمینان در دو عامل تداوم فعالیت واحد تجاری در آینده‌ای پیش‌بینی‌پذیر و الزام به برآورد یا تخمین برخی از مبالغ است (هندریکسن و بردا¹⁵، 1992). همچنین دلایلی برای کاربرد محافظه‌کاری برشمرده شده‌اند؛ ازجمله این‌که بدبینی حاصل از محافظه‌کاری در فرایند گزارشگری مالی موجب تعدیل خوش‌بینی برآوردهای عمده مدیریت درباره‌ عملکرد واحد تجاری است. استفاده از محافظه‌کاری به‌ دلیل تعدیل‌کنندگی خوش‌بینی بیش از حد مدیریت در برآوردها الزامی است (لافوند و واتس¹⁶، 2008). محافظه‌کاری الزام به داشتن درجۀ بالایی از تأیید برای شناخت اخبار خوب مانند سود در مقابل شناخت اخبار بد مانند زیان تعریف شده است (باسو¹⁷، 1997). این تعریف، محافظه‌کاری را از دیدگاه سود و زیان توصیف می‌کند؛ اما تعریف دیگر محافظه­کاری از دیدگاه ترازنامه است. براساس این دیدگاه، در مواردی که تردیدی واقعی در انتخاب وجود داشته باشد و یا چند روش گزارشگری مدنظر باشد، روشی باید انتخاب شودکه کمترین اثر مطلوب را بر حقوق مالکان داشته باشد. تعریف سوم محافظه‌کاری بر پایه دیدگاه ترکیبی از سود و زیان و ترازنامه‌ است؛ در این مفهوم محافظه‌کاری به معنای کاهش سود انباشته گزارش‌شده با شناخت دیرتر درآمد وشناخت سریع‌تر هزینه که به ارزیابی پایین دارایی و ارزیابی بالای بدهی منجر می‌شود (گیولی و هاین¹⁸، 2000). در دسته‌بندی دیگری، محافظه‌کاری عبارت از محافظه‌کاری شرطی و محافظه‌کاری غیرشرطی است (رایان¹⁹، 2006). محافظه‌کاری شرطی، نوعي محافظه‌کاری‌ است که به مفهوم شناخت به‌موقع زیان در صورت وجود اخبار بد و تأخير در شناسايي سود در مواقع وجود اخبارخوب است (لافوند و واتس، 2008). محافظه‌کاری غیرشرطی گونه ديگري از محافظه‌کاری است که متأثر از استانداردهای حسابداری و الزامات قانونی است. طبق اين ديگاه، بزرگي انباشت منفي اقلام تعهدی ناشی از درجه بالاتر محافظه‌کاری غیرشرطی است (شیواکومار²⁰، 2013).

مدیران برای جلوگیری از انتشار اخبار بد انگیزه بیشتری دارند، اما به سرعت اخبار خوب را برای سرمایه‌گذاران فاش می‌کنند؛ زیرا افشای اخبار خوب به مدیران در ادامه کار، ابقاي مديريتي و افزایش ثروت و ارزش شرکت کمک می‌کند. از طرفي، افشای اخبار بد برای مدیران گران تمام می‌شود؛ زیرا می‌تواند منجر به فسخ سریع قرارداد مديريت، عزل مديريت و کاهش ثروت شود (کوتاری و همکاران²¹، 2009). بنابراین، محافظه‌کاری مشروط تضمین می‌کند که زيان ناشی از رویدادهای بد اقتصادی به شکل بهنگام در ارزيابي سود لحاظ می‌شود، در حالی که سود مورد انتظار از رویدادهای خوب اقتصادی به شکل داوطلبانه توسط مدیران از طریق یادداشت‌های صورت‌های مالی و راهنمایی‌های مدیریت افشا می‌شود (گوی و ورچیا²²، 2018). بنابراین، محافظه‌کاری مشروط با کاهش مدیریت سود مدیران، اعمال افشای به موقع اخبار ناشي از رویدادهای خوب و بد و ارائه اطلاعات قابل اتکا، محیط کلی اطلاعاتي شرکت را بهبود می‌بخشد (لافوند و واتس، 2008).

ادبیات موجود مستند نموده است که تشخیص زودهنگام اخبار بد، سیگنال‌های اولیه‌ای را در مورد سودآوری پروژه‌های در دست انجام به هیأت مدیره و سهامداران ارائه می‌دهد. این امر به آن‌ها امکان می‌دهد که دلایل زيان‌ها را بررسی کرده و سریعاً در انجام اقدامات اصلاحی برای کنار گذاشتن پروژه‌های با ارزش فعلی خالص منفی یا جایگزینی مدیران ناتوان، مداخله کنند (واتس، 2003؛ رویچادهوری²³، 2010؛ لوئیس و همکاران²⁴، 2012؛ گارسیا لارا و همکاران، 2016). محافظه‌کاری مشروط می‌تواند مدیران را از سرمایه‌گذاری در پروژه‌های تخریب کننده ارزش منصرف کند؛ زیرا از مدیران می‌خواهد اطلاعات خصوصی خود را در مورد زيان‌هاي پیش‌بینی شده به شکل به موقع افشاء کنند (شیواکومار، 2013). مطالعات قبلی نشان داده‌اند محافظه‌کاری مشروط سبب کاهش احتمال شکست شرکت‌ها می‌شود. شواهدي حاکي از آن هستند که محافظه‌کاری مشروط بیشتر در گزارشگری مالی، احتمال سقوط قیمت سهام در آینده را به میزان قابل توجهی کاهش می‌دهد. در واقع، حسابداری محافظه‌کارانه، توانایی مدیران را در پنهان کردن اخبار بد شرکت محدود می‌کند تا تجمع اخبار بد به نقطه اوج نرسد که می‌تواند منجر به سقوط قیمت سهام شود (کیم و ژانگ²⁵، 2016). شرکت‌های محافظه‌کارتر با مشارکت بیشتر در سرمایه‌گذاری از طریق دسترسی بهتر به منابع مالی بانک‌ها یا سایر اعتباردهندگان نسبت به شرکت‌های کمتر محافظه‌کار، عملکرد سهام بهتری در طول بحران مالی جهانی دارند (بالاکریشنان و همکاران، 2016). همچنین محافظه‌کاری به طرز مثبتی با دسترسی شرکت‌ها به اعتبار تجاری قبل و بعد از شروع بحران مالی جهانی ارتباط دارد؛ زیرا تأمین‌کنندگان منابع مالی ترجیح می‌دهند به مشتریان با محافظه‌کاری مشروط بیشتر اعتبار تجاری بدهند تا از ریسک اعتباری در بحران مالی جلوگیری کنند (ژانگ²⁶، 2008).

در عین حال، یکی از موضوعاتی که در سال‌های اخیر توجه زیادی را به خود جلب کرده که به عدم اطمینان انجامیده است بحث همه‌گیری کووید 19 است که بازارهای سهام را به شدت تحت تأثیر قرار داده است و بسیاری از شرکت‌ها را به بحران نقدینگی واداشته، جریان نقدینگی آن‌ها را کاهش داده و ریسک ناتوانی در پرداخت تعهدات آن‌ها را افزایش داده است (آچاریا و استفن، 2020). در نتیجه، شرکت‌ها با خطرات و عدم قطعیت بی‌سابقه‌ای در مورد درآمدهای آینده و چشم‌اندازهای بقا در بحران کووید 19 مواجه هستند. هنگامی که عدم قطعیت بالایی وجود دارد، سرمایه‌گذاران نسبت به صورت‌های مالی بیشتر از سایر منابع اطلاعاتی ریسک‌گریز هستند و کمتر به منابع اطلاعاتی وابسته هستند که بیشتر منعکس کننده ابهام و عدم اطمینان است (ایسیدرو و دیاس²⁷، 2017). اطلاعات مالی شفاف، عدم اطمینان در مورد ارزش شرکت را کاهش داده و به دنبال آن ریسک کاهش می‌یابد (بارتون و وایمیر²⁸، 2004). در نتیجه، اطلاعات سود قابل اعتماد برای سرمایه‌گذاران در دوران رکود بازار به دلیل خطرات بیشتر در بازار و عدم اطمینان بیشتر در مورد جریان‌های نقدی آینده شرکت‌ها اهمیت بیشتری پیدا می‌کند (لانگ و مافت²⁹، 2011). 

