تبیین تأثیر درماندگی مالی بر ناهنجاری در سودهای گزارش شده
الموضوعات :
مهناز اسلام دوست کاربندی
1
,
امیررضا کیقبادی
2
1 - دانشجوی دکتری حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
2 - استادیار، گروه مدیریت صنعتی ، دانشکده مدیریت ، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
الکلمات المفتاحية: درماندگی مالی, ناهنجاری در سودها, شاخص ایکل,
ملخص المقالة :
هدف اصلی پژوهش تبیین تأثیر درماندگی مالی بر ناهنجاری در سودهای گزارش شده در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. برای این منظور اطلاعات صورت‌های مالی 147 شرکت در دوره زمانی 1401-1390 گردآوری شده است. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون چند‌متغیره با داده‌های تابلویی استفاده شده است. برای درماندگی مالی از معیار آلتمن تعدیل شده استفاده گردید. برای ناهنجاری در سودهای گزارش شده از معیار جونز تعدیل شده و شاخص ایکل استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول پژوهش نشان می‌دهد که معیار درماندگی مالی بر معیار نخست - جونز تعدیل شده -ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأثیر معناداری ندارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم پژوهش نشان می‌دهد که معیار درماندگی مالی بر معیار دوم – شاخص ایکل - ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأثیر معناداری دارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم پژوهش نشان می‌دهد که معیار درماندگی مالی بر معیار دوم – شاخص ایکل - ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأثیر معناداری دارد.
ابراهیمی، سیدکاظم؛ بهرامی نسب، علی؛ ممشلی، رضا (1396). "تأثیر بحران مالی بر کیفیت گزارشگری مالی"، مجله دانش حسابداری، 8 (3)، ص‌ص: 165-141.
پورزمانی، زهرا؛ پویان راد، مهدی (1391). "ارتباط بین مدیریت سود و ناتوانی مالی شرکت ها"، دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 5 (4)، ص ص: 88 – 77.
جبلی، نعیمه؛ داداشی، ایمان (1402). "ارزیابی تأثیر محتوای اطلاعات حسابداری تورمی در مقایسه با اطلاعات تاریخی در طراحی مدل های پیش بینی ورشکستگی مبتنی بر رویکردهای سنتی و فراابتکاری"، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، 15 (3)، ص ص: 79 – 55.
جمالیان پور، مظفر؛ ثقفی، علی (1392). "اقلام تعهدی غیرمنتظره، انحراف پایداری سود و بحران مالی"، مجله دانش حسابداری، 4 (1)، ص‌ص: 33-7.
شاهمرادی، مهدی؛ حنیفی، فرهاد؛ فتحی، زاداله (1402). "ارایه مدلی برای شاخص بی نظمی مالی با تأکید بر ریسک مالی"، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، 15 (2)، ص ص: 136 – 119.
کردستانی، غلام‌رضا؛ تاتلی، رشید (1395). "پیش‌بینی دستکاری سود: توسعه یک مدل"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 23 (1)، ص‌ص: 96-73.
میردامادی، رقیه (1399). "بررسی تأثیر کیفیت افشا بر ارتباط بین هموارسازی سود و پاداش نقدی مدیران"، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی.
نصیرزاده، فرزانه؛ صالحی وزیری، سید محسن (1402). "مقایسه پذیری حسابداری، کیفیت گزارشگری مالی و کارایی قیمت گذاری اقلام تعهدی اختیاری"، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، 15 (4)، ص ص: 78 – 55.
نمازی، محمد؛ قدیریان آرانی، محمد حسین (1393). "بررسی رابطه سرمایه فکری و اجزای آن با خطر ورشکستگی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، پژوهش های تجربی حسابداری، 4 (1)، ص ص: 141 – 115.
نوری فرد، یداله؛ چناری، حسن (1395). "تأثیر کیفیت گزارشگری مالی و سررسید بدهی بر کارآیی سرمایه گذاری"، پژوهشنامه اقتصاد و کسب و کار، 7 (13)، ص ص: 44 – 29.
Agarwal, V. and Taffler, R., 2006. Does financial distress drive the momentum anomaly. Working Paper, Cranfield School of Management.
Altman, E.I., 1968. Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy. The journal of finance, 23(4), pp.589-609.
Beaver, W.H., 1968. The information content of annual earnings announcements. Journal of accounting research, pp.67-92.
Chan, K.C. and Chen, N.F., 1991. Structural and return characteristics of small and large firms. The journal of finance, 46(4), pp.1467-1484.
Dechow, P., Ge, W. and Schrand, C., 2010. Understanding earnings quality: A review of the proxies, their determinants and their consequences. Journal of accounting and economics, 50(2-3), pp.344-401.
DiPiazza Jr, S.A. and Eccles, R.G., 2002. Building public trust: The future of corporate reporting. John Wiley & Sons.
Fung, B., 2014. The demand and need for transparency and disclosure in corporate governance. Universal Journal of Management, 2(2), pp.72-80.
Guo, J., Huang, P., Zhang, Y. and Zhou, N., 2016. The effect of employee treatment policies on internal control weaknesses and financial restatements. The Accounting Review, 91(4), pp.1167-1194.
Li, F., Abeysekera, I. and Ma, S., 2011. Earnings management and the effect of earnings quality in relation to stress level and bankruptcy level of Chinese listed firms. Corporate Ownership and Control, 9(1), pp.366-391.
Li, T., Munir, Q. and Abd Karim, M.R., 2017. Nonlinear relationship between CEO power and capital structure: Evidence from China's listed SMEs. International Review of Economics & Finance, 47, pp.1-21.
Li, J. and Myers, S.C., 2004. R-squared around the world: New theory and new tests. NBER Working Paper Series, p.10453.
