پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم و شاخص‌های سودآوری در چارچوب نظریه اقتصاد سیاسی Implementation of Direct Subsidy System and Profitability Indicators in Political Economy Theory

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 13، شماره 51، آبان 1400، صفحه 215-240   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

علی مسیبی بهروز¹؛ فرزانه حاجی حسنی^{* 2}

¹گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

²گروه اقتصاد، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

چکیده

در مقاله حاضر به بررسی اثر استقرار نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری (نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی)، در چارچوب نظریه اقتصاد سیاسی پرداخته شده است. جامعه آماری در تحقیق حاضر بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد که تعداد 168 شرکت از این جامعه به‌عنوان نمونه تحقیق انتخاب شده است. به منظور انجام تحلیل‌های آماری در پژوهش حاضر از روش رگرسیون خطی چندگانه به روش پانل-اثرات ثابت استفاده شده است. یافته‌های حاصل از تجزیه‌وتحلیل داده‌های پژوهش نشان می‌دهند که شاخص‌های سودآوری در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم افزایش یافته‌اند. یافته‌های حاصل از تحلیل‌های پشتیبان اضافی نیز نشان می‌دهند که در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم، میزان مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی افزایش یافته است. با توجه به یافته‌های تحقیق حاضر می‌توان چنین نتیجه‌گیری نمود که اجرای نظام یارانه مستقیم، به‌عنوان یک سیاست کلان اقتصادی موجب کاهش منافع و ثروت سهامداران در بازار سرمایه شده است و همچنین انگیزه‌های مدیریت در راستای مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری را افزایش داده است.

Implementation of Direct Subsidy System and Profitability Indicators in Political Economy Theory
 
Ali Mosayebbi Behrooz
Farzaneh Haji Hassani
 

The present paper investigates the effect of establishing a direct subsidy system on profitability indicators (sales return rate, shareholder return rate, asset return rate) within the framework of political economy theory. The statistical population of the present study is Tehran Stock Exchange, which 168 companies were selected as the sample of the study from 2006 to 2020 period. In order to perform statistical analysis in the present studymultiple linear regression method with panel-effects method was used. Findings from the analysis of research data show that profitability indicators decreased in the period after the establishment of the direct subsidy system. Also other findings show that the accruals based earnings management has increased in the period after the establishment of direct subsidy system. Based on the findings of the present study, it can be concluded that subsidizing targeting plan has reduced the profitability of companies and increased accrual-based earnings management through cost pressures on producers.

کلیدواژه‌ها

: نظام یارانه مستقیم؛ نرخ بازده فروش؛ نرخ بازده حقوق صاحبان سهام؛ نرخ بازده دارایی؛ مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

اصل مقاله

پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم و شاخص‌های سودآوری

 در چارچوب نظریه اقتصاد سیاسی

 

 

تاریخ دریافت: 29/04/1400            تاریخ پذیرش: 31/06/1400

علی مسیبی بهروز^[1]

فرزانه حاجی حسنی^[2]

 

 

چکیده

در مقاله حاضر به بررسی اثر استقرار نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری (نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی)، در چارچوب نظریه اقتصاد سیاسی پرداخته شده است. جامعه آماری در تحقیق حاضر بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد که تعداد 168 شرکت از این جامعه به‌عنوان نمونه تحقیق انتخاب شده است. به منظور انجام تحلیل‌های آماری در پژوهش حاضر از روش رگرسیون خطی چندگانه به روش پانل-اثرات ثابت استفاده شده است. یافته‌های حاصل از تجزیه‌وتحلیل داده‌های پژوهش نشان می‌دهند که شاخص‌های سودآوری در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم افزایش یافته‌اند. یافته‌های حاصل از تحلیل‌های پشتیبان اضافی نیز نشان می‌دهند که در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم، میزان مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی افزایش یافته است. با توجه به یافته‌های تحقیق حاضر می‌توان چنین نتیجه‌گیری نمود که اجرای نظام یارانه مستقیم، به‌عنوان یک سیاست کلان اقتصادی موجب کاهش منافع و ثروت سهامداران در بازار سرمایه شده است و همچنین انگیزه‌های مدیریت در راستای مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری را افزایش داده است.

 

واژه‌های کلیدی: نظام یارانه مستقیم، نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی، مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی.