تحقیقات قبلی نشان داده‌اند نقش محافظه‌کاری زمانی اهمیت بیشتری پیدا می‌کند که عدم قطعیت بیشتری وجود داشته باشد؛ زیرا اطلاعات حسابداری معتبرتر، سرمایه‌گذاران را در ارزیابی عملکرد قبلی و آینده شرکت کمک می‌کند (لافوند و واتس، 2008؛ خان و واتس³⁰، 2009؛ کیم و همکاران، 2013؛ بالاکریشنان و همکاران، 2016). علاوه بر این، ویژگی‌های محافظه‌کاری مشروط که مدیران را مجبور می‌کند تا زيان‌هاي پیش‌بینی شده آینده را در سود لحاظ نموده و از گزارش سودهای مورد انتظار جلوگیری کنند، سبب می‌شود شدت و بزرگی کاهش ارزش در طول رکود بازار برای شرکت‌های محافظه‌کارتر، کاهش یابد. همچنین، بازار نسبت به اعلام اخبار بد برای شرکت‌های محافظه‌کارتر پس از شروع بحران واکنش کمتری نشان می‌دهد؛ زیرا سرمایه‌گذاران کمتر نگران افشای اخبار بد برای شرکت‌های محافظه‌کار هستند (کیم و پوزنر، 2010). علاوه بر این، شرکت‌های محافظه‌کارتر می‌توانند هنگام مذاکره شرایط اعتباری بهتری از تأمین کنندگان منابع مالی خود طلب کنند و این امر می‌تواند به آن‌ها در مدیریت بیشتر ریسک اعتباری در طول همه‌گیری کووید 19 کمک کند (هویی و همکاران³¹، 2012؛ ژانگ، 2008). در نتیجه، انتظار می‌رود شرکت‌های محافظه‌کارتر، عملکرد بازده سهام بهتری نسبت به همتایان خود در دوران همه­گیری کووید 19 داشته باشند. با این‌ حال، برخی مطالعات مسائلی را در مورد کاهش مربوط بودن سودهای گزارش شده تحت رویه محافظه‌کارانه مطرح کرده‌اند. استدلال شده است حسابداری محافظه‌کارانه می‌تواند به سودهایی با کیفیت پایین‌تر بینجامد؛ زیرا محافظه‌کاری یک ذخیره پنهان ایجاد می‌کند که می‌تواند بعدها برای افزایش یا کاهش سود مورد استفاده قرار گیرد و استنباط‌های نادرستی را برای سرمایه‌گذاران فراهم کند (پنمن و ژانگ³²، 2002). همچنین، در شرکت­های با حسابداری محافظه‌کارتر، پایداری سود کمتر است (چن و همکاران³³، 2014) و فعالان بازار سودهای با پایداری کمتر را به طور نامطلوب ارزیابی می‌کنند. همچنین هشدار می­دهند که محافظه‌کاری نامتقارن حسابداری که اخبار بد را به موقع گزارش می‌کند، اما خبرهای خوب را به صورت نابهنگام گزارش می‌دهد، ناکارآمدی اطلاعاتی ایجاد می‌کند و با تحریف رابطه سود و بازده مرتبط است و مربوط بودن اطلاعات سود را برای استفاده کنندگان اطلاعات مالی کاهش می‌دهد (گوی و ورچیا، 2018). با این حال، مزایای محافظه‌کاری حسابداری در بازار سرمایه از جمله ارتباط مثبت آن با ارزش شرکت و عملکرد بازده سهام نیز توسط مطالعات تجربی قبلی به خوبی مستند شده است (فرانسیس و مارتین، 2010؛ گارسیا لارا و همکاران، 2011؛ کیم و همکاران، 2013؛ کیم و ژانگ، 2016؛ لی، 2015؛ بالاکریشنان و همکاران، 2016).

از جمله پژوهش‌هایی که در ایران به بررسی محافظه‌کاری و بازدهی سهام پرداخته­اند، حسن پور و بغدادی (1401) رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و میزان حساسیت عملکرد نسبت به پاداش مدیران را در شركت­هاي بورسی بین سال­های 1395 تا 1399 بررسی کرده و نتایج نشان داد که محافظه‌کاری حسابداری و میزان عملکرد حسابداری بر پاداش مدیران تاثیر مثبت و معنادار و رابطه معناداری بین محافظه‌کاری حسابداری و حساسیت عملکرد بازار بر پاداش مدیران مشاهده نگردید. در همان سال، بذرافشان و همکاران رابطه بین محافظه‌کاری اجتماعی مدیران و عملکرد شرکت با در نظر گرفتن نقش میانجی محافظه‌کاری را با روش پرسشنامه­ای از 384 نفر در پاییز سال 1400 تجزیه و تحلیل کرده و نتایج حاکی از آن بود که محافظه‌کاری اجتماعی مدیران و محافظه‌کاری حسابداری بر عملکرد شرکت تاثیر معناداری دارد.

اسدی مشیزی و همکاران (1400) با استفاده از اطلاعات 106 شرکت بورسی در دوره زمانی 1390 تا 1396 به بررسی ارتباط محافظه‌کاری و چولگی منفی بازده سهام پرداخته و دریافتند که اعمال رویه‌های محافظه‌کارانه منجر به کاهش مخاطره سقوط قیمت سهام می‌شود. در پژوهش دیگری در همان سال، مهرادي و همکاران با بررسی 167 شرکت بورسی طی سالهای 1388 الی 1397 تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و هم‌زمانی بازده سهام را آزمون نموده و دریافتند که محافظه‌کاری در افشای ریسک، محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری را افزایش می‌دهد. همچنین، محافظه‌کاری در افشای ریسک به‌واسطۀ افزایش شفافیت اطلاعات خاص شرکت، هم‌زمانی بازده سهام را کاهش می‌دهد. شماخی و نوذری (1400) نیز رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و عملکرد شرکت در طول همه‌گیری کووید 19 را با یک فرضیه و 140 شرکت بورسی برای دوره زمانی 2 ساله بین سال 1398 تا 1399 تحلیل نمودند. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها رابطه مستقیم بین محافظه‌کاری حسابداری و عملکرد شرکت در طول همه گیری کووید 19 را نشان داد.

تأثیرکووید 19 بر متغیرهای کلان اقتصادی و سقوط بازارهای سهام را صانعي‌فر و سعیدی (1399) بررسي کردند. نتایج آنها بیان کرد که بهم پیوستگی اقتصاد مدرن بازارهای سهام و متغیرهای اقتصادی، بحران بهداشتی را به بحران اقتصادی در سطح جهان تبدیل کرده است. اثر منفی ویروس کرونا به‌طور مستقیم 35 درصد بر بازارهای سهام بوده که بازار سهام کشورهای اروپایی و آسیایی بیشترین تأثیر و کمترین تأثیر بر بازار سهام کشورهای عربی و آفریقایی بود. ویروس کرونا به طور غیر‌مستقیم با تأثیر‌ بر متغیرهای اقتصادی (کاهش بی‌سابقه قیمت نفت، نوسان قیمت طلا، کاهش قیمت نقره و مس) باعث سقوط بازارهای سهام شده است. حقيقت شهرستاني و همکاران (1399) با بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری شرکت بر نوسانات آتی بازده سهام با در نظر گرفتن اثر تعدیل کنندگی محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی و با اطلاعات مالی 129 شرکت برای دوره مالی 1388 تا 1396 به صورت داده‌های ترکیبی دریافتند که محافظه‌کاری شرطی تأثیر منفی بر رابطه بین سرمایه‌گذاری شرکت و نوسانات بازده آتی سهام دارد. اما محافظه‌کاری غیرشرطی تأثیر مثبت بر رابطه بین سرمایه‌گذاری شرکت و نوسانات بازده آتی سهام دارد.

داوودي و غفوريان شاگردي (1398) تأثیر محافظه‌کاری حسابداری و نوسان بازده و بازده غیرعادی تجمعی سهام شرکت‌ها را با تعداد نمونه 117 شرکت بورسی از سال 1390 تا 1396 آزمون نموده و نشان دادند محافظه‌کاری حسابداری بر نوسان بازده سهام تأثیر معناداري ندارد؛ اما محافظه‌کاری حسابداری بر بازده غیر عادی تجمعی سهام تأثیر منفی دارد. مهدي‌زاده ماسوله (1398) اثر محافظه‌کاری غیرشرطی و مقدار وجه نقد نگهداری شده بر بازده غیرعادی سهام (ارزش بازار موجودی نقد نگهداری شده) را با ۱۴۰ شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی ۱۳۹۱ تا ۱۳۹۶ تحلیل کرد و دریافت که افزایش موجودی نقد منجر به افزایش بازده غیرعادی سهام شده و در مقابل محافظه‌کاری باعث کاهش آن می‌شود. صالحي و همکاران (1398) اثرات محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر رفتار سرمایه‌گذاری و بازدهی آتی سهام شرکت‌ها را با  اطلاعات 191 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام دادند. نتایج نشان داد محافظه‌کاری شرطی سبب کاهش تمایل سرمایه‌گذاری شرکت‌ها می‌شود، در حالی‌که محافظه‌کاری غیرشرطی، شرکت‌ها را به سرمایه‌گذاری بیشتر ترغیب می‌کند. همچنين بین محافظه‌کاری شرطی (غیرشرطی) و بازدهی آتی سهام شرکت‌ها رابطه‌ای منفی (مثبت) وجود دارد. لذا افزایش محافظه‌کاری شرطی (غیرشرطی)، بازدهی آتی سهام شرکت‌ها را کاهش (افزایش) مي‌دهد.

بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر عملکرد مالی و اقتصادی توسط طالبی و همکاران (1397) در 101 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی سال‌های 1391 تا 1396 نشان داد محافظه‌کاری حسابداری بر کیوتوبین و ارزش افزوده بازار تأثیر مستقیم دارد. ولی محافظه‌کاری حسابداری بر بازده دارایی ها و ارزش افزوده اقتصادی تأثیر معنادار ندارد. مرگان و همکاران (1397) نقش محافظه‌کاری حسابداری را بر ارزش منصفانه سرمایه گذاری و جریان نقدی آینده شرکت‌ها را در قلمرو زمانی 1389 تا 1396 و نمونه آماری مشتمل بر 135 شرکت پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی نمودند. نتایج نشان داد محافظه‌کاری حسابداری بر رابطه بین ارزش منصفانه سرمایه‌گذاری و جریان نقدی آینده تأثیر مثبت دارد؛ اما محافظه‌کاری حسابداری بر رابطه بین ارزش منصفانه سرمایه‌گذاری و قیمت سهام تأثیر ندارد. نتایج بررسی احمديان و همکاران (1397) درخصوص واکنش محافظه‌کاري و ارتباط ارزشي سود حسابداري به تغييرات چرخه‌هاي تجاري در 145 شرکت پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران براي سال‌هاي 1381 تا 1393 حاکي از آن بود که دو متغير مذکور به تغييرات وضعيت اقتصادي واکنش نشان مي دهند؛ در دوره رکود نسبت به دوره رونق اقتصادي، محافظه‌کاري حسابداري بيشتري اعمال شده است.