Li, J. and Myers, S.C., 2004. R-squared around the world: New theory and new tests. NBER Working Paper Series, p.10453.
Premachandra, I.M., Bhabra, G.S. and Sueyoshi, T., 2009. DEA as a tool for bankruptcy assessment: A comparative study with logistic regression technique. European Journal of Operational Research, 193(2), pp.412-424.
Yang, B., 2003. Toward a holistic theory of knowledge and adult learning. Human Resource Development Review, 2(2), pp.106-129.
تبیین تأثیر درماندگی مالی بر ناهنجاری در سودهای گزارش شده
چکیده:
هدف اصلی پژوهش تبیین تأثیر درماندگی مالی بر ناهنجاری در سودهای گزارش شده در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. برای این منظور اطلاعات صورت‌های مالی 147 شرکت در دوره زمانی 1401-1390 گردآوری شده است. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون چند‌متغیره با داده‌های تابلویی استفاده شده است. برای درماندگی مالی از معیار آلتمن تعدیل شده استفاده گردید. برای ناهنجاری در سودهای گزارش شده از معیار جونز تعدیل شده و شاخص ایکل استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول پژوهش نشان می‌دهد که معیار درماندگی مالی بر معیار نخست - جونز تعدیل شده -ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأثیر معناداری ندارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم پژوهش نشان می‌دهد که معیار درماندگی مالی بر معیار دوم – شاخص ایکل - ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأثیر معناداری دارد.
واژه‌های کلیدی: درماندگی مالی، ناهنجاری در سودها، شاخص ایکل
مقدمه
حسابداری ابزاری برای انتقال اطلاعات مالی شرکت‌ها است تا استفاده کنندگان با بهره‌گیری از آن توانایی اتخاذ تصمیمات خود را به دست آورند. از این رو اعداد و ارقام ارایه شده از مجرای سیستم اطلاعاتی حسابداری دارای اهمیت ویژه‌ای است؛ زیرا اطلاعات حسابداری در اتخاذ تصمیم‌های اقتصادی مانند توزیع منابع، تخصیص سرمایه‌ها، میزان مالیات و سایر منابع موثر هستند. از این رو اطلاعات حسابداری با کیفیت می‌تواند در بهینگی تخصیص منابع موثر باشد (ابراهیمی، بهرامی‌نسب و ممشلی، 1396). یکی از مهم‌ترین و محوری‌ترین اعداد حسابداری، سود حسابداری است که مبنای بسیاری از الگوهای تصمیم‌گیری مالی است. در واقع می‌توان سود حسابداری را یکی از محصولات اصلی نظام حسابداری هر واحد اقتصادی دانست (جمالیان پور و ثقفی، 1392).
طی دهه‌های اخیر کیفیت گزارشگری مالی واحدهای انتفاعی بر مکانیزم‌های سرمایه‌گذاری توسط سرمایه‌گذاران تأثیر مهمی داشته است. روند رو به رشد مطالعات تجربی نشان می‌دهد که کیفیت مطلوب گزارش‌های مالی معیاری اصولی و اصلی موثر بر اتخاذ تصمیم‌های سرمایه‌گذاران در راستای دست‌یابی به منافع است (یانگ، 2003). با توجه به گزارش‌های فزاینده تقلب و دست‌کاری‌های حسابداری و سوء استفاده‌ها در سال‌های اخیر، اهمیت کیفیت گزارش‌های مالی به طور گسترده توسط محافل آکادمیک و نهادهای تدوین کننده قوانین و مقررات مدنظر قرار گرفته که منتهی به وضع قوانین و استانداردهای متعددی شده که برای اطمینان از افشای به موقع و قابل اطمینان اطلاعات مالی معرفی شده‌اند (فانگ، 2014).
کیفیت اطلاعات حسابداری و به تبع آن گزارش‌های مالی برای اقتصاد لازم و ضروری است؛ زیرا منجر به تخصیص بهینه منابع میشود و در ارتباط مستقیم با رشد و توسعه اقتصادی است. وجود ناهنجاری در گزارش‌های مالی مانند مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، مدیریت سود مبتنی بر اقلام واقعی، هموارسازی سود، ناهنجاری اقلام تعهدی و تقلب می‌تواند منجر به افزایش هزینه معاملات و شکست بازار شود. بنابراین ناهنجاری در کیفیت گزارشگری مالی می‌تواند در روند عادی فعالیت‌های واحدهای انتفاعی و به تبع آن در سلامت مالی آن‌ها تأثیرگذار باشد (دی پیازا و اکلس، 2002).