1- مقدمه

در تحقیق حاضر به آزمون تجربی تأثیر پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری (نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی)، در چارچوب نظریه اقتصاد سیاسی˛ و در ارتباط با شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران (TSE) در بازه زمانی 1385 الی 1397 پرداخته شده است. شاخص‌های سودآوری، مهمترین معیارهای ارزیابی عملکرد مدیران، به منظور برنامه‌ریزی و کنترل می‌باشند و شناسایی عوامل مؤثر بر آنها بسیار حائز اهمیت است (تهرانی،1390؛ رهنمای رودپشتی و صالحی،1392). یافته‌های بدست آمده از پژوهش‌های قبلی، نشان می‌دهد که عملکرد بنگاه‌های اقتصادی˛ تحت تأثیر عوامل کلان اقتصادی نظیر بحران اقتصادی˛ رکود اقتصادی، ریاضت اقتصادی، رکود تورمی و غیره قرار می‌گیرد (محمدصالح و احمد،2005؛ احمد و همکاران،2008؛ کوسندیس و همکاران، 2017). با این وجود مطالعات قبلی به تأثیر تجربی پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری (نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی)، توجهی نکرده‌اند و شواهدی در این زمینه در دسترس نیست. به همین دلیل در پژوهش حاضر کوشش شده است تا برای نخستین بار تأثیر نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری (نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی)، به لحاظ تجربی و در ارتباط با بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار گیرد. علت انتخاب بورس اوراق بهادار تهران˛ بعنوان محیط پژوهشی تحقیق حاضر ˛ پیاده‌سازی سیاست هدفمندسازی یارانه‌ها در کشور ایران می‌باشد که این موضوع این انگیزه را ایجاد نمود تا تأثیر تجربی پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم را بر شاخص‌های سودآوری (نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، نرخ بازده دارایی)˛ در ارتباط با شرکت‌هایی که تحت تأثیر این سیاست قرار گرفته‌اند (شرکت‌های فعال در TSE) مورد بررسی قرار دهیم.

یکی از سیاست‌های اقتصادی کلان اجرا شده در جمهوری اسلامی ایران، قانون هدفمندسازی یارانه‌ها بوده است که هدف از اجرای آن استقرار نظام یارانه مستقیم در زمینه مصرف انرژی و به دنبال آن اصلاح الگوی مصرف بوده است. با این وجود اجرای این قانون با چالش‌های فراوانی نیز همراه بوده است، که از جمله‌ی این چالش‌ها، کسری بودجه سازمان هدفمندسازی یارانه‌ها عدم پرداخت سهم تولیدکنندگان و افزایش فشارهای هزینه‌ای بر تولیدکنندگان داخلی می‌باشد (زمان زاده، 1389). به لحاظ نظری افزایش در قیمت انرژی به عنوان یک نهاده مهم در تولید محصول، منجر به افزایش هزینه تولیدکنندگان می‌شود و از این رو می‌توان آنرا بعنوان یک شوک منفی وارده بر تولیدکنندگان (طرف عرضه اقتصاد) ارزیابی نمود. بدیهی است که چنین شوکی باید از طریق یک راهبرد مناسب خنثی گردد. در چنین شرایطی دو راهبرد می‌تواند مد نظر قرار گیرد. راهبرد اول پرداخت یارانه نقدی به تولیدکنندگان (همانند خانوارها) به منظور کاهش فشار هزینه‌ای ناشی از قیمت نهاده انرژی می‌باشد. این راهبرد علیرغم اینکه در قانون هدفمندسازی یارانه‌ها پیش‌بینی شده است اما تاکنون ˛ به علت کسری بودجه سازمان هدفمندسازی یارانه‌ها تاکنون عملی نشده است. راهبرد دوم ˛ اعطای اختیار لازم به تولیدکنندگان در راستای افزایش قیمت محصولات˛ به منظور جبران فشار هزینه‌ی ناشی از افزایش قیمت نهاده انرژی می‌باشد. این راهبرد نیز به دلیل اینکه موجب وقوع تورم ناشی از فشار هزینه می‌گردد تاکنون عملی نشده است و کنترل‌های شدیدی بر قیمت محصولات تولیدکنندگان داخلی اعمال می‌گردد تا از وقوع تورم ناشی از فشار هزینه پیشگیری گردد. با توجه به توضیحات فوق، به لحاظ نظری می‌توان چنین استدلال نمود که پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم موجب افزایش هزینه‌ها و همچنین کاهش سطح سودآوری بنگاه‌های اقتصادی شده است. با توجه به استدلال نظری فوق، پرسش پژوهشی تحقیق حاضر این است که آیا به لحاظ تجربی، شاخص‌های سودآوری در سال‌های بعد از اجرای نظام یارانه مستقیم، کاهش یافته است یا خیر. به لحاظ نظری پرسش پژوهشی تحقیق حاضر با نظریه اقتصاد سیاسی مرتبط است. نظریه فوق بیانگر وجود یک ارتباط نزدیک میان عوامل اقتصادی، سیاسی و اجتماعی در جوامع مختلف می‌باشد (نیکومرام و بنی مهد، 1390). با توجه به چارچوب نظریه اقتصاد سیاسی، می‌توان پیش‌بینی نمود که رفتار بنگاه‌های اقتصادی یک جامعه در زمینه‌های مختلف (نظیر سطح سودآوری)، تحت تأثیر موضوعات کلان سیاسی و اقتصادی (نظیر سیاست هدفمندسازی یارانه‌ها و استقرار نظام یارانه مستقیم) قرار دارد.