اعتمادی و عبدلی (1396) به بررسی رابطه محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام (بازده سهام و بازده غیرعادی سهام) در شرایط بحران مالی با استفاده از اطلاعات مالی 71 شرکت دارای بحران مالی و 71 شرکت بدون بحران مالی در بازۀ زمانی 1383 تا 1392 پرداختند. نتایج نشان داد که در شرکت‌های بدون بحران مالی، بین محافظه‌کاری با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام رابطه منفی وجود دارد. در حالی که در شرکت‌های دارای بحران مالی بین محافظه‌کاری با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام رابطه مثبت وجود دارد که نشان می‌دهد شرکت‌های دارای بحران مالی، سیاست‌های محافظه‌کارانه بیشتري نسبت به شرکت‌های بدون بحران مالی اتخاذ می‌کنند؛ در نتیجه زیان ارزش سهام آنها کمتر از شرکت‌های بدون بحران مالی است. زارعي و دارابي (1396) با بررسی تأثیر بیش اطمینانی مدیریت بر ریسک سقوط قیمت سهام با تأکید بر نقش تعدیل‌ کنندگی محافظه‌کاری حسابداری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1390 تا 1394 نشان دادند بیش اطمینانی مدیریت و محافظه‌کاری بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر دارد. در تحقیق دیگری در همان سال، ایزدی‌نیا و عبدالهی با بررسی تأثیر محافظه‌کاری و حاکمیت شرکتی بر رابطه بین اهرم مالی و عملکرد مالی شرکت‌ها با 119 شرکت پذیرفته ‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی1390 تا 1395 دریافتند که محافظه‌کاری و سطح اهرم مالی بر عملکرد مالی تأثیر منفی دارند؛ و محافظه‌کاری بر رابطه بین سطح اهرم مالی و عملکرد مالی تأثیر معنی‌دار دارد.

در پژوهش‌های خارج از ایران نیز مورو و همکاران³⁴ (2023) اثر همه‌گیری کووید 19 را بر بازار سرمایه با استفاده از قیمت‌های روزانه سهام طی 2019 تا 2020 بررسی و دریافتند که این خبر اثر منفی بر سهام داشت. الکودا و همکاران³⁵ (2022 ) اثر کووید 19 بر محافظه‌کاری حسابداری را طی سالهای 2018 الی 2021 آزمون نموده و دریافتند که کووید 19 اثر مثبتی بر محافظه‌کاری حسابداری داشته است. لی و همکاران (2021) با بررسي محافظه‌کاری حسابداری و عملکرد مالي شرکت‌ها در بازار سهام طی دوره همه‌گیری کووید 19 نشان دادند شرکت‌های چینی فهرست شده در بورس سهام شانگهای و شنژن با استفاده از گزارش محافظه‌کارانه‌‌تر، کاهش کمتري در عملکرد بازده سهام طی همه گیری کووید 19 نسبت به سایر شرکت‌ها داشته‌اند. همچنین نقش سودمند محافظه‌کاری مشروط زمانی بیشتر است که شرکت‌ها عدم تقارن اطلاعات بیشتری به دنبال همه‌گیری کووید 19 داشته باشند. هونگ و همکاران³⁶ (2021) با بررسی رابطه بین کوويد 19 و بی‌ثباتی عملکرد بازار سهام بر اساس پیش‌بینی پذیری بازده سهام و نوسان قیمت سهام در ایالات متحده طی دوره 1 ژانویه 2019 تا 30 ژوئن 2020 نشان دادند بحران همه‌گیری کوويد 19با ناکارآمدی بازار همراه بوده و فرصت‌های سودآوری را برای معامله­گران و دلالان ایجاد کرده است. نتایج حاکي از شکست در پیش‌بینی پذیری بازده سهام و وقوع نوسان قیمت سهام با همه گیری کوويد 19 است. اينسيدو و همکاران³⁷ (2021) میزان بي‌ثباتي عملکرد بازار سهام غنا با توجه به همه‌گيري کوويد 19 را با داده های سری‌های زمانی روزانه از 2 ژانویه 2015 تا 13 اکتبر 2020 بررسی کرده و از نظر آماری رابطه منفی ناچیز بین همه‌گیری کوويد 19 و بازده سهام غنا وجود داشت، همه‌گیری کوويد 19 باعث افزایش بی‌ثباتی و نوسان بازده سهام غنا شده است. علاوه بر این، نتايج وجود نوسان و اثر نامتقارن اخبار بد بر نوسان بازده سهام را تأیید کرد.

لي (2020) تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر عملکرد مالی شرکت‌ها را بررسی نمود و نشان داد محافظه‌کاری حسابداری به عنوان یک رويکرد گزارشگری حسابداری محتاطانه یک مکانیزم مهم راهبري شرکتی است. تأثیر محافظه‌کاری حسابداری با عملکرد مالی مثبت است. راملي و همکاران (2020) واکنش‌های بازار سهام به بیماری جدید کوويد 19 در سال 2019 را بررسي کردند. آن‌ها بيان داشتند اين موضوع بینش جدیدی را در مورد چگونگی حرکت شوک‌های واقعی و سیاست‌های مالی بر ارزش شرکت ارائه می‌دهد. شواهد نشان داد شرکت‌های بین‌المللی به ویژه آن‌هایی که بیشتر در معرض تجارت با چین بودند، عملکرد ضعیفی داشتند. با شیوع ویروس به اروپا و ایالات متحده، بدهی شرکت‌ها و دارایی‌های نقدی به عنوان محرک‌های مهم ارزش تحت تأثير قرار گرفتند. نتایج نشان داد که چگونه اثرات واقعی پیش‌بینی شده ناشي از بحران سلامت، از طریق مجاری مالی تقویت شده است.

 

فرضیه­های پژوهش

بررسی ادبیات نظری و پیشینه پژوهش‌های داخلی و خارجی نشان داد که ارتباط محافظه‌کاری و بازده شرکتها در پژوهش‌های پیشین بررسی و آزمون شده است، لذا در این پژوهش نقش تعدیلگر همه­گیری کووید 19 به عنوان گسست ساختاری (حصارزاده، 1401) فرضیه‌بندی و آزمون می­شود تا به دانش افزایی و توسعه یافته های قبلی درخصوص محافظه­کاری و بازدهی شرکتها کمک شود.

سری اول فرضیه‌ها ارتباط گزارشگری محافظه­کارانه شرطی و بازدهی سهام را بیان می­نماید:

فرضیه اول: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی سهم) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد.

فرضیه دوم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی مازاد) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد.

فرضیه سوم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی غیرعادی) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد.

سری دوم فرضیه‌ها به ارتباط گزارشگری محافظه­کارانه غیرشرطی و بازدهی سهام می‌پردازد:

فرضیه چهارم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی سهم) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد.

فرضیه پنجم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی مازاد) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد.

فرضیه ششم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی غیرعادی) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد.

 

روش‌شناسی پژوهش

به دليل آزمودن كارايي مباحث علمي در زمينه مطالعه گزارشگري محافظه‌كارانه و عملكرد مالي شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ و توسعه دانش كاربردي، اين تحقيق از نظر هدف، تحقيقي کاربردي محسوب مي‌شود. از آن جا که اين نوشتار به توصيف آنچه که هست يا توصيف شرايط موجود بدون دخل و تصرف مي‌پردازد و با توجه به آن که قضاوت‌هاي ارزشي در تحقيق کم رنگ است، تحقيق حاضر در زمره تحقيقات توصيفي حسابداري به شمار مي‌رود. جامعه آماری شامل شرکت‌هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. دوره زماني پژوهش سال‌هاي 1393 تا 1400 است. شرکت‌های جامعه آماری با حضور مستمر در بورس و عدم تغییر سال مالی که جزء شرکت‌های مالی، بانک‌ها، مؤسسات مالی، بيمه، سرمایه‌گذاری، هلدينگ یا واسطه‌گری مالی نبودند، 110 شرکت شدند.

مدل رگرسیونی جهت آزمون فرضیه‌هاي پژوهش با استناد به مقاله لی و همکاران (2021) طراحي شده است:

مدل فرضیه اول

MFPit = β0 + β1CCRit + β2CPANit + β3CCRit*CPANit + β4SIZEit + β5BMit + β6MOMit + β7LDEBTit +

β8SDEBTit + β9CASHit + β10PROit + β11GOVit + β12TOPit + β13INDEPit + β14BSIZEit + ɛit

مدل فرضیه دوم

ERETit = β0 + β1CCRit + β2CPANit + β3CCRit*CPANit + β4SIZEit + β5BMit + β6MOMit + β7LDEBTit +

β8SDEBTit + β9CASHit + β10PROit + β11GOVit + β12TOPit + β13INDEPit + β14BSIZEit + ɛit

مدل فرضیه سوم

ARETit = β0 + β1CCRit + β2CPANit + β3CCRit*CPANit + β4SIZEit + β5BMit + β6MOMit + β7LDEBTit +

β8SDEBTit + β9CASHit + β10PROit + β11GOVit + β12TOPit + β13INDEPit + β14BSIZEit + ɛit

مدل فرضیه چهارم

MFPit = β0 + β1 UCCR it + β2CPANit + β3 UCCR it*CPANit + β4SIZEit + β5BMit + β6MOMit +

β7LDEBTit + β8SDEBTit + β9CASHit + β10PROit + β11GOVit + β12TOPit + β13INDEPit + β14BSIZEit + ɛit

مدل فرضیه پنجم

ERETit = β0 + β1 UCCR it + β2CPANit + β3 UCCR it*CPANit + β4SIZEit + β5BMit + β6MOMit +

β7LDEBTit + β8SDEBTit + β9CASHit + β10PROit + β11GOVit + β12TOPit + β13INDEPit + β14BSIZEit + ɛit

مدل فرضیه ششم

ARETit = β0 + β1 UCCR it + β2CPANit + β3 UCCR it*CPANit + β4SIZEit + β5BMit + β6MOMit +

β7LDEBTit + β8SDEBTit + β9CASHit + β10PROit + β11GOVit + β12TOPit + β13INDEPit + β14BSIZEit + ɛit

 

تعریف عملیاتی متغیرهای مدلهای آماری فوق به این شرح است:

متغیر وابسته: عملكرد مالي شركت‌ها در بازار سرمايه (MFP): بر اساس معیارهای زیر ارزیابی می‌شود:

RETit: بازده سهام شرکت؛ ERETit: بازده مازاد سهام: تفاوت بازده سهام شرکت و میانگین بازده پرتفوی بازار؛ ARETit: بازده غیرعادی سهام: تفاوت بازده سهام شرکت و بازده مورد انتظار طبق مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای.