مبانی نظری پژوهش
یکی از مباحث مهم مطرح شده در حوزه سرمایه‌گذاری و مدیریت مالی اطمینان به سرمایه‌گذاری است. وجود ابزارها و مدل‌های مناسب و منطقی برای ارزیابی وضعیت مالی واحدهای انتفاعی نیز از مسایل مهمی است که می‌تواند در اتخاذ تصمیم‌های اقتصادی موثر باشد. با وجود این دست‌یابی به بازده مورد نظر با توجه به تغییرات محیطی و رقابت شدید تجاری دشوار‌تر شده است. در نتیجه، استفاده از مدل‌های سریع و آسان برای سرمایه‌گذاران در بسیاری از واحدهای انتفاعی، که تحت‌تأثیر ورشکستگی هستند، از اهمیت زیادی برخوردار است زیرا آن‌ها اغلب مجبور به تصمیم‌گیری سریع و منطقی درباره سرمایه خود هستند (پرماچاندرا و همکاران، 2009). از سوی دیگر، هدف از گزارشگری مالی فراهم آوردن اطلاعاتی مفید در زمینه سودآوری و برای تصمیم‌گیری‌های تجاری است. گزارش سود به عنوان معیاری برای سنجش عملکرد شرکت نیز از اهداف گزارشگری مالی به شمار می‌رود (کمیته تدوین استانداردهای حسابداری، 1392). به‌دلیل اهمیت سود مدیران سعی می‌کنند مبلغ و روش ارایه سود را هموار یا به عبارتی مدیریت کنند (کردستانی و تاتلی، 1393). به گونه کلی، واحدهای انتفاعی در طول دوره عملیاتی خود دچار فراز و نشیب‌هایی می‌شوند و همواره برخی از آن‌ها به‌دلیل عملکرد قوی خود به‌عنوان واحدهای موفق و برخی نیز به علت عملکرد ضعیفشان به‌عنوان واحدهای ناموفق شناخته می‌شوند. واحدهایی که به علت تداوم در ضعف عملکردی خود دچار بحران مالی می‌شوند (جبلی و داداشی، 1402)، بالطبع به هر طریق ممکن از جمله از طریق مدیریت سود سعی می‌کنند اوضاع مالی خود را بهبود بخشند و در صورت عدم موفقیت در این راستا، عاقبت آن‌ها ورشکستگی است (دیچو و همکاران، 2010).
هدف از دستکاری سود نشان دادن کیفیت سود به صورتی است که بتواند انتظارات سهام‌داران و ارایه‌کنندگان آن‌را برآورده کند (لی و همکاران، 2011). زمانی‌که مدیریت شرکت اقدام به دستکاری سود می‌کند، اقلام تعهدی افزایش یافته و سود بر جریان نقدی نیز فزونی می‌یابد و هر چقدر فاصله سود و جریان نقدی افزایش یابد، از کیفیت سود کاسته میشود (لو، 2008). رقابت روزافزون واحدهای انتفاعی دست‌یابی به سود را محدود و احتمال بحران و درماندگی مالی را نیز افزایش می‌دهد. بنابراین تصمیم‌گیری در مسایل مالی نسبت به گذشته از حساسیت زیاد، ریسک و عدم اطمینان برخوردار است (پورزمانی و پویان‌راد، 1391). در نتیجه یکی از راه‌های کمک به سرمایه‌گذاران، ارایه مدل یا الگوهای پیش‌بینی در رابطه وضعیت مالی آتی واحدهای انتفاعی است. هر چه پیش‌بینی‌ها به واقعیت نزدیک‌تر باشد، تصمیم‌گیری آینده را صحیح‌تر و دقیق‌تر خواهند کرد. سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان نیز تمایل زیادی برای پیش‌بینی بحران مالی واحدهای انتفاعی دارند زیرا در صورت بحران و ورشکستگی هزینه‌های زیادی به آن‌ها تحمیل میشود.
درماندگی مالی و ناهنجاری سودهای گزارش شده
اطلاعات جریان نقدی، در مقایسه با اطلاعات سود، در تبیین بازده‌های سهام شرکت‌های دچار درماندگی مالی مفیدتر هستند (چان و چن، 1991). تامین مالی خارجی ممکن است در دسترس آسان چنین شرکت‌هایی نبوده و بنابراین شرکت‌های دچار درماندگی مالی باید برای تامین مالی عملیات به جریان‌های نقدی داخلی متکی باشند (نصیرزاده و صالحی، 1402). لی و همکاران (2017) درمی‌یابند که جریان‌های نقدی عملیاتی، به جای سود، رابطه قوی‌تری با بازده‌های سهام زمانی که شرکت‌های دچار درماندگی مالی هستند، دارند. یک دلیل می‌تواند انگیزه‌‌های شرکت‌های دچار درماندگی مالی برای درگیری شدن در دستکاری سود باشد (شاهمرادی و همکاران، 1402). مخفی کردن خبرهای بد از طریق دستکاری سود اثر زیانبار تشدید ریسک ریزش قیمت سهام را دارد (لی و مایرز، 2006). تحقیقات آتی می‌توانند کاوش کنند که آیا شرکت‌های دچار درماندگی مالی ریسک ریزش قیمت سهام بیشتری را در زمان نقض قراردادهای بدهی و یا هنگام دریافت اظهارنظرهای حسابرسی مشروط تجربه می‌کنند یا خیر.
برخی از محققان بررسی کرده‌اند که آیا درماندگی مالی می‌تواند بعضی از ناهنجاری‌های حسابداری و بازار را تبیین کند یا خیر. ناهنجاری‌های معمولا بررسی‌شده عبارت هستند از: ناهنجاری‌های اقلام تعهدی (گو، 2017)، ناهنجاری‌های رشد سرمایه‌گذاری (سو، 2016) و ناهنجاری‌های مومنتوم (آگرائول و تافلر، 2008). گو (2017) بررسی می‌کند که آیا ناهنجاری‌های اثبات‌شده اقلام تعهدی را می‌توان از منظر درماندگی مالی تبیین کرد و درمی‌یابد که شرکت‌های دچار ریسک بالای درماندگی بازده‌های غیرعادی استراتژی تعهدی را موجب می‌شوند. سو (2016) استدلال می‌کند که ریسک درماندگی می‌تواند ناهنجاری‌های رشد سرمایه‌گذاری را تبیین کند: بازده‌های پایین سهام برای شرکت‌هایی با رشد بیشتر در CAPEX. سو (2016) درمی‌یابد که شرکت‌هایی با سرمایه‌گذاری ثابت بالا (پایین) تماس کمتری (بیشتری) با ریسک سیستماتیک درماندگی و بنابراین بازده‌های مورد انتظار پایین‌تری (بالاتری) دارند. بنابراین، تغییر بازده‌های تحقق‌یافته را می‌توان جبران ریسک سیستماتیک درماندگی در نظر گرفت. آگرائول و تافلر (2008) درمی‌یابند که قسمت اعظم مومنتوم از طریق استمرار بازده‌های شرکت‌های دچار عملکرد ضعیف ایجاد میشود: یافته‌ای که اشاره دارد مومنتوم باعث ریسک درماندگی مالی میشود. این یافته با این یافته بیور (1968) سازگار است: شرکت‌هایی که ورشکسته می‌شوند بازده‌های منفی سهام را 4 سال قبل از ورشکستگی داشتند که حاکی از گنجاندن تدریجی سلامت مالی بد یک شرکت توسط بازار است. اما سیملای (2014) به این نتیجه می‌رسد که ریسک درماندگی نمی‌تواند ناهنجاری‌های اندازه و ارزش را با استفاده از معیارهای مبتنی بر بازار درماندگی تبیین کند.