شاخص‌های سودآوری، از جمله مهمترین معیارهای سهامداران در راستای ارزیابی عملکرد مدیران و همچنین برنامه‌ریزی و کنترل شرکت تلقی می‌شوند و بطور مستقیم با منافع سهامداران در ارتباط می‌باشند (قائمی و همکاران،1399)؛ بنابراین شناسایی تجربی عواملی که بر شاخص‌های سودآوری مؤثر هستند، می‌تواند به بهبود شاخص‌های فوق در راستای حفظ و ارتقای منافع سهامداران مؤثر باشد. از این رو ضرورت دارد تا عواملی که بر شاخص‌های سودآوری شرکت مؤثر هستند، به لحاظ تجربی مورد شناسایی قرار گیرند. یافته‌ها و نتایج تحقیق حاضر می‌تواند در حوزه قانون‌گذاری، به سازمان بورس اوراق بهادار کشور و همچنین وزارت اقتصاد و دارایی کمک کند و مانع از کاهش سودآوری شرکت‌ها شود. یافته‌های تحقیق حاضر دارای چند دستاورد مختلف و مرتبط با یکدیگر می‌باشد. مهمترین دستاورد تحقیق حاضر، کمک به مسئولین دولتی در راستای تدوین و اجرای سیاست‌های کلان اقتصادی می‌باشد. به‌گونه‌ای که قبل از اجرای سیاست‌های فوق˛ به پیامدهای منفی این سیاست‌ها (نظیر تأثیر منفی این سیاست‌ها بر شاخص‌های سودآوری)، در سطح جامعه توجه نمایند˛ و در این راستا از نظرات نهادهای قانون‌گذار شرکتی (نظیر سازمان بورس اوراق بهادار کشور و همچنین مراکز پژوهشی کشور)، استفاده نمایند.

 

2- مبانی نظری و پیشینه تحقیق

2-1- شاخص‌های سودآوری

شاخص‌های سودآوری، یکی از مهمترین گروه نسبت‌های مالی در راستای تحلیل عملکرد بنگاه‌های اقتصادی محسوب می‌شوند که از طریق محاسبه و مقایسه آنها با سال‌های گذشته یک شرکت، یا شرکت‌های رقیب می‌توان عملکرد مالی مدیران را مورد ارزیابی قرار داد (تهرانی،1390). یکی از مهمترین دلایل اهمیت شاخص‌های سودآوری، ارتباط مستقیم آنها با منافع سهامداران است، زیرا بالا بودن شاخص‌های سودآوری موجب افزایش قیمت سهام در بازار سرمایه و همچنین افزایش تقسیم سود میان سهامداران می‌شود (خباززاده و جهانشاد،1399). از جمله مهمترین شاخص‌های سودآوری، نرخ بازده فروش (ROS)، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام (ROE) و نرخ بازده دارایی‌ها (ROA)، می‌باشد.

 

2-2- نظام یارانه مستقیم و پیشینه آن در ایران

نظام یارانه مستقیم˛ یکی از سیاست‌هایی است که از طریق اجرای طرح هدفمندسازی یارانه‌ها در تاریخ 27 آذرماه سال 1389 در ایران اجرا شده است. این فرایند موجب حذف تدریجی یارانه‌ها از مواد سوختی، مواد خوراکی، آب و برق و سایر اقلام شده است و حدود 60 درصد این مبلغ به‌صورت نقد به خانوارها پرداخت شده و الباقی صرف انجام امور عمرانی و فرهنگی کشور می‌گردد. از هدفمندسازی یارانه‌ها بعنوان بزرگترین طرح اقتصادی کشور ایران نام برده می‌شود. از جمله اهداف قانون اجرای هدفمندی یارانه‌ها اصلاح الگوی مصرف انرژی، بهبود توزیع درآمد و افزایش رفاه گروه‌های پایین درآمدی بوده است. یکی از مهمترین چالش‌های قانون هدفمندسازی یارانه‌ها، کسری بودجه سازمان هدفمندسازی یارانه‌ها و عدم پرداخت سهم تولیدکنندگان از یارانه‌ها و گسترش فشارهای هزینه‌ای بر تولیدکنندگان می‌باشد. از آنجا که انرژی یک عامل تولید می‌باشد، اجرای قانون هدفمندسازی یارانه‌ها موجب افزایش قیمت انرژی و در نهایت افزایش هزینه‌های تولید و بهای تمام شده محصولات برای تولیدکنندگان شده است. به لحاظ نظری، افزایش قیمت انرژی بعنوان یک نهاده تولید را می‌توان بعنوان شوک منفی وارده بر تولیدکنندگان (طرف عرضه اقتصاد) ارزیابی نمود. افزایش قیمت انرژی (بعنوان یک نهاده مهم در تولید محصول)، بطور مستقیم هزینه تولیدکنندگان داخلی را افزایش می‌دهد؛ و در نهایت افزایش ناگهانی هزینه، موجب کاهش حاشیه سود و توان رقابت بنگاه‌های اقتصادی می‌گردد (زمان زاده، 1390).