متغیرهاي مستقل: گزارشگري محافظه‌كارانه (CR): براي ارزيابي آن دو گونه محافظه‌کاري شرطي و غيرشرطي بررسي مي‌گردند.

محافظه‌کاری شرطی (CCR): برای محاسبه آن از مدل خان و واتس (2009) به شرح زیر استفاده می‌شود:

NIit= α + (μ1 + μ2SIZEit + μ3MTBit + μ4LEVit)*Rit + (δ1 + δ2SIZEit + δ3MTBit + δ4LEVit)*Dit + (λ1 + λ2SIZEit + λ3MTBit + λ4LEVit)*Dit*Rit + θ1SIZEit + θ2MTBit + θ3LEVit + εit

 

NIit: نسبت سود خالص به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شركت در پايان سال مالی قبل؛ Rit: بازده سهام شركت طي سال مالي؛ Dit: متغير مجازي بازده سهام اگر بازده سهام منفي باشد برابر يک و در غير اين صورت برابر صفر است؛ SIZEit: لگاريتم طبيعي ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شركت در پايان سال مالي؛ MTBit: نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري حقوق صاحبان سهام شركت در پايان سال مالي؛ LEVit نسبت بدهي به دارايي شركت در پايان سال مالي؛  εit: باقيمانده يا پسماند مدل.

رابطه بالا را با استفاده از رگرسيون مقطعي سالانه برآورد كرده و ضرايب برآوردي حاصل از رابطه بالا استخراج مي‌شود؛ در نهايت بر اساس رابطه زیر محافظه‌كاري شرطي محاسبه مي‌شود:

C-SCORE = λ1 + λ2SIZEit + λ3MTBit + λ4LEVit

محافظه‌کاری غیرشرطی (UCCR): براي ارزيابي آن از ديدگاه گیولی و هاین (2000) استفاده مي‌ شود که مبتني بر قرينه نسبت کل اقلام تعهدی به دارایی‌ها است. اقلام تعهدی منفی‌تر ناشی از درجه بالاتر محافظه‌کاری نامشروط است. زیرا نتیجه محافظه‌کاری نامشروط، کم نمایی سود بوده و در نتیجه سود گزارش شده پایین‌تر از جریان نقدی است.

UCCRit= (-1)* TACCit/TAit

TACCit: کل اقلام تعهدی (تفاوت بين سود عملياتي و جريان وجه نقد عملياتي) ؛ TAit: کل دارایی­ها 

متغیر تعدیلگر متغیری است که بین سطوح مختلف رابطه درست متغیر مستقل و متغیر وابسته تغییر می­کند. به عبارت دیگر مطالعه متغیر تعدیلگر_اینجا دوره همه‌گیری کووید 19 (CPAN)_ در صدد هست بررسی نماید رابطه بین متغیر مستقل و وابسته در کدام بخش از مشاهدات متفاوت (قویتر یا ضعیفتر) است (حصارزاده، 1401) و برای محاسبه آن از کدبندی صفر و یک استفاده می‌شود. برای سال‌های مشمول دوره همه‌گیری کووید 19 کد یک و برای سایر سال‌ها کد صفر لحاظ می‌شود.

محاسبه متغیرهای کنترلی طبق لی و همکاران (2021) به شرح زیر است:

اندازه شرکت (SIZE): لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها؛ نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (BM): نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار سهام؛ نوسان بازده سهام (MOM): تغيیرات بازده سهام نسبت به دوره‌ قبل؛ بدهی بلندمدت (LDEBT): نسبت بدهی بلندمدت به کل دارایی‌ها؛ بدهی کوتاه‌مدت (SDEBT): نسبت بدهی کوتاه‌مدت به کل دارایی‌ها؛ نقدينگي (CASH): نسبت جمع وجوه نقد و سرمايه‌گذاري کوتاه مدت به کل دارایی‌ها؛ سودآوري (PRO): نسبت سود عملیاتی به کل دارایی‌ها؛ مالکيت دولتي (GOV): درصد سهام متعلق به دولت؛ مالکيت عمده (TOP): درصد سهام در اختیار بزرگترین سهامداران؛ استقلال هيأت مديره (INDEP): نسبت تعداد اعضاي غيرموظف به کل اعضاي هيأت مديره شركت؛ اندازه هيأت مديره (BSIZE): لگاريتم طبيعي تعداد اعضاي هيأت مديره شركت.

 

یافته­های پژوهش

یافته‌های توصيفی

جدول 1، آمار توصیفی داده‌های مربوط به متغیرهای مورداستفاده در تحقیق را نشان می‌دهد. اصلی‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نشان‌دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص خوبی برای نشان دادن مرکزیت داده‌هاست. میانگین بازدهی سهام 108% است و با توجه به تعریف عملیاتی بازدهی مازاد و بازدهی غیرعادی میانگبن آنها به ترتیب 5/37% و 3/11% می­باشد. میانگین محافظه‌کاری شرطی 275/1 است و محافظه‌کاری غیرشرطی (با توجه به تعریف عملیاتی آن) 026/0- است. درصد فراوانی متغیر کیفی دوران کرونا 25% در دوه همه­گیری و 75% دوره غیرهمه­گیری است.

 

جدول 1. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
نام متغیر	میانگین	میانه	بیشینه	کمینه	انحراف معیار	چولگی	کشیدگی
بازدهی سهم	1.080	0.336	24.247	0.658-	2.156	3.924	27.438
بازدهی مازاد	0.375	0.179-	22.697	1.957-	2.093	3.537	25.418
بازدهی غیرعادی	0.113	0.116	0.753	0.455-	0.108	0.225-	8.744
محافظه‌کاری شرطی	1.275	0.826	7.135	1.388-	1.794	1.447	4.466
محافظه‌کاری غیرشرطی	0.026-	0.007-	0.635	0.997-	0.176	0.913-	6.509
اندازه شرکت	14.479	14.192	20.183	10.671	1.567	0.843	3.849
ارزش دفتری به بازار	0.859	0.413	3.351	4.632-	0.385	1.272-	42.816
نوسان بازده سهم	0.724-	0.795-	12.813	20.250-	4.042	0.490-	7.527
بدهی بلندمدت	0.265	0.237	0.821	0.000	0.179	0.695	2.956
بدهی کوتاه مدت	0.734	0.762	1.000	0.178	0.179	0.695-	2.956
نقدینگی	0.152	0.130	0.681	0.001	0.112	1.202	4.981
سودآوری	0.160	0.136	0.639	0.325-	0.142	0.529	3.287
مالکیت دولتی	0.310	0.328	0.449	0.040	0.085	1.027-	3.707
مالکیت عمده	0.691	0.730	0.998	0.090	0.191	1.029-	3.690
استقلال هیئت مدیره	0.676	0.600	1.000	0.200	0.191	0.164-	2.555
اندازه هیئت مدیره	5.070	5	7	5	0.362	5.039	26.655

یکی از نکاتی که بایستی همیشه قبل از برازش مدل‌ها در نظر داشت بررسی مانایی متغیرهای تحقیق می‌باشد. نا مانایی متغیرها یا به عبارتی تصادفی بودن سری زمانی متغیرها منجر به کاذب شدن مدل رگرسیونی برآورد شده می‌گردد. اگر متغیرهای سری زمانی مورداستفاده در برآورد ضرایب مدل ناپایا باشند، درحالی‌که هیچ رابطه مفهومی بین متغیرهای مدل وجود نداشته باشد، موجب می‌شود تا استنباط‌های نادرستی در مورد میزان ارتباط بین متغیرها انجام گیرد (بنی مهد و همکاران، 1395). با توجه به جدول 2 مشاهده می‌شود سطح خطای همه متغیرها کمتر از 5 درصد بوده و بیانگر مانا بودن متغیرهاست.

 

جدول 2. آزمون مانایی برای متغیرهای پژوهش
نام متغیر	آماره آزمون	سطح خطا	نتیجه
بازدهی سهم	6.069	0.000	مانا است
بازدهی مازاد	8.785	0.000	مانا است
بازدهی غیرعادی	11.022	0.000	مانا است
محافظه‌کاری شرطی	13.530	0.000	مانا است
محافظه‌کاری غیرشرطی	11.226	0.000	مانا است
اندازه شرکت	20.203	0.000	مانا است
ارزش دفتری به بازار	13.923	0.000	مانا است
نوسان بازده سهم	9.528	0.000	مانا است
بدهی بلندمدت	12.360	0.000	مانا است
بدهی کوتاه مدت	12.360	0.000	مانا است
نقدینگی	8.884	0.000	مانا است
سودآوری	8.897	0.000	مانا است
مالکیت دولتی	14.595	0.000	مانا است
مالکیت عمده	14.587	0.000	مانا است
استقلال هیئت مدیره	12.400	0.000	مانا است
اندازه هیئت مدیره	14.611	0.000	مانا است

 