روش شناسی پژوهش
این پژوهش از نظر ماهیت و محتوایی از نوع همبستگی و از نظر هدف کاربردی می‌باشد. انجام پژوهش در چارچوب استدلال‌های قیاسی- استقرایی صورت می‌پذیرد، بدین معنی که مبانی نظری و پیشینه پژوهش از راه کتابخانه‌ای، مجلات و سایر سایت‌های معتبر در قالب قیاسی، و گردآوری داده‌ها برای تأیید و رد فرضیه‌ها از راه استقرایی صورت می‌پذیرد.
به‌دلیل نوع داده‌های مورد مطالعه، مقایسه هم‌زمان داده‌های مقطعی و طولی از روش الگوهای داده‌های ترکیبی (پانل دیتا) برای برآورد ضرایب و آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است. ابتدا برای تعیین روش به‌کارگیری داده‌های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن بودن آن‌ها از آزمون چاو استفاده شده است. فرضیه‌های آماری این آزمون به‌شرح زیر است:
H0 = Pooled Data
H1 = Panel Data
در این آزمون فرض صفر مبنی بر همگن بودن داده‌هاست و در صورت تأیید، می‌بایست کلیه داده‌ها را با یکدیگر ترکیب کرد و به‌وسیله یک رگرسیون کلاسیک تخمین پارامترها را انجام داد، در غیر این‌صورت داده‌ها را به‌صورت داده‌های پانلی در نظر گرفت. در صورتی‌که نتایج این آزمون مبنی بر به‌کارگیری داده‌ها به‌صورت داده‌های پانلی شود، می‌بایست برای تخمین مدل پژوهش از یکی از مدل‌های اثرات ثابت یا اثرات تصادفی استفاده شود. برای انتخاب یکی از دو مدل باید آزمون هاسمن اجرا شود. فرض صفر آزمون هاسمن مبنی بر مناسب بودن مدل اثرات تصادفی برای تخمین مدل‌های رگرسیونی داده‌های تابلویی است.
جامعه و نمونه آماری پژوهش
جامعه آماری این پژوهش در برگیرنده کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. دوره زمانی پژوهش از سال 1390 تا سال 1401 در نظر گرفته شده است. همچنین در این پژوهش نمونه‌ای از شرکت‌ها براساس معیارهای زیر از جامعه آماری شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده است:
الف) با توجه به دوره زمانی دسترسی به اطلاعات (1401- 1390)، شرکت قبل از سال 1390 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشد و نام آن تا پایان سال 1401 از فهرست شرکت‌های یاد شده حذف نشده باشد؛
ب) به‌منظور افزایش توان هم‌سنجی و همسان‌سازی شرایط شرکت‌های انتخابی، سال مالی شرکت‌ها باید به پایان اسفند ماه هر سال منتهی شود؛
پ) به‌دلیل شفاف نبودن مرزبندی بین فعالیت‌های عملیاتی و تأمین مالی شرکت‌های مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی و ...)، این شرکت‌ها از نمونه حذف شده‌اند؛
ت) شرکت‌هایی که اطلاعات آن‌ها برای محاسبه متغیرهای اولیه صورت‌های مالی ناقص بوده‌اند از نمونه حذف شده‌اند.
نگاره 1. جامعه آماری پژوهش
495 | |
| |
شرکت های غیرفعال | 144 |
شرکت های پذیرفته و درج شده بعد از سال 1392 | 92 |
شرکت های واسطه گری، مالی، بیمه، بانک ها و هلدینگ ها | 57 |
شرکت های پایان سال مالی غیر از 29 اسفند | 55 |
مجموع شرکت های مورد مطالعه | 147 |
متغیرهای پژوهش
در این پژوهش ناهنجاری در سودهای گزارش شده متغیر وابسته است. برای این منظور از معیارهای دستکاری سود مدل جونز تعدیل شده و هموارسازی سود مدل ایکل بهره گرفته شد.
در مدل تعدیل شده جونز ابتدا اقلام تعهدی از رابطه (1) محاسبه می‌گردد:
رابطه (1)
TA = اقلام تعهدی شرکت i در سال t
= تغییر در دارایی‌هاری جاری شرکت i بین سال t و t-1
= تغییر در بدهی‌های جاری شرکت i بین سال t و t-1
= تغییر در وجه نقد شرکت i بین سال t و t-1
= تغییر در حصه جاری بدهی‌های بلندمدت شرکت i بین سال t و t-1
= هزینه استهلاک شرکت i در سال t
پس از محاسبه کل اقلام تعهدی، پارامترهای
به منظور تعیین اقلام تعهدی غیر اختیاری، از طریق رابطه (2) برآورد می‌شوند.