 

2-3- ارتباط نظری میان پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم و شاخص‌های سودآوری

یکی از پیامدهای منفی استقرار نظام یارانه مستقیم در ایران˛ اعمال فشار ناشی از افزایش هزینه انرژی بر تولیدکنندگان می‌باشد؛ زیرا در طرح هدفمندسازی یارانه‌ها بودجه‌ای برای پرداخت یارانه به تولیدکنندگان پیش‌بینی نشده است، از سوی دیگر افزایش قیمت محصولات و خدمات شرکت‌ها نیز موجب وقوع تورم ناشی از فشار هزینه از جانب طرف عرضه اقتصاد می‌گردد که دولت در راستای حمایت از مردم و همچنین پیشگیری از وقوع تورم مانع از افزایش قیمت محصولات می‌گردد؛ بنابراین می‌توان به لحاظ نظری چنین استدلال نمود که استقرار نظام یارانه مستقیم موجب افزایش هزینه‌های بنگاه‌های اقتصادی و همچنین موجب کاهش سطح سودآوری بنگاه‌های اقتصادی شده است.

 

2-4- نظریه اقتصاد سیاسی

ارتباط نظری میان متغیر پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم و شاخص‌های سودآوری، توسط نظریه اقتصاد سیاسی مورد پشتیبانی قرار می‌گیرد. نظریه اقتصاد سیاسی بیان می‌کند که اجرای یک سیاست کلان اقتصادی (نظیر هدفمندسازی یارانه‌ها)، می‌تواند از پیامدهای اقتصادی و اجتماعی برخوردار باشد؛ بنابراین چنانچه کاهش سطح سودآوری بنگاه‌های اقتصادی را بعنوان یک واکنش اجتماعی در مقابل سیاست استقرار نظام یارانه مستقیم مد نظر قرار دهیم، می‌توانیم چنین استدلال کنیم که استقرار نظام یارانه مستقیم موجب کاهش سطح شاخص‌های سودآوری (نرخ بازده فروش، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده دارایی‌ها)، در ارتباط با شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران شده است.

 

2-5- پیشینه مطالعات انجام شده

مطالعات قبلی انجام شده، اغلب به بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازدهی سهام شرکت (بعنوان یک شاخص سودآوری)، پرداخته‌اند که در ادامه به تشریح برخی از این تحقیقات پرداخته خواهد شد.

 

 