گاهی اوقات داده‌هایی که ما با آن‌ها روبرو هستیم هم دربرگیرنده داده‌های سری زمانی و هم مقطعی می‌باشد. به چنین مجموعه‌ای از داده‌ها عموماً پانلی از داده‌ها یا پانل دیتا شناخته‌شده است.در برآورد مدل پانل دیتا با دو حالت کلی روبرو هستیم. حالت اول این است که عرض از مبدأ برای کلیه مقاطع یکسان است که در این صورت با مدل پول دیتا (تلفیقی) مواجه هستیم. حالت دوم عرض از مبدأ برای تمام مقاطع متفاوت است که به این حالت پانل دیتا گفته می‌شود. برای شناسایی دو حالت فوق از آزمونی به نام اف-لیمر استفاده می‌شود. بنابراین آزمون اف-لیمر برای انتخاب بین روش‌های رگرسیون پول دیتا و رگرسیون با اثرات ثابت استفاده می‌شود (بنی مهد و همکاران، 1395). درصورتی‌که سطح خطای آماره‌ی چاو کمتر از سطح 05/0 باشد، داده‌های تابلویی (پانل دیتا) انتخاب می‌شود. در این حالت برای تشخیص اثرات ثابت یا تصادفی باید آزمون هاسمن نیز انجام شود. درجدول 3 سطح خطای آماره­ی چاو در مدل های پژوهش کمتر از 5 درصد است، ازاین‌رو رویکرد داده‌های تابلویی در مقابل رویکرد داده‌های تلفیقی موردپذیرش قرار می‌گیرند. خروجی آزمون هاسمن نشان داد که سطح خطا در هر شش مدل کمتر از 5 درصد است، ازاین‌رو اثرات ثابت عرض از مبدأ در مقابل اثرات تصادفی موردپذیرش قرار می‌گیرد. یکی از مفروضات مدل رگرسیونی خطی کلاسیک وجود همسانی واریانس جملات اخلال می‌باشد. اما به‌طور متعارف درداده های سری زمانی و داده‌ها مقطعی ممکن است واریانس جملات اخلال ثابت نموده و از مقادیر وقفه دار جملات اخلال تبعیت نماید.در این صورت مشکل ناهمسانی واریانس بین جملات اخلال بروز می‌کند و تخمین زننده‌های رگرسیون علی‌رغم بدون تورش بودن دارای کارایی نخواهد بود. سطح خطای آزمون ناهمسانی واریانس در همه مدل ها کمتر از 5 درصد می‌باشد و بیانگر وجود ناهمسانی واریانس در جملات اخلال می‌باشد. لازم به توضیح است که این مشکل در تخمین نهایی مدل‌ها (با روش وزن­دهی به داده‌ها از طریق دستور gls) رفع گردیده است. لازم هست که قبل از تفسیر نتایج حاصل، به بررسی پدیده خودهمبستگی سریالی بین جملات پسماند پرداخته شود؛ زیرا در صورت وجود خودهمبستگی سریالی بین اجزاء اخلال، تخمین زن‌های OLS دیگر در بین تمام تخمین زن‌ها بدون تورش، کارا نیستند. سطح خطای آزمون خودهمبستگی سریالی در مدل های پژوهش کمتر از 5 درصد می‌باشد و بیانگر وجود خودهمبستگی سریالی است. با استفاده از دستور Auto Correlation در نرم‌افزار ایویوز، این مشکل رفع شده است.

 

جدول 3. نتایج آزمون­های اف لیمر(چاو) و هاسمن و همسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی
	آزمون اف لیمر		آزمون هاسمن		آزمون همسانی واریانس		آزمون خودهمبستگی سریالی
نام مدل	آماره	سطح خطا	آماره	سطح خطا	آماره	سطح خطا	آماره	سطح خطا
مدل اول	3.937	0.000	55.203	0.000	3.258	0.000	22.842	0.000
مدل دوم	7.056	0.000	58.256	0.000	2.487	0.001	103.539	0.000
مدل سوم	11.240	0.000	63.356	0.000	3.734	0.000	126.864	0.000
مدل چهارم	2.131	0.000	54.255	0.000	3.305	0.000	9.587	0.000
مدل پنجم	7.026	0.000	66.320	0.000	2.444	0.002	103.552	0.000
مدل ششم	8.727	0.000	78.255	0.000	3.431	0.000	78.599	0.000

 

همچنین نتایج آزمون همخطی (VIF) در تمام مدلهای مورد بررسی کمتر از عدد 5 شد که نشان از عدم همخطی در مدلهای پژوهش است.

 در تمامی فرضیه‌های مورد بررسی ضریب متغیر محافظه‌کاری (اعم از شرطی و غیر شرطی) تنها رابطه محافظه‌کاری و عملکرد مالی را برای دوره‌ای که همه گیری کووید 19 نبود، نشان می­دهد و اثر مقید است. برای بررسی نقش تعدیلگری کووید 19 کافی است در تمام تخمین‌های نهایی مدل رگرسیونی قدرمطلق ضریب محافظه‌کاری را با قدرمطلق جمع ضریب محافظه‌کاری و ضریب متغیر ضربی مقایسه نمود (حصارزاده، 1401).

نتایج خروجی مدل رگرسیونی سری اول فرضیه‌های (سه فرضیه اول) در جدول 4 ارائه شده است و به شرح زیر است:

فرضیه اول: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی سهم) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. متغیر ضربی اثر تعاملی محافظه­کاری شرطی*دوران کرونا دارای سطح خطای کمتر از 5 درصد است .ضریب متغیر محافظه‌کاری شرطی 220/0 و جمع ضریب محافظه‌کاری شرطی و ضربی 205/0 است. از این رو می توان گفت کرونا ارتباط بین محافظه­کاری شرطی و بازده سهام را تضعیف نموده است. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 71 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 71 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره فیشر سطح خطای کمتر از 5 درصد دارد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است. همچنین آماره دوربین واتسون مابین 5/1 و 5/2 است و نشان از برازش نبود خودهمبستگی مرتبه اول در مدل است.

فرضیه دوم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی مازاد) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. متغیر ضربی اثر تعاملی محافظه­کاری شرطی*دوران کرونا سطح خطای کمتر از 5 درصد دارد .ضریب متغیر محافظه‌کاری شرطی 304/0 و جمع ضریب محافظه‌کاری شرطی و ضربی 123/0 است. از این رو می­توان گفت کرونا ارتباط بین محافظه­کاری شرطی و بازده مازاد سهام را تقویت نموده است. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 63 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 63 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره فیشر سطح خطای کمتر از 5 درصد دارد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است. همچنین آماره دوربین واتسون مابین 5/1 و 5/2 است و نشان از نبود خودهمبستگی مرتبه اول در مدل است.

فرضیه سوم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی غیرعادی) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. متغیر ضربی اثر تعاملی محافظه‌کاری شرطی* دوران کرونا سطح خطای کمتر از 5 درصد دارد. ضریب متغیر محافظه‌کاری شرطی 156/0 و جمع ضریب محافظه‌کاری شرطی و ضربی 114/0 است. از این رو می توان گفت کرونا ارتباط بین محافظه­کاری شرطی و بازده غیرعادی سهام را تقویت نموده است. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 49 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 49 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره فیشر دارای سطح خطای کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است. همچنین آماره دوربین واتسون مابین 5/1 و 5/2 است و نشان از نبود خودهمبستگی مرتبه اول در مدل دارد.

 

 

 

 

 

جدول 4. تخمین نهایی مدل‌های فرضیه‌های اول، دوم و سوم
شرح	فرضیه اول			فرضیه دوم			فرضیه سوم
متغیرها	ضرایب	آماره t	p-value	ضرایب	آماره t	p-value	ضرایب	آماره t	p-value
محافظه­کاری شرطی	0.220	15.652	0.000	0.304	4.675	0.000	0.156	3.191	0.001
دوران کرونا	0.152-	1.401-	0.161	0.108-	4.517-	0.000	0.045-	3.377-	0.008
محافظه­کاری شرطی* دوران کرونا	0.015-	3.115-	0.001	0.123	5.412	0.000	0.114	6.36	0.000
اندازه شرکت	0.046	2.925	0.003	0.138	5.566	0.000	0.058-	2.147-	0.032
ارزش دفتری به بازار	0.015	1.094	0.274	0.06	2.132	0.033	0.188-	11.281-	0.000
نوسان بازده سهم	0.002	3.111	0.001	0.007	0.963	0.335	0.001-	2.050-	0.04
بدهی بلندمدت	0.007	0.486	0.627	0.014-	2.051-	0.040	0.014-	0.912-	0.362
بدهی کوتاه مدت	0.018-	0.742-	0.457	0.244	14.03	0.000	0.011	0.206	0.836
نقدینگی	0.953-	18.315-	0.000	0.152	6.977	0.000	0.87	13.483	0.000
سودآوری	0.659	13.302	0.000	0.596-	12.710-	0.000	1.270-	25.279-	0.000
مالکیت دولتی	0.132	3.394	0.007	0.015	0.317	0.751	0.156-	3.191-	0.001
مالکیت عمده	0.070-	4.084-	0.000	0.031	0.823	0.410	0.114	6.36	0.000
استقلال هیئت مدیره	0.015-	0.707-	0.479	0.033	3.69	0.002	0.038	1.735	0.083
اندازه هیئت مدیره	0.023-	2.625-	0.008	0.042-	2.805-	0.005	0.041	3.771	0.002
عرض از مبدأ	0.455-	2.198-	0.028	1.597-	3.893-	0.001	1.212	3.389	0.007
اتورگرسیو مرتبه اول	0.019	0.399	0.689	0.326	3.467	0.006	0.144	3.094	0.002
ضریب تعیین تعدیل‌شده	0.711			0.632			0.498
آماره فیشر	1.56	0.000		1.692	0.000		3.499	0.000
دوربین واتسون	2.188			2.125			1.996

 

فرضیه چهارم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی سهم) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. متغیر ضربی اثر تعاملی محافظه‌کاری غیرشرطی* دوران کرونا دارای سطح خطای کمتر از 5 درصد است. ضریب متغیر محافظه‌کاری غیرشرطی 220/0 و جمع ضریب محافظه‌کاری شرطی و ضربی 330/0 است. از این رو می توان گفت کرونا ارتباط بین محافظه­کاری غیرشرطی و بازده سهام را تقویت نموده است. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 62 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 62 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره فیشر سطح خطای کمتر از 5 درصد دارد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است. همچنین آماره دوربین واتسون مابین مابین 5/1 و 5/2 است و نشان از نبود خودهمبستگی مرتبه اول در مدل دارد.