رابطه (2)
که داریم:
= کل اقلام تعهدی شرکت i در سال t
= تغییر در درآمد فروش شرکت i بین سال t و t-1
= تغییر در حساب‌های دریافتنی شرکت i بین سال t و t-1
= ناخالص اموال، ماشین آلات و تجهیزات شرکت i در سال t
= کل ارزش دفتری دارایی‌های شرکت i در سال t-1
= اثرات نامشخص عوامل تصادفی
= پارامترهای برآورد شده شرکت i
پس از محاسبه پارامترهای از طریق روش حداقل مربعات طبق فرمول ذیل اقلام تعهدی غیراختیاری (NDA) از طریق رابطه (3) تعیین میشود:
رابطه (3)
و در نهایت اقلام تعهدی اختیاری (DA) پس از تعیین NDA از طریق رابطه (4) محاسبه میشود:
رابطه (4)
با توجه به شاخص ایکل، شرکتی به عنوان هموارساز سود معرفی میشود که ضریب تغییرات سود به ضریب تغییرات درآمدهای آن کوچک‌تر از 1 باشد به عبارت دیگر:
CY = 
CVΔI : ضریب پراکندگی تغییرات سود در شرکت i در بازه زمانی تحقیق
CVΔS : ضریب پراکندگی تغییرات فروش در شرکت i در بازه زمانی تحقیق
اگر CY بزرگتر، مساوی یک باشد شرکت سود خود را هموار نکرده است و اگر CY کمتر از یک باشد، شرکت سود خود را هموار کرده است. گفتنی است، ضریب پراکندگی بر اساس نسبت انحراف معیار سود خالص یا فروش شرکت در دوره جاری به میانگین سود خالص یا فروش شرکت در دوره مورد بررسی، قابل اندازه‌گیری است (میردامادی، 1399).
در این پژوهش معیارهای ریسک نکول متغیر وابسته است. معیارهای فوق به شرح زیر هستند:
معیار نخست: آلتمن
طبق تعریف این ریسک، به واحدهای تجاری که عملیات خود را به علت واگذاری یا ورشکستگی یا توقف انجام عملیات تجاری یا زیان توسط بستانکاران متوقف نمایند، گفته میشود. در این پژوهش برای اندازه‌گیری سلامت مالی از مدل تعدیل شده آلتمن (1986) به شرح زیر استفاده شد:
0.998 X5 + 0.420 X4 + 3.107 X3 + 0.847 X2 0.717 X1 + = Z'
Z': شاخص کل ورشکستگی
X1: نسبت سرمایه در گردش به کل داراییها
X2: نسبت سود انباشته به کل داراییها
X3: نسبت سود قبل از بهره و مالیات به کل داراییها
X4: نسبت ارزش دفتری سهام شرکت به ارزش دفتری کل بدهی‌ها
X5: نسبت فروش به کل داراییها
اگر شاخص کل محاسبه شده کمتر از 9/1 باشد شرکت‌ها با بحران مالی روبرو هستند، و زمانی‌که بیشتر از 9/1 باشد، پدیده بحران مالی آن ها را تهدید نمی‌کند.
با توجه به این که مدل تعدیل شده آلتمن در اکثر پژوهش‌ها پذیرفته شده است و با استناد به این‌که ضرایب مدل آلتمن در پژوهش‌های مشابهی مانند نمازی و قدیریان آرانی (1393)؛ نوری‌فرد و چناری (1395) به‌کار گرفته شده، در این پژوهش نیز از ضرایب همان مدل استفاده شد.
برای عملیاتی کردن متغیر فوق برای شرکت‌های با محدودیت مالی عدد 1 و برای سایر شرکت‌ها عدد صفر داده شد.
متغیرهای کنترلی پژوهش به شرح زیر هستند:
- اندازه شرکت
اندازه شرکت عمدتاَ معرف وضعیت شرکت از نظر سودآوری، حجم فعالیت و ارزش شرکت است و از طریق لگاریتم طبیعی ارزش دفتری کل داراییها محاسبه میشود.
(ارزش دفتری کل داراییها) LN = اندازه شرکت
- اهرم مالی
نماینده ریسک مالی شرکت است و از طریق نسبت ارزش دفتری کل بدهی‌ها به ارزش دفتری کل داراییها محاسبه میشود.
کل داراییها / کل بدهی‌ها = اهرم مالی
- رشد فروش
بیان‌گر وضعیت سودآوری شرکت است و از نسبت تفاضل مبلغ فروش انتهای دوره و مبلغ فروش ابتدای دوره بر مبلغ فروش ابتدای دوره حاصل میشود.
فروش ابتدای دوره / (فروش ابتدای دوره – فروش انتهای دوره) = رشد فروش
- نرخ بازده دارایی
بیان‌گر عملکرد شرکت است و از نسبت سود خالص به کل داراییها محاسبه میشود.