2-5-1- پیشینه مطالعات خارجی انجام شده

ویلیام براون و همکاران (2017)، در تحقیقی به‌عنوان رابطه بین عملکرد بازده سهام و نرخ تورم پرداختند. نتایج تحقیق آن‌ها نشان داد که ارزش سهام به‌شدت تحت تأثیر تورم قرار دارد. همچنین در این تحقیق آن‌ها نشان دادند که سهام با رشد پایین نسبت به سهم‌هایی با رشد بالا از تورم تأثیر بیشتری می‌پذیرند. در تحقیقی دیگری کومار و همکاران (2015)، رابطه بین عملکرد بازده سهام و نرخ تورم را آزمون کردند و دریافتند که در کوتاه‌مدت بین تورم و بازده سهام رابطه وجود دارد اما در بلندمدت این امر صادق نیست. پرادهان و همکاران (2015)، در تحقیقی به بررسی ارتباط بین رشد اقتصادی، قیمت نفت، عمق در بازار سهام و سه شاخص‌ اقتصاد کلان کلیدی دیگر: نرخ ارز مؤثر واقعی، نرخ تورم و نرخ بهره واقعی پرداختند و نتایج نشان داد رابطه بلندمدت قوی بین رشد اقتصادی، قیمت نفت، عمق بازار سهام، نرخ ارز مؤثر واقعی، نرخ تورم و نرخ بهره واقعی وجود دارد. در مطالعه­ای احمد بیوک سالواسی (2010)، به بررسی اثر عوامل اقتصاد کلان در بازار سهام ترکیه پرداخت. وی اثر نرخ ارز، نرخ بهره، نرخ تورم و قیمت طلا بر شاخص قیمت سهام را برای دوره زمانی ژانویه 2002 تا مارس 2010 با تئوری قیمت‌گذاری آربیتراژ مورد بررسی قرار داد. در این پژوهش به‌منظور محاسبه رابطه بین عوامل اقتصادی و قیمت سهام مدل رگرسیون چندعاملی استفاده‌شده است. نتایج به‌دست‌آمده از این مطالعه نشان می‌دهد که نرخ ارز و نرخ بهره اثر منفی بر شاخص قیمت سهام می‌گذارند، درحالی‌که نرخ تورم و قیمت طلا هیچ تأثیری بر شاخص قیمت سهام ندارند. رابرتو گی (2008)، در مقاله­ای به بررسی اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده بازار سهام چهار اقتصاد نوظهور برزیل، روسیه، هند و چین با استفاده از مدل ARIMA می­پردازد. متغیرهای کلان اقتصادی شامل نرخ ارز و قیمت نفت در کشورهای برزیل، روسیه، هند و چین می­باشد. نتیجه حاصل از این تحقیق نشان داد که رابطه ضعیف میان این متغیرها و شاخص قیمت سهام در این چهار کشور وجود دارد. در تحقیقی دیگر برهمسون و همکاران (2007)، به بررسی رابطه‏ی بین بازده بازار سهام و متغیر‏های کلان اقتصادی (تولیدات صنعتی، عرضه‏ی پول، شاخص قیمت مصرف‏کننده، نرخ بهره، نرخ معاوضه و قیمت نفت)، در بازار سهام تایلند پرداخته است. دوره‏ی مورد بررسی تحقیق سال‌های 2003‏-‏1992 می‏باشد. آن‏ها در این پژوهش به‌منظور تجزیه‌وتحلیل داده‏ها از آزمون هم‌جمعی و علیت گرنجر استفاده نموده‏اند. نتایج پژوهش حاکی از وجود رابطه‏ی معنی‏دار بین متغیر‏های کلان اقتصادی و بازده بازار سهام می‏باشد. از طرف دیگر نتایج آزمون علیت گرنجر حاکی از آن است که عرضه‏ی پول تنها متغیر تأثیرگذار مثبت بر بازده سهام است.

 