 

جدول 5. تخمین نهایی مدل‌های فرضیه‌های چهارم‌، پنجم و ششم
شرح	فرضیه چهارم		فرضیه پنجم		فرضیه ششم
متغیرها	ضرایب	آماره t	p-value	ضرایب	آماره t	p-value	ضرایب	آماره t	p-value
محافظه­کاری غیرشرطی	0.22	15.076	0.000	0.039	1.843	0.065	0.026	2.436	0.015
دوران کرونا	0.108-	3.036-	0.002	0.058-	3.478-	0.005	0.020-	3.299-	0.001
محافظه­کاری غیرشرطی* دوران کرونا	0.11	3.134	0.001	0.001	0.152	0.879	0.001-	0.401-	0.688
اندازه شرکت	0.059	4.151	0.000	0.106	5.785	0.000	0.056-	3.383-	0.008
ارزش دفتری به بازار	0.002-	0.146-	0.883	0.099	3.729	0.688	0.113-	6.677-	0.000
نوسان بازده سهم	0.001	3.067	0.002	0.002	0.401	0.004	0.001-	0.401-	0.688
بدهی بلندمدت	0.007	0.532	0.594	0.019-	2.873-	0.000	0.012-	1.727-	0.084
بدهی کوتاه مدت	0.009-	0.337-	0.735	0.208	14.546	0.000	0.087-	3.357-	0.008
نقدینگی	0.953-	18.402-	0.000	0.157	4.462	0.000	0.129-	3.973-	0.001
سودآوری	0.676	14.073	0.000	0.590-	13.715-	0.543	0.498-	40.690-	0.000
مالکیت دولتی	0.103	2.55	0.012	0.031	0.608	0.229	0.151-	4.444-	0.000
مالکیت عمده	0.068-	3.770-	0.002	0.051	1.203	0.014	0.053	2.333	0.019
استقلال هیئت مدیره	0.013-	0.526-	0.598	0.039	2.457	0.016	0.026	2.436	0.015
اندازه هیئت مدیره	0.022-	2.437-	0.015	0.046-	2.400-	0.006	0.024	2.557	0.01
عرض از مبدأ	0.642-	3.453-	0.006	1.115-	3.463-	0.000	1.400	6.384	0.000
اتورگرسیو مرتبه اول	0.045	0.918	0.358	0.310	3.463	0.000	0.371	8.299	0.000
ضریب تعیین تعدیل‌شده	0.620		0.522		0.441
آماره فیشر - سطح خطا	1.543	0.000		1.702	0.000		3.359	0.000
دوربین واتسون	2.180		2.128		1.998

 

فرضیه پنجم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی مازاد) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. ضریب متغیر ضربی معنی دار نیست و تحلیل نقش تعدیلگری کووید 19 بی‌مورد است. به عبارت دیگر تفاوت معنی­داری بین دوران همه­گیری و نبود همه­گیری وجود ندارد. رابطه محافظه‌کاری غیر شرطی و بازدهی مازاد سهام در دوره همه گیری کووید 19 تغییری نداشته است. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 52 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 52 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره فیشر دارای سطح خطای کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است. همچنین آماره دوربین واتسون مابین 5/1 و 5/2 است و نشان از نبود خودهمبستگی مرتبه اول در مدل است.

فرضیه ششم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی غیرعادی) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. ضریب متغیر ضربی معنی­دار نیست و تحلیل نقش تعدیلگری کووید19 بی­مورد است. به عبارت دیگر تفاوت معنی­داری بین دوران همه­گیری و نبود همه­گیری وجود ندارد. رابطه محافظه‌کاری غیر شرطی و بازدهی غیر عادی سهام در دوره همه گیری کووید19 تغییری نداشته است . ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 44 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 44 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره فیشر دارای سطح خطای کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است. همچنین آماره دوربین واتسون مابین 5/1 و 5/2 است و نشان از برازش نبود خودهمبستگی مرتبه اول در مدل است. نتایج خروجی مدل رگرسیونی سری دوم فرضیه‌ها (فرضیه­های چهارم و پنجم و ششم) در جدول 5 ارائه شده است.

 

بحث و نتیجه‌گیری

در این تحقیق رابطه بين گزارشگري محافظه‌كارانه و عملكرد مالي شركت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ پرداخته شد. جامعه آماری تحقیق حاضر، کلیه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1393 الی 1400 با تعداد 110 شرکت به عنوان نمونه بود. پس از اندازه گیری متغیرها­ی تحقیق از تجزیه و تحلیل رگرسیون خطی چند متغیره مبتنی بر تکنیک داده های پانل برای آزمون فرضیه­ها­ی تحقیق استفاده گردید.

فرضیه اول: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی سهم) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. سطح خطای متغیر ضربی محافظه­کاری شرطی* دوران­کرونا کمتر از 5 درصد شد و از این رو همه­گیری کووید19 نقش تعدیلگری بر ارتباط بین محافظه‌کاری شرطی و بازدهی سهام  ایفا کرد ولی بررسی جمع ضرایب نشان داد که نقش تعدیلگری در جهت تضعیف رابطه بود و میزان محافظه­کاری شرطی در دوره همه­گیری کووید19 درارتباط با بازدهی سهام کاهش یافته است. نتیجه این فرضیه با اکثریت نتایج در تقابل است. طبق مطالعه ادبیات نظری، محافظه‌کاری مشروط مدیران را مجبور می­کند تا زيان‌هاي پیش‌بینی­شده آینده را در سود لحاظ نموده و از گزارش سودهای مورد انتظار جلوگیری کنند بنابراین شدت و بزرگی کاهش ارزش در طول رکود بازار برای شرکت‌های محافظه‌کارتر کمتر است و بازار نسبت به اعلام اخبار بد برای شرکت‌های محافظه‌کارتر پس از شروع بحران واکنش کمتری نشان می‌دهد؛ زیرا سرمایه‌گذاران کمتر نگران افشای اخبار بد برای شرکت‌های محافظه‌کار هستند. با توجه به نتایج خروجی مدل می­توان چنین نتیجه­گیری نمود که طبق نظر لافوند و واتس، مدیران شرکتهای بورسی این مطالعه_در دوره کووید19 که به عنوان اخبار بد تلقی می­شد_ اقدام به شناسایی به موقع زیان و طبق نظر کوتاری و همکاران، مدیران این شرکتها در آن دوره افشای کمتری از اخبار بد داشته­اند.

فرضیه دوم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی مازاد) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. متغیر ضربی محافظه­کاری شرطی*دوران­کرونا معنادار بود و از این رو همه­گیری کووید19 نقش تعدیلگری بر ارتباط بین محافظه‌کاری شرطی و بازدهی مازاد سهام داشت. بررسی جمع ضرایب نشان داد که نقش تعدیلگری در جهت تقویت رابطه بود و میزان محافظه­کاری شرطی در دوره همه­گیری کووید 19 درارتباط با بازدهی مازاد سهام افزایش یافته است. در این فرضیه منظور از بازدهی مازاد سهام تفاوت بازده سهام شرکت و میانگین بازده پرتفوی بازار است. نتایج این فرضیه همسو با اکثر تحقیقات است که افزایش محافظه­کاری مشروط در شرایط عدم اطمینان را تایید کردند.

فرضیه سوم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه شرطی و عملكرد مالي (بازدهی غیرعادی) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. متغیر ضربی محافظه­کاری شرطی*دوران­کرونا معنادار بود و از این رو همه­گیری کووید 19 نقش تعدیلگری بر ارتباط بین محافظه‌کاری شرطی و بازدهی غیرعادی سهام داشت. بررسی جمع ضرایب نشان داد که نقش تعدیلگری در جهت تقویت رابطه بود و میزان محافظه­کاری شرطی در دوره همه­گیری کووید19 درارتباط با بازدهی غیرعادی سهام افزایش یافته است. در این فرضیه منظور از بازدهی غیرعادی سهام تفاوت بازده سهام شرکت و میانگین بازده مورد انتظار است. نتایج این فرضیه همسو با اکثر تحقیقات است که افزایش محافظه­کاری مشروط در شرایط عدم اطمینان را تایید کردند. نتایج تحقیقات قبلی نشان داد که بحران همه­گیری کووید 19 فرصتهای سودآوری برای دلالان ایجاد کرده است و پیش­بینی پذیری بازده سهام شکست خورده است.

فرضیه چهارم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی سهم) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. متغیر ضربی محافظه‌کاری غیرشرطی* دوران­کرونا دارای سطح خطای کمتر از 5 درصد است و همه­گیری کووید19 نقش تعدیلگرو تقویت­کننده بر ارتباط بین گزارشگری محافظه­کارانه غیرشرطی و بازده سهام داشته است. به عبارت دیگر دوران کووید 19 باعث شده است مدیران شرکتها به نسبت نبود همه­گیری بیشتر از استانداردهای حسابداری و الزامات قانونی استفاده کنند که نتیجه­اش در بازدهی سهام منعکس شده است. محافظه­کاری در گزارشگری یک مکانیزم راهبری شرکتی تلقی می­شود و می­توان نتیجه گرفت که در دوران عدم اطمینان مدیران شرکتهای بورسی مورد مطالعه سعی در تقویت کنترل داخلی شرکت و پایبندی به قوانین و استانداردها داشته­اند تا ریسکهای مرتبط با بازدهی سهام را کاهش دهند.

فرضیه پنجم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی مازاد) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. نتایج تخمین مدل عدم معناداری متغیر ضربی محافظه­کاری غیرشرطی* دوران­کرونا را نشان داد. پس دوران همه­گیری کووید 19 همان اثری را بر ارتباط بین محافظه­کاری غیر شرطی و بازدهی مازاد سهام داشته است که در سایر زمانها نیز برقرار بوده است و از نظر آماری تغییری در این همه­گیری رخ نداده است. بررسی خروجی آماری نشان می دهد ضریب محافظه­کاری غیرشرطی در زمان نبود همه گیری نیز معنادار نبوده است. همان طور که بیان شد بازدهی مازاد حاصل تفاوت بازده سهام شرکت با میانگین بازده پرتفوی بازار است. در کل می­توان چنین نتیجه گرفت که به کا­رگیری بیشتر استانداردها و رعایت الزامات قانونی توسط تمامی شرکتها در هیچ دوره­ای بر بازدهی مازاد سهام اثر نداشته است. نتایج این فرضیه با سایر تحقیقات در این زمینه همسو نیست.