کل داراییها / سود خالص = نرخ بازده داراییها
آمار توصیفی
توصیف متغیرهای پژوهش به شرح نگاره 2 ارایه می شود:
نگاره 2. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
نام متغیر | میانگین | میانه | کمینه | بیشینه | انحراف معیار | چولگی | |
معیار جونز تعدیل شده | 16-E46/1 | 013070/0- | 865774/1 | 296716/2- | 195068/0 | 239632/0 | |
اندازه شرکت | 53373/14 | 28964/14 | 32763/21 | 22687/10 | 613073/1 | 778402/0 | |
اهرم مالی | 582566/0 | 581960/0 | 077506/2 | 031431/0 | 210556/0 | 599042/0 | |
رشد فروش | 331423/0 | 246256/0 | 555058/6 | 739613/0- | 482126/0 | 980381/2 | |
نرخ بازده دارایی | 131951/0 | 107363/0 | 673189/0 | 581141/0- | 146909/0 | 505970/0 | |
فراوانی مشاهدات شاخص ایکل: 686 سال - شرکت فراوانی مشاهدات معیار آلتمن: 762 سال - شرکت | |||||||
منبع: یافته های پژوهشگر
آزمون پایایی متغیرهای پژوهش
آزمون پایایی بر اساس آزمون ریشه‌واحد برای متغیرهای پژوهش در نگاره 3 ارایه گردیده است:
نگاره 3. آزمون پایایی متغیرهای پژوهش
نام آزمون | نام متغیر | آماره t | سطح معنی‌داری |
آزمون ریشه واحد | معیار جونز تعدیل شده | 17151/21- | 0000/0 |
| شاخص ایکل | 64291/29- | 0000/0 |
| معیار آلتمن | 41371/22- | 0000/0 |
| اندازه شرکت | 307080/7- | 0000/0 |
| اهرم مالی | 15835/17- | 0000/0 |
| رشد فروش | 447318/9- | 0000/0 |
| نرخ بازده دارایی | 024235/9- | 0000/0 |
منبع: یافته های پژوهشگر
مطابق یافته‌های حاصل از آزمون پایایی در نگاره 3، به‌دلیل این‌که سطح معنی‌داری کمتر از 5% است، می‌توان گفت این متغیرها طی دوره پژوهش در سطح پایا بوده است. پایایی بدین معنی است که میانگین و واریانس (پراکندگی) متغیرهای پژوهش در طول زمان ثابت بوده است.
آزمون فرضیه اول پژوهش
یافته های حاصل از آزمون فرضیه اول پژوهش به شرح نگاره 4 ارایه می شود:
نگاره 4. آزمون فرضیه اول
نام متغیر | ضریب | انحراف استاندارد | آماره t | سطح معنی‌داری |
معیار آلتمن درماندگی مالی | 008670/0 | 011349/0 | 763988/0 | 4450/0 |
اندازه شرکت | 003386/0 | 002814/0 | 203277/1 | 2290/0 |
اهرم مالی | 018554/0- | 027525/0 | 674073/0- | 5004/0 |
رشد فروش | 033288/0 | 009583/0 | 473671/3 | 0005/0 |
نرخ بازده دارایی | 390851/0 | 044586/0 | 766189/8 | 0000/0 |
مقدار ثابت | 104754/0- | 042972/0 | 437727/2- | 0149/0 |
ضریب تعیین: 110789/0 | آمار آزمون: 80654/43 (0000/0) | آماره دوربین واتسون: 167666/2 | آماره اف لیمر: 383282/1 (0025/0) | آماره هاسمن: 959163/210 (0000/0) |
منبع: یافته های پژوهشگر
سطح معنی‌داری برای تک تک متغیرها و همچنین برای کل مدل در سطح اطمینان 95 درصد محاسبه شده است. با توجه به ضریب تعیین مدل برازش شده می‌توان ادعا کرد که 07/11 درصد از تغییرات متغیر وابسته فرضیه پژوهش توسط متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده میشود. خودهمبستگی نقض یکی از فرض‌های استاندارد الگوی رگرسیون است و از آماره دوربین- واتسون می‌توان جهت تعیین بود و نبود خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده کرد. آماره دوربین – واتسون محاسبه شده (167/2) که بین 5/2-5/1 می‌باشد بیان‌گر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. همان‌طور که در نگاره 4 مشاهده میشود سطح معنی‌داری آماره t برای متغیر معیار آلتمن درماندگی مالی از سطح خطای قابل قبول 5 درصد بیشتر است، بنابراين وجود تأثیرگذاری معنی‌دار معیار آلتمن درماندگی مالی بر معیار نخست - جونز تعدیل شده دستکاری سود - ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأیید نمی‌شود و فرضیه اول پژوهش پذیرفته نمی‌شود. از بین متغیرهای کنترل، رشد فروش و نرخ بازده دارایی دارای تأثیرگذاری معنی‌دار می‌باشند.
آزمون فرضیه دوم پژوهش
یافته های حاصل از آزمون فرضیه دوم پژوهش به شرح نگاره 5 ارایه می شود:
نگاره 5. آزمون فرضیه دوم
نام متغیر | ضریب | انحراف استاندارد | آماره t | سطح معنی‌داری |
مقدار ثابت | 866952/0 | 233419/0 | 714141/3 | 0002/0 |
معیار آلتمن درماندگی مالی | 098940/0 | 033134/0 | 986023/2 | 0029/0 |
اندازه شرکت | 025404/0- | 014756/0 | 721657/1- | 0853/0 |
اهرم مالی | 022984/0- | 092344/0 | 248896/0- | 8035/0 |
رشد فروش | 028812/0- | 025719/0 | 120289/1- | 2628/0 |
نرخ بازده دارایی | 974956/0- | 141930/0 | 869275/6- | 0000/0 |
ضریب تعیین: 249311/0 | آمار آزمون: 545439/3 (0000/0) | آماره دوربین واتسون: 550613/1 | آماره اف لیمر: 770272/1 (0000/0) | آماره هاسمن: 139937/4 (5294/0) |
منبع: یافته های پژوهشگر
سطح معنی‌داری برای تک تک متغیرها و همچنین برای کل مدل در سطح اطمینان 95 درصد محاسبه شده است. با توجه به ضریب تعیین مدل برازش شده می‌توان ادعا کرد که 93/24 درصد از تغییرات متغیر وابسته فرضیه پژوهش توسط متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده میشود. خودهمبستگی نقض یکی از فرض‌های استاندارد الگوی رگرسیون است و از آماره دوربین- واتسون می‌توان جهت تعیین بود و نبود خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده کرد. آماره دوربین – واتسون محاسبه شده (551/1) که بین 5/2-5/1 می‌باشد بیان‌گر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. همان‌طور که در نگاره 5 مشاهده میشود سطح معنی‌داری آماره t برای متغیر معیار آلتمن درماندگی مالی از سطح خطای قابل قبول 5 درصد کمتر است، بنابراين وجود تأثیرگذاری معنی‌دار معیار آلتمن درماندگی مالی بر معیار دوم - ایکل دستکاری سود - ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأیید میشود و فرضیه دوم پژوهش پذیرفته میشود. از بین متغیرهای کنترل، نرخ بازده دارایی دارای تأثیرگذاری معنی‌دار می‌باشند.