2-5-2- پیشینه مطالعات داخلی انجام شده

رهنمای‌رودپشتی و همکاران (1384) به بررسی ارتباط میان بازدهی سهام شرکت‌های سرمایه‌گذاری و متغیرهای کلان اقتصادی پرداخته‌اند. متغیرهای کلان اقتصادی استفاده شده در این پژوهش شامل صادرات غیرنفتی، حجم نقدینگی، واردات و شاخص قیمت مصرف‌کننده می‌باشد. نتایج حاکی از آن است که صادرات غیرنفتی و حجم نقدینگی بر بازده سهام شرکت‌های سرمایه‌گذاری تأثیر مثبت و شاخص قیمت مصرف‌کننده و واردات بر بازده آن تأثیر منفی داشته‌اند. برادران شرکا و مطهری (1386)، به مطالعه رابطه چهار متغیر کلان اقتصادی شامل تولید ناخالص داخلی، درآمدهای نفتی، سرمایه‌گذاری در بخش ساختمان و تورم در سطح تغییرات با سه متغیر عمده حسابداری، درآمد فروش، بهای تمام شده کالای فروش رفته و سود عملیاتی پرداختند. آن‌ها همچنین رابطه رشد متغیرهای کلان اقتصادی مورد اشاره را با نسبت حاشیه سود عملیاتی، بازده دارایی و بازده حقوق صاحبان سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مورد سنجش قرار دادند. یافته‌های این پژوهش نشان داد که سه متغیر تولید ناخالص داخلی، درآمدهای نفتی، سرمایه‌گذاری در بخش ساختمان با متغیرهای حسابداری مذکور رابطه مثبت و معناداری دارند اما رابطه تورم با این متغیرهای منفی و معنادار است. همچنین تنها رابطه معنادار متغیر تورم با نسبت حاشیه سود عملیاتی و بازده حقوق صاحبان سهام مورد تائید قرار گرفت. عباسیان و همکاران (1387) در پژوهش خود با موضوع تعیین اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران، اطلاعات مربوط به سال‌های 1377-1384 را مورد مطالعه قرار دادند. متغیرهای کلان استفاده شده شامل نرخ ارز، تراز تجاری، تورم، نقدینگی و نرخ بهره بودند. آزمون فرضیه‌های پژوهش با بهره‌گیری از روش هم جمعی، مدل‌های تصحیح خطا و توابع عکس‌العملی ضمنی و تجزیه واریانس انجام شده است. یافته‌ها نشان‌دهنده اثر بلندمدت و مثبت نرخ ارز و تراز تجاری و اثر منفی تورم، نقدینگی و نرخ بهره بر شاخص بورس اوراق بهادار بودند. سجادی و همکاران (1389) به بررسی رابطه متغیرهای کلان اقتصادی و شاخص بازده نقدی سهام در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. در این پژوهش از نرخ تورم، نرخ رشد نقدینگی، نرخ ارز ئ درآمد نفتی به عنوان متغیرهای کلان اقتصادی استفاده شده بود و همچنین برای برآورد رابطه بلندمدت، روش خودرگرسیو با متغیرهای توضیحی به کار گرفته شده بود. نتایج آزمون همجمعی حاکی از وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای تورم، نرخ ارز، نرخ رشد نقدینگی و درآمد نفتی با نرخ رشد شاخص بازده نقدی سهام بود. مشایخی و همکاران (1389) رابطه بین اطلاعات حسابداری و بازده سهام برای شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1373 تا 1384 و نیز تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر این رابطه را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج به دست آمده بیانگر این بود که از میان پانزده متغیر کلان اقتصادی مورد نظر در این پژوهش، متغیرهای شاخص کل قیمت سهام، تولید ناخالص داخلی به قیمت پایه بدون نفت، هزینه ناخالص داخلی، درآمد نفت، نرخ تورم و تولید ناخالص ملی بر رابطه بین نمره ترکیبی مربوط به هشت متغیر مالی بنیادی شرکت‌ها و بازده سهام تأثیر معنادار داشته و سایر متغیرها بر این رابطه بی‌تأثیر هستند. بهار مقدم و کوارویی (1391) اثر روزها و ماه‌های سال، متغیرهای کلان اقتصادی مانند تولید ناخالص داخلی و تورم را بر بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران مطالعه نمودند. در این پژوهش تمام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، طی یک دوره ده‌ساله از سال 87-1378 بررسی شدند. یافته‌ها نشان داد که بیشترین بازده سهام در روزهای هفته متعلق به چهارشنبه‌ها و شش ماه اول سال و کمترین بازده سهام متعلق به یکشنبه‌ها و شش ماه دوم سال است. آن‌ها هیچ ارتباط معناداری بین متغیرهای کلان اقتصادی و بازده غیرعادی فصلی نیافتند. دایی کریم زاده و همکاران (1392)، به بررسی اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام بانک‌ها پرداختند. بر اساس یافته‌های این پژوهش، متغیرهای نرخ ارز، نرخ تورم دارای تأثیر منفی و متغیرهای نرخ سود بانکی، حجم نقدینگی، تولید ناخالص داخلی دارای تأثیر مثبت بر شاخص سهام بانک‌ها هستند. تیموری و همکاران (1397)، در تحقیق خود به بررسی رابطه میان متغیرهای کلان اقتصادی و سود آتی حسابداری در ارتباط با شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند و به این نتیجه رسیدند که بین متغیرهای کلان اقتصادی (معیار بازار کار، معیار تولید و اقتصاد واقعی، معیار قیمت‌ها، معیار شرایط مالی و نرخ‌های تسعیر) و سود آتی حسابداری رابطه معنی‌داری وجود دارد، اما نوع این ارتباط در دوره‌های زمانی مختلف متفاوت است.

 

3- تدوین فرضیه‌های تحقیق

با توجه به ارتباط نظری میان استقرار نظام یارانه مستقیم و شاخص‌های سودآوری˛ که در چارچوب نظریه اقتصاد سیاسی (به شرح بخش 2-3) مطرح گردید، فرضیه‌های تحقیق حاضر به شرح زیر تدوین می‌گردد:

• نرخ بازده فروش، در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم کاهش یافته است.
• نرخ بازده دارایی، در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم کاهش یافته است.
• نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم کاهش یافته است.

 

 

4- روش تحقیق

تحقیق حاضر، از نظر هدف یک تحقیق کاربردی است زیرا نتایج حاصل از آن توسط نهادهای قانون‌گذار در حرفه حسابداری (مانند سازمان حسابرسی و سازمان بورس اوراق بهادار تهران) مورد استفاده قرار می‌گیرد. تحقیق حاضر همچنین از نظر ماهیت یک تحقیق توصیفی از نوع همبستگی است. در تحقیق حاضر به منظور گردآوری اطلاعات از اسناد و مدارک مربوط به اعضای نمونه شامل: مجموعه صورت‌های مالی آنها (صورت‌های مالی اساسی و یادداشت‌های توضیحی) استفاده شده است. همچنین لازم به توضیح است که این اطلاعات نیز از طریق پایگاه اینترنتی بورس اوراق بهادار تهران و سامانه کدال استخراج شده‌اند.