 فرضیه ششم: بين گزارشگري محافظه‌كارانه غیرشرطی و عملكرد مالي (بازدهی غیرعادی) شرکت‌ها در بازار سرمايه طي دوره همه‌گيري كوويد ١٩ رابطه وجود دارد. تخمین مدل عدم معناداری متغیر ضربی محافظه­کاری غیرشرطی*دوران­کرونا را نشان داد. پس دوران همه­گیری کووید 19 همان اثری را بر ارتباط بین محافظه­کاری غیرشرطی و بازدهی غیرعادی سهام داشته است که در سایر زمانها نیز برقرار بوده است و از نظر آماری در این همه­گیری تغییری رخ نداده است. بررسی خروجی آماری نشان می دهد ضریب محافظه­کاری غیرشرطی در زمان نبود همه گیری معنادار بوده است پس به طور کلی در همه دوره ها رعایت بیشتر قوانین و مقررات و استانداردها باعث بازدهی غیرعادی سهام شده است. همان طور که بیان شد بازدهی غیرعادی حاصل تفاوت بازده سهام شرکت با بازده موردانتظار است. در کل می­توان چنین نتیجه گرفت که به کا­رگیری بیشتر استانداردها و رعایت الزامات قانونی توسط شرکتها باعث می شود فعالان بازار مکانیزمهای راهبری شرکتی را قوی ارزیابی کنند و انتظار بازدهی بیشتری را نسبت به بقیه شرکتها داشته باشند. نتیجه این فرضیه با سایر تحقیقات مشابه همراستا نیست.

با توجه به نتایج حاصل از آزمونهای آماری شش فرضیه فوق پیشنهادهای کاربردی این تحقیق برای فعالان بازار و مدیران شرکتها می­تواند سودمند باشد. همه­گیری کووید19 باعث تضعیف رویکرد گزارشگری محافظه­کارانه شرطی­ مدیران شد. از آنجایی‌که محافظه‌کاری شرطی با انتشار اخبار بد و گزارش زیان در دوران رکود و عدم قطعیت ارتباط دارد، شاید یکی از دلایل کاهش این رویکرد عدم تمایل مدیران شرکتهای بورسی موردمطالعه به افشای اخبار بد درخصوص عملکرد شرکت تحت مدیریتشان است که با مفاهیمی چون مدیریت ادراک و تئوری علامت­دهی مرتبط است. در دوره کووید19 رویکرد گزارشگری محافظه­کارانه شرطی بر تفاوت بازدهی سهام شرکت با بازدهی پرتفوی بازار و بازدهی موردانتظار سهامداران اثرداشته است که با توجه به نتایج فرضیه اول منطقی است و نشان می­دهد با اینکه مدیران شرکتها انتشار به موقع اخباربد را به تعویق انداخته­اند ولی این اخبار به موقع بربازار و بازدهی مورد انتظار فعالان بازار اثرگذاشته است. این نتایج بر لزوم تقویت راهکارهایی جهت کاهش شکاف اطلاعاتی و عدم تقارن اطلاعاتی در شرکتهای بورسی صحه می گذارد. میزان تاییدپذیری و شفافیت اطلاعات در دوران ابهام و شوکهای اقتصادی میتواند با مصاحبه بیشتر مدیران و الزام بورس به افشای اطلاعات و قراردادها افزایش یابد.

با توجه به نتایج حاصل از سری دوم فرضیه­ها، در دوره شوکهای اقتصادی الزام شرکتها به رعایت استانداردها و قوانین بدون توجه به اخبار با بازدهی شرکت ارتباط داشت ولی به بازدهی بیشتر از بازار و بازدهی غیرعادی منجر نشد. به این معنا که شرکتهای بورسی موردمطالعه در همه دوره ها با رویکرد گزارشگری منطبق با استانداردها که مستقل از اخباراقتصادی است، بازدهی مازاد نسبت به میانگین بازارکسب نمی­کنند ولی همواره با تقویت مکانیزمهای راهبری شرکتی باعث کسب بازدهی غیرعادی می­شوند. پس لازم است سرمایه گذاران و تحلیلگران به دقت به مفاهیم محافظه­کاری غیرشرطی و اینکه چه اقلامی طبق استانداردها بر سود و داراییهای شرکت اثر دارد، توجه نمایند.

پیشنهاد می‌شود در تحقیقات آتی اثر انواع تحریمهای اقتصادی به عنوان گسست ساختاری مورد مطالعه قرار گیرد. در برنامه هفتم توسعه به تحول دیجیتال صنایع و شرکتها پرداخته شده است. پیشنهاد می­شود اثر تحول دیجیتال هر صنعت به طور جداگانه بر ارتباط بین محافظه‌کاری و عملکرد شرکت مورد بررسی قرار گیرد.

 

فهرست منابع

اسدی مشیزی، محمدحسین، حاجیها، زهره، جعفری، سیده محبوبه. (1400). بررسی ارتباط محافظه‌کاری و چولگی منفی بازده سهام با تأکید بر سررسید بدهی در مراحل چرخه عمر. دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 14(49)، ۱-۱۸.

اعتمادی، حسین و عبدلی، لیلا (1396) محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام در بحران مالی. مدیریت دارایی و تامین مالی، 5(3)، 133-150.‎

ایرج، قلی پور، سیروس، فتاحی. (1393). بررسی محافظه‌کاری سود بر بازده سهام و ارزش دفتری سهام شرکت‌های درمانده مالی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابرسی، ۵۶، ۱۴۳-۱۷۰.

ایزدی نیا، ناصر، عبداللهی، پریسا. (1396). تأثیر محافظه‌کاری و حاکمیت شرکتی بر رابطه بین سطح اهرم مالی و عملکرد مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری، 5(17)، ۱-۲۴.

بذرافشان کوجل، مهدی، یوسفوند، داود، رکابدار، قاسم. (1401). تأثیر محافظه‌کاری اجتماعی مدیران بر عملکرد شرکت با در نظر گرفتن نقش میانجی محافظه‌کاری حسابداری. مطالعات حسابداری و حسابرسی، 12(47), 113-130.‎

بنی مهد، بهمن، عربی، مهدی و حسن پور، شیوا. (1395). پژوهش‌های تجربی و روش‌شناسی در حسابداری. تهران: انتشارات ترمه.

بولو، قاسم و فلاح برندق، مهدی. (1391). رابطه محافظه‌کاری و بازده غیرعادی کوتاه‌مدت سهام عرضه‌های عمومی اولیه با تاکید بر نقش مدل‌های عدم تقارن اطلاعاتی. مطالعات تجربی حسابداری مالی، 10(39)، 57-82.‎

جبارزاده کنگرلویی، سعید، خدایار یگانه، سعید. (1388). تأثیر محافظه‌کاری در گزارشگری مالی بر مدیریت سود. حسابداری مدیریت، ۲(2)، ۲۵-۳۶.

حسن پور، ولی، بغدادی، سعید. (1401). بررسی رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری مشروط و میزان واکنش عملکرد نسبت به پاداش مدیران. نشریه علمی رویکردهای پژوهشی نوین مدیریت و حسابداری، 6(23)، 82-65.

حصارزاده، رضا. (1401). اصول نگارش مبانی نظری و آزمون فرضیه های دارای متغیر تعدیلگر. مشهد: انتشارات دانشگاه فردوسی مشهد.

حقیقت شهرستانی، مهدی، دستگیر، محسن، سروش یار، افسانه. (1399). تأثیر سرمایه گذاری شرکت برنوسانات آتی بازده سهام با در نظر گرفتن اثر تعدیلی محافظه‌کاری حسابداری. مجله مدیریت توسعه و تحول، 43، 3-19.

خالقی مقدم، حمید، برزیده، فرخ. (1382). ارتباط بین رویکردهای مختلف در اندازه گیری عملکرد مالی شرکت ها. مطالعات حسابداری، 2(1)، 83-106.

داودی، معصومه، غفوریان شاگردی، امیر. (1398). بررسی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر رابطه بین اعتماد به نفس بیش از حد مدیرعامل و نوسان بازده و بازده غیر عادی تجمعی سهام در شرکت های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران. نشریه علمی رویکردهای پژوهشی نوین مدیریت و حسابداری، 3(10)، 91-110.

روحی‌ملکی، ‌سحر، پاک‌مرام، ‌عسگر. (1396). بررسی رابطه محافظه‌کاری حسابداری با واکنش بازار و ارزش شرکت‌ها. حسابداری، پاسخگویی و منافع جامعه، 27(7)، 99-126.‎

ستایش، محمد حسین، روستا، منوچهر. (1392). بررسی ارتباط بین محافظه‌کاری و کارایی مالی شرکت های بازار بورس اوراق بهادار تهران به وسیله تحلیل پوششی داده ها-کارایی برتر. مطالعات تجربی حسابداری مالی، 11(44)، 71-95.

شماخی، حمیدرضا، نوذری نوبر، ناصر. (1400). بررسی رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و عملکرد شرکت در طول همه گیری کووید 19 در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. چشم انداز حسابداری و مدیریت، 4(49)، 97-82.

صالحی، مهدی، عباس زاده، محمدرضا، احمدی، احمد. (1398). بررسی اثرات محافظه­کاری شرطی و غیرشرطی بر رفتار سرمایه­گذاری و بازدهی آتی شرکت ها. پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی (پژوهشنامه حسابداری مالی و حسابرسی)، 11(42)، 1-22

صانعی­فر متین، سعیدی، پرویز. (1399). مقایسه شبکه‌های پیچیده بازارهای بورس سهام و متغیرهای اقتصادی در دوران قبل و بعد از شیوع ویروس کرونا (کووید-۱۹). تحقیقات مدلسازی اقتصادی، 10(40)، 123-158.

طالبی، الهه، ترابیان، علیرضا، میرزامحمدی، محمدعلی.(1397). تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر عملکرد مالی عملکرد اقتصادی. سومین کنفرانس ملی سالانه اقتصاد، مدیریت و حسابداری. اهواز.