بحث و نتیجه گیری
صرف نظر از اندازه و ماهیت فعالیت واحدهای تجاری، ناتوانی در پرداخت تعهدات یکی از خطرات تهدید کننده این واحدها به شمار می‌رود. بررسی‌ها حاکی از آن است که در سه دهه گذشته نرخ ورشکستگی شرکت‌ها در مقایسه با دهه‌های قبل رشد چشم‌گیری داشته است. همچنین نتیجه بررسی اجمالی وضعیت مالی شرکت‌های ایرانی نشان می‌دهد که در میان شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، شرکت‌هایی وجود دارند که باوجود مشکلات مالی و عملیاتی و همچنین درماندگی در تأمین نقدینگی و سرمایه در گردش کماکان به فعالیت خود ادامه داده و منابعی را که می‌توانست در فرصت‌های سود آور و ارزش آفرین سرمایه‌گذاری شود مصرف می‌نمایند. لذا این منابع توسط این شرکت‌ها به هدر رفته و باعث کاهش منافع جامعه میشود. هدر رفتن منابع و عدم بهره‌گیری از فرصت‌های سرمایه‌گذاری نتیجه درماندگی مالی و ورشکستگی شرکت‌ها است. پیش‌بینی درماندگی مالی از طریق طراحی شاخص‌ها و الگوهای مناسب می‌تواند شرکت‌ها را نسبت به وقوع درماندگی مالی و ورشکستگی آگاه سازد تا با توجه به این هشدارها سیاست مناسبی را اتخاذ نمایند، از طرفی فعالان بازار سرمایه و بازار پول نیازمند آگاهی و دانش نسبت به وضعیت مالی شرکت‌های موجود و کارایی آن‌ها می‌باشند. مطلوبیت تشخیص به‌موقع شرکت‌هایی که در شرف درماندگی مالی هستند از ان جهت است که از سرمایه‌گذاری در موارد نادرست و غیرکارا برای فعالان بازار جلوگیری می‌نماید. در ادبیات مالی تعاریف مختلفی از درماندگی مالی ارائه گردیده است. دریکی از نخستین مطالعات علمی بر تئوری درماندگی مالی، گوردون (1971) آن را به‌عنوان کاهش قدرت سودآوری شرکت معرفی می‌کند که منجر به افزایش احتمال عدم توانایی بازپرداخت بهره و اصل بدهی میشود. از دیدگاه ویتاکر (1999) درماندگی مالی وضعیتی است که در آن جریان‌های نقدی شرکت از مجموع هزینه‌های بهره مربوط به بدهی بلندمدت کمتر است. ازنقطه‌نظر اقتصادی، درماندگی مالی را می‌توان به زیان ده بودن شرکت تعبیر نمود که در این حالت شرکت دچار عدم موفقیت شده است. درواقع، در این حالت نرخ بازدهی شرکت کمتر از نرخ هزینه سرمایه می‌باشد. درصورتی‌که شرکت موفق به رعایت کردن یک یا تعداد بیشتری از بندهای مربوط به قرارداد بدهی مانند نگاه داشتن نسبت جاری یا نسبت ارزش ویژه به‌کل داراییها طبق قراردادنشود حالت دیگری از درماندگی مالی رخ می‌دهد که که به این حالت نکول تکنیکی گفته میشود. حالات دیگری از درماندگی مالی زمانی رخ می‌دهد که جریانات نقدی شرکت برای بازپرداخت اصل‌وفرع بدهی کافی نباشد و همچنین ارزش ویژه شرکت عددی منفی شود. در حوزه مالی، اگر یک شرکت در ایفاي تعهدات به اعتباردهندگان، دچار مشکل شود درمانده مالی تلقی می‌گردد. اگرچه ممکن است بدهی‌هاي یک شرکت براي تأمین مالی عملیات آن استفاده شود، اما این کار شرکت را بیشتر در معرض خطر تجربه درماندگی مالی قرار می‌دهد؛ بنابراین در صورت عدم بهبود درماندگی مالی شرکت، ورشکستگی رخ خواهد داد. هدف اصلی پژوهش تبیین تأثیر درماندگی مالی بر ناهنجاری در سودهای گزارش شده در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول پژوهش نشان می‌دهد که معیار درماندگی مالی بر معیار نخست - جونز تعدیل شده -ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأثیر معناداری ندارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم پژوهش نشان می‌دهد که معیار درماندگی مالی بر معیار دوم – شاخص ایکل - ناهنجاری در سودهای گزارش شده تأثیر معناداری دارد. در راستای یافته های حاصل از پژوهش پیشنهاد می شود که ذی نفعان به ساختار سرمایه شرکت و به تبع آن روند تداوم فعالیت شرکت ها نگاه ویژه ای داشته باشند تا موقع سرمایه گذاری و تأمین اعتبار لازم برای شرکت ها از حیث کسب بازدهی به مشکل برخورد نکنند. در راستای پژوهش های آتی پیشنهاد می شود بحث نظارت مستقل برون سازمانی و درون سازمانی به عنوان متغیری تعدیل گر لحاظ شود.
منابع
ابراهیمی، سیدکاظم؛ بهرامی نسب، علی؛ ممشلی، رضا (1396). "تأثیر بحران مالی بر کیفیت گزارشگری مالی"، مجله دانش حسابداری، 8 (3)، ص‌ص: 165-141.
پورزمانی، زهرا؛ پویان راد، مهدی (1391). "ارتباط بین مدیریت سود و ناتوانی مالی شرکت ها"، دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 5 (4)، ص ص: 88 – 77.
جبلی، نعیمه؛ داداشی، ایمان (1402). "ارزیابی تأثیر محتوای اطلاعات حسابداری تورمی در مقایسه با اطلاعات تاریخی در طراحی مدل های پیش بینی ورشکستگی مبتنی بر رویکردهای سنتی و فراابتکاری"، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، 15 (3)، ص ص: 79 – 55.
جمالیان پور، مظفر؛ ثقفی، علی (1392). "اقلام تعهدی غیرمنتظره، انحراف پایداری سود و بحران مالی"، مجله دانش حسابداری، 4 (1)، ص‌ص: 33-7.
شاهمرادی، مهدی؛ حنیفی، فرهاد؛ فتحی، زاداله (1402). "ارایه مدلی برای شاخص بی نظمی مالی با تأکید بر ریسک مالی"، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، 15 (2)، ص ص: 136 – 119.
کردستانی، غلام‌رضا؛ تاتلی، رشید (1395). "پیش‌بینی دستکاری سود: توسعه یک مدل"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 23 (1)، ص‌ص: 96-73.
میردامادی، رقیه (1399). "بررسی تأثیر کیفیت افشا بر ارتباط بین هموارسازی سود و پاداش نقدی مدیران"، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی.
نصیرزاده، فرزانه؛ صالحی وزیری، سید محسن (1402). "مقایسه پذیری حسابداری، کیفیت گزارشگری مالی و کارایی قیمت گذاری اقلام تعهدی اختیاری"، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، 15 (4)، ص ص: 78 – 55.
نمازی، محمد؛ قدیریان آرانی، محمد حسین (1393). "بررسی رابطه سرمایه فکری و اجزای آن با خطر ورشکستگی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، پژوهش های تجربی حسابداری، 4 (1)، ص ص: 141 – 115.
نوری فرد، یداله؛ چناری، حسن (1395). "تأثیر کیفیت گزارشگری مالی و سررسید بدهی بر کارآیی سرمایه گذاری"، پژوهشنامه اقتصاد و کسب و کار، 7 (13)، ص ص: 44 – 29.
Agarwal, V. and Taffler, R., 2006. Does financial distress drive the momentum anomaly. Working Paper, Cranfield School of Management.
Altman, E.I., 1968. Financial ratios, discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy. The journal of finance, 23(4), pp.589-609.
Beaver, W.H., 1968. The information content of annual earnings announcements. Journal of accounting research, pp.67-92.
Chan, K.C. and Chen, N.F., 1991. Structural and return characteristics of small and large firms. The journal of finance, 46(4), pp.1467-1484.
Dechow, P., Ge, W. and Schrand, C., 2010. Understanding earnings quality: A review of the proxies, their determinants and their consequences. Journal of accounting and economics, 50(2-3), pp.344-401.
DiPiazza Jr, S.A. and Eccles, R.G., 2002. Building public trust: The future of corporate reporting. John Wiley & Sons.
Fung, B., 2014. The demand and need for transparency and disclosure in corporate governance. Universal Journal of Management, 2(2), pp.72-80.
Guo, J., Huang, P., Zhang, Y. and Zhou, N., 2016. The effect of employee treatment policies on internal control weaknesses and financial restatements. The Accounting Review, 91(4), pp.1167-1194.
Li, F., Abeysekera, I. and Ma, S., 2011. Earnings management and the effect of earnings quality in relation to stress level and bankruptcy level of Chinese listed firms. Corporate Ownership and Control, 9(1), pp.366-391.
Li, T., Munir, Q. and Abd Karim, M.R., 2017. Nonlinear relationship between CEO power and capital structure: Evidence from China's listed SMEs. International Review of Economics & Finance, 47, pp.1-21.
Li, J. and Myers, S.C., 2004. R-squared around the world: New theory and new tests. NBER Working Paper Series, p.10453.
Li, J. and Myers, S.C., 2004. R-squared around the world: New theory and new tests. NBER Working Paper Series, p.10453.
Premachandra, I.M., Bhabra, G.S. and Sueyoshi, T., 2009. DEA as a tool for bankruptcy assessment: A comparative study with logistic regression technique. European Journal of Operational Research, 193(2), pp.412-424.
Yang, B., 2003. Toward a holistic theory of knowledge and adult learning. Human Resource Development Review, 2(2), pp.106-129.
Explaining the effect of financial default on the anomaly in reported earnings
Abstract:
The main purpose of the research is to explaining the effect of financial default on the anomaly in reported earnings in firms listed on the Tehran Stock Exchange. For this purpose, financial statement information of 147 firms has been collected in the period of 1390-1401. Multivariate regression with panel data was used to test the hypotheses. Adjusted Altman criterion was used for financial default. Adjusted Jones criterion and Eikel index were used for abnormality in reported earnings. The results of the test of the first hypothesis of the research show that the criterion of financial helplessness does not have a significant effect on the first criterion - adjusted Jones - abnormality in reported profits. The results of the second hypothesis test of the research show that the measure of financial helplessness has a significant effect on the second measure - Ikel index - abnormality in reported earnings.
Key words: financial default, earnings anomaly, Eckel criterion