 

4-1- جامعه و نمونه تحقیق

به منظور تعیین جامعه آماری در تحقیق حاضر از روش حذف سیستماتیک استفاده شده است و به منظور افزایش اعتبار یافته‌ها و کاهش خطای نوع اول و نوع دوم بصورت توأم، از کل جامعه آماری بعنوان نمونه در بازه زمانی 1385 الی 1397 استفاده شده است. جدول 1 مشروح تعیین جامعه آماری تحقیق را نشان می‌دهد.

 

جدول 1: غربالگری جامعه آماری (نمونه‌گیری در تحقیق حاضر)

تعداد کل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس در پایان سال 1397	488
معیارها:
تعداد شرکت‌هایی که بطور مستمر در قلمرو زمانی 97-85 در بورس فعال نبوده‌اند	(170)
تعداد شرکت‌هایی بعد از سال 85 در بورس پذیرفته شده‌اند	(34)
تعداد شرکت‌هایی که جز هلدینگ، سرمایه‌گذاری‌ها، واسطه‌گری‌های مالی، بانک‌ها و یا لیزینگ‌ها بوده‌اند	(50)
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی تحقیق تغییر سال مالی داده و یا سال مالی آن منتهی به پایان اسفند نمی‌باشد	(52)
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی تحقیق اطلاعات مورد آن‌ها در دسترس نمی‌باشد	(14)
تعداد شرکت‌های نمونه	168

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2- مدل‌ها و متغیرهای تحقیق

به منظور انجام آزمون‌های تجربی در تحقیق حاضر از روش رگرسیون چندگانه (روش حداقل مربعات یا LS) استفاده شده است، که علت استفاده از این روش ماهیت کمی و پیوسته متغیرهای وابسته تحقیق (شاخص‌های سودآوری) می‌باشد. در روابط 1 و 2 و 3، پارامتر B1 نشان‌دهنده تأثیر متغیر مصنوعی استقرار نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری می‌باشد. چنانچه پس از برآورد این مدل‌ها، پارامتر B1 منفی و معنادار باشد، شواهدی مبنی بر تأثیر کاهنده استقرار نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری بدست خواهد آمد و فرضیه‌های تحقیق تائید خواهد شد.

• رابطه 1) مدل مربوط به آزمون فرضیه اول تحقیق:

a +β1 Ds i,t +β2 Size i,t + β3 LEVi,t +β4 REC i,t + β5 CUR i,t + β6 CFO i,t-1 + β7 EMP i,t + β8 AGE i,t +β9 LOSS i,t + ΣIndustryDum+ ΣYearDum+£

ROS i,t =

• رابطه 2) مدل مربوط به آزمون فرضیه دوم تحقیق:

a +β1 Ds i,t +β2 Size i,t + β3 LEVi,t +β4 REC i,t + β5 CUR i,t + β6 CFO i,t-1 + β7 EMP i,t + β8 AGE i,t +β9 LOSS i,t + ΣIndustryDum+ ΣYearDum+£

ROA i,t =

• رابطه 3) مدل مربوط به آزمون فرضیه سوم تحقیق:

a +β1 Ds i,t +β2 Size i,t + β3 LEVi,t +β4 REC i,t + β5 CUR i,t + β6 CFO i,t-1 + β7 EMP i,t + β8 AGE i,t +β9 LOSS i,t + ΣIndustryDum+ ΣYearDum+£ (3)

ROE i,t =

 

4-2-1- متغیرهای تحقیق و نحوه اندازه‌گیری آنها

طبقه‌بندی و تعریف عملیاتی متغیرها (نحوه اندازه‌گیری متغیرها) در تحقیق حاضر به شرح جدول 2 می‌باشد.

جدول 2: طبقه‌بندی و تعریف عملیاتی متغیرهای تحقیق

متغیر	تعریف
متغیرهای وابسته:
ROS i,t	عبارت است از نسبت سود خالص شرکت در دوره t تقسیم بر جمع فروش شرکت.
ROA i,t	عبارت است از نسبت سود خالص شرکت در دوره t تقسیم بر جمع فروش شرکت.
ROE i,t	عبارت است از نسبت سود خالص شرکت در دوره t تقسیم بر جمع فروش شرکت.
متغیر مستقل (آزمون):
DS i,t	عبارت است از متغیر مصنوعی استقرار نظام یارانه مستقیم که در سال‌های بعد از اجرای طرح هدفمندسازی یارانه‌ها برابر با یک و در سال‌های قبل از آن برابر با صفر می‌باشد.
متغیرهای کنترلی:
SIZEi,t	عبارت است از اندازه شرکت (لگاریتم طبیعی ارزش دفتری کل دارایی‌های شرکت).
LEVi,t	عبارت است از نسبت بدهی (کل بدهی تقسیم بر کل دارایی‌ها).
REC i,t	عبارت است از نسبت حساب‌های دریافتنی تقسیم بر کل دارایی‌ها.
CUR i,t	عبارت است از نسبت جاری (دارایی‌های جاری تقسیم بر بدهی جاری).
CFO i,t	عبارت است از نسبت جریان نقد عملیاتی به ارزش دفتری کل دارایی‌ها.
EMPi,t	عبارت است از لگاریتم طبیعی تعداد کارکنان شرکت i در دوره t.
Agei,t	عبارت است از سن شرکت (تعداد سال‌های فعالیت شرکت i در دوره t).
Lossi,t	عبارت است از متغیر مصنوعی زیان ده بودن شرکت i در دوره t (چنانچه شرکت i در دوره t زیان ده باشد، برابر با یک و در غیر این صورت برابر با صفر می‌باشد).

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2-2- استقرار نظام یارانه مستقیم (متغیر آزمون)

متغیر آزمون در پژوهش حاضر استقرار نظام یارانه مستقیم می‌باشد که به منظور عملیاتی نمودن آن به سال‌های اجرای سیاست هدفمندسازی یارانه‌ها توجه شده است. سیاست هدفمندسازی یارانه‌ها از تاریخ 27 آذر 1389 اجرا شده است؛ بنابراین نظام یارانه مستقیم از ابتدای سال 1390 در کشور ایران اجرایی شده است. از این رو متغیر مصنوعی نظام یارانه مستقیم برای سال‌های 1390 الی 1397 در ارتباط با تمام شرکت‌های نمونه برابر یک و برای سال‌های 1385 الی 1388 در ارتباط با تمام شرکت‌های نمونه برابر با صفر مد نظر قرار گرفته است. همچنین سال 1389 نیز بعنوان سال خنثی مد نظر قرار گرفته و از تحلیل‌های تجربی حذف شده است. لازم به ذکر است که محمد رضایی و همکاران (1397)، دمتریس (2013)، پرسادیس و همکاران (2016) نیز در تحقیقات خود به منظور عملیاتی نمودن متغیرهای کلان (نظیر وقوع بحران اقتصادی و رکود تورمی)، از یک متغیر ساختگی (مصنوعی) بر حسب سال وقوع این متغیرها استفاده کرده‌اند.

 

4-2-3- متغیرهای کنترلی و دلایل انتخاب آنها

پژوهش‌های قبلی انجام شده در حوزه شاخص‌های سودآوری (مانند تهرانی و همکاران،1388؛ تیموری وهمکاران،1397)، نشان داده‌اند که سودآوری شرکت تحت تأثیر عوامل مختلفی همچون: اندازه شرکت، نسبت دریافتنی‌ها، نسبت جریان نقد عملیاتی، نسبت جاری، نسبت بدهی، تعداد کارکنان، سن شرکت و غیره قرار می‌گیرد. به همین دلیل در پژوهش حاضر متغیرهای فوق در راستای برآورد مدل اصلی پژوهش مورد کنترل قرار گرفته‌اند. کنترل متغیرهای فوق در مدل اصلی پژوهش، علاوه بر برآورد صحیح مدل و رفع تورش ناشی از متغیرهای حذف شده، به کاهش و رفع برخی از تفسیرهای جایگزین (رقیب) مرتبط با پژوهش کمک می‌کند.

 

 

5- یافته‌های تحقیق

5-1- آمار توصیفی

در این بخش از تحقیق به ارائه آمار توصیفی در ارتباط متغیرهای تحقیق، ماتریس همبستگی میان متغیرها˛ بررسی مانایی متغیرهای تحقیق و بررسی نرمال بودن متغیر وابسته تحقیق پرداخته می‌شود. جدول 3 تحت عنوان آمار توصیفی نشان‌دهنده مهمترین شاخص‌های مرکزی و پراکندگی شامل: میانگین، میانه، بیشترین مقدار، کمترین مقدار، انحراف استاندارد و تعداد مشاهدات در ارتباط با متغیرهای تحقیق می‌باشد. با توجه به جدول 3 آماره میانگین در ارتباط با متغیر DS نشان می‌دهد که 61 درصد مشاهدات (سال-شرکت) تحقیق متعلق به دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم است. آماره میانگین در ارتباط با متغیر ROS نشان می‌دهد که بطور میانگین سود خالص شرکت‌های نمونه در دوره زمانی تحقیق، 15 درصد مبلغ فروش آنها است. آماره میانگین در ارتباط با متغیر ROA نشان می‌دهد که بطور میانگین سود خالص شرکت‌های نمونه در دوره زمانی تحقیق، 10 درصد ارزش دفتری دارایی‌های آنها است. آماره میانگین در ارتباط با متغیر ROE نشان می‌دهد که بطور میانگین سود خالص شرکت‌های نمونه در دوره