مرگان، سعید، سعیدی، هادی، قدیری مقدم، ابوالفضل، طالبی نجف آبادی، عبدالحسین. (1397). تبیین ارزش منصفانه حسابداری و محافظه‌کاری حسابداری در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، کنفرانس بین­المللی یافته­های نوین در حسابداری، مدیریت اقتصاد و بانکداری، تهران.

مهدی زاده ماسوله، ندا. (1398). بررسی اثر محافظه‌کاری غیرشرطی و مقدار وجه نقد نگهداری شده بر بازده غیرعادی سهام. رویکردهای پژوهشی نوین در مدیریت و حسابداری، 3(9)، 51-64.

مهرادی، رامین، بادآور نهندی، یونس، زینالی، مهدی، برادران، رسول.(1400). تأثیر محافظه­کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و همزماني بازده سهام. پژوهشهای حسابداری مالی، 13(2)، 33-56.

وحيد، احمديان، حسين، اعتمادي، محمدعلي، آقايي.(1397). بررسي تأثير عملکرد اقتصاد کلان بر ارتباط ارزشي و محافظه کاري سود حسابداري شرکت هاي بورس اوراق بهادار تهران. تحقيقات حسابداري و حسابرسي، 10(38)، 145-164.

Acharya, V.V., & Steffen, S. (2020). The risk of being a fallen angel and the corporatemdash for cash in the midst of COVID,Working paper (National Bureau of EconomicmResearch).

Albuquerque, R., Koskinen, Y., Yang, S., & Zhang, C. (2020). Resiliency of environment and social stocks: an analysis of the exogenous COVID-19 market crash. The Review of Corporate Finance Studies, 9(3), 593–621.

Al-Qudah, L. A., Ahmad Qudah, H., Abu Hamour, A. M., Abu Huson, Y., & Al Qudah, M. Z. (2022). The effects of COVID-19 on conditional accounting conservatism in developing countries: evidence from Jordan. Cogent Business & Management, 9(1), 1-15.

Aminu, L., & Hassan, S.U. (2017). Accounting Conservatism and Financial Performance of Nigerlan Deposit Money Banks: an Analysis of Recent Economic Recession Scholedge International. Journal of Business Policy & Governance, 4(12), 124-135.

Balakrishnan, K., Watts, R., & Zuo, L. (2016). The effect of accounting conservatism on corporate investment during the Global Financial Crisis. Journal of Business Finance and Accounting, 43(5-6), 513–542.

Barton, J., Waymire, G. (2004). Investor protection under unregulated financial reporting. Journal of Accounting and Economics ,38, 65–116.

Basu, S. (1997). The conservatism principle and the asymmetric timelines of earnings. Journal of Accounting and Economics, 30 (1), 215-241.

Chen, L. H., Folsom, D.M., Paek, M., & Sami, H. (2014). Accounting conservatism, earnings persistence, and pricing multiples on earnings. Accounting Horizons, 28(2), 233–260.

Ding, W., Levine, R., Lin, C., & Xie, W. (2020). Corporate immunity to the Covid-19 pandemic. Working paper (National Bureau of Economic Research).

Fahlenbrach, R., Rageth, K., & Stulz, R.M. (2020). How valuable is financial flexibility when revenue stops? Evidence from the COVID-19 crisis. Working paper (Fisher College of Business Working Paper Series).

Francis, J. R., Martin,X. (2010). Acquisition profitability and timely loss recognition. Journal of Accounting and Economics, 49(1-2), 161–178.

Garcıa Lara, J. M., Garcı´a Osma, B., & Penalva, F. (2011). Conditional conservatism and cost of capital. Review of Accounting Studies, 16, 247–271.

Garcıa Lara, J. M., Garcı´a Osma, B., & Penalva, F. (2016). Accounting conservatism and firm investment efficiency. Journal of Accounting and Economics, 61(1), 221-238

Givoly, D., Hayn, C. (2000). The changing time-series properties of earnings, cash flows and accruals: Has financial reporting become more conservative?. Journal of Accounting and Economics, 29(3), 287-320.

Guay, W., Verrecchia, R. (2018). Conservative disclosure. Journal of Financial Reporting, 3(1), 73–92.

Hendriksen, E.S. & Berda, M. F. (1992). Accounting theory, 5th Edition, Irwin: Pence-Hill.

Hong, H., Bian, Z., & Lee, C. C. (2021). COVID-19 and instability of stock market performance: evidence from the US. Financial Innovation, 7(1), 1-18.

Hui, K. W., Klasa, S., & Yeung, P.E. (2012). Corporate suppliers and customers and accounting conservatism. Journal of Accounting and Economics, 53(1-2), 115–135.

Insaidoo, M., Arthur, L., Amoako, S., & Andoh, F. K. (2021). Stock market performance and COVID-19 pandemic: evidence from a developing economy. Journal of Chinese Economic and Foreign Trade Studies, 14(1), 60-73.

Isidro, H., & Dias, J.G. (2017). Earnings quality and the heterogeneous relation between earnings and stock returns. Review of Quantitative Finance and Accounting, 49, 1143–1165.

Jimmy, L. (2010). The role of accounting conservatism in firms’ financial decisions. Unpublished working paper.

Khan,M., &.Watts, R.L.(2009). Estimation and empirical properties of a firm-yearmeasure of accounting conservatism. Journal of Accounting and Economics, 48(2-3), 132–150.

Kim, B. H., Pevzner, M. (2010). Conditional accounting conservatism and future negative surprises: an empirical investigation. Journal of Accounting and Public Policy, 29(4), 311–329.

Kim, J. B., Zhang, L. (2016). Accounting conservatism and stock price crash risk: firm-level evidence. Contemporary Accounting Research, 33(1), 412–441.

Kim, Y., Li, S., Pan, C., & Zuo,L. (2013). The role of accounting conservatism in the equity market: evidence from seasoned equity offerings. The Accounting Review, 88(4), 1327–1356.

Kothari, S. P., Shu, S., & Wysocki, P.D. (2009). Do managers withhold bad news?. Journal of Accounting Research, 47(1), 241–276.

LaFond, R., & Watts, R. L. (2008). The information role of conservatism. The Accounting Review, 83(2), 447-478.

Landier, A., Thesmar, D. (2020). Earnings expectations in the COVID crisis. The Review of Asset Pricing Studies, 10(4), 598–617.

Lang, M., Maffett, M. (2011). Transparency and liquidity uncertainy in crisis periods. Journal of Accounting and Economics, 52(2-3), 101–125.

Li, C., Kent, P., Kim, S., & Li, S. (2021). Accounting conservatism and firm performance during the COVID-19 pandemic. Accounting & Finance, 61(4), 5543-5579.

Li, X. (2015). Accounting conservatism and the cost of capital: an international analysis. Journal of Business Finance and Accounting, 42(5-6), 552–582.

Louis, H., Sun, A.X., Urcan, O. (2012). Value of cash holdings and accounting conservatism. Contemporary Accounting Research, 29(4), 1249–1271.

Mauro, M., Giancotti, M., Pipitone, V., & Tiscini, R. (2023). Covid-19 on stock market performance: evidence from Italy. Economic Research-Ekonomska Istraživanja, 36(3), 2264369.

Pagano, M., Wagner, C., & Zechner, J. (2020). Disaster resilience and asset prices. Available at: http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.3603666.

Penman, S., Zhang, X. (2002). Accounting conservatism, the quality of earnings, and stock returns. The Accounting Review, 77(2), 237–264.

Ramelli, S., Wagner, A., (2020). What the stock market tells us about the consequences of COVID-19. Mitigating the COVID Economic Crisis: Act Fast and Do Whatever, 63.

Ramelli, S., Wagner, A.F. (2020). Feverish stock price reactions to COVID-19. The Review of Corporate Finance Studies, 9(3), 622–655.

Roychowdhury, S. (2010). Discussion of: Acquisition profitability and timely loss recognition by J. Francis and X. Martin. Journal of Accounting and Economics, 49(1-2), 179–183.

Ryan, S. (2006). Identifying conditional conservatism. European Accounting Review, 15(4), 511‐525.

Sana’a, N.M. (2016). The Effect of Accounting Conservatism on Financial Performance Indicators in the Jordanian Insurance Companies. Journal of Internet Bank Commer, 21(1), 1.

Shivakumar, L. (2013). The role of financial reporting in debt contracting and stewardship. Accounting and Business Research, 43(4), 362–383.

Watts, R. (2003). Conservatism in Accounting Part I: Explanations and Implications. Accounting Horizons, 17(3), 207-221.

Zhang, J. (2008). The contracting benefits of accounting conservatism to lenders and borrowers. Journal of Accounting and Economics,45(1), 27-54.

 

---

[1] . Acharya & Steffen

[2] . Ding et al.

[3] . Fahlenbrach et al.

[4] . Ramelli & Wagner

[5] . Albuquerque et al.

[6] . Pagano et al.

[7] . Landier & Thesmar

[8] . Francis & Martin 

[9] . Kim & Pevzner

[10] . Garcı´a Lara et al

[11] . Kim et al.

[12] . Balakrishnan et al.

[13] . Li et al.

[14] . Jimmy

[15] . Hendriksen & Berda 

[16] . LaFond & Watts

[17] . Basu

[18] 2. Givoly & Hayn

[19] 3. Ryan 

[20] 4. Shivakumar

[21] 5. Kothari et al.

[22] 6. Guay & Verrecchia

[23] 7 . Roychowdhury 

[24] 8. Louis et al.

[25] 1. Kim & Zhang 

[26] 2. Zhang

[27] 3. Isidro & Dias 

[28] 4. Barton & Waymire 

[29] 5. Lang & Maffett 

[30] 6. Khan & Watts

[31] 1. Hui et al.

[32] 2. Penman & Zhang

[33] 3. Chen et al. 

[34] . Mauro et al.

[35] . Al-Qudah et al.

[36] . Hong et al.

[37] . Insaidoo et al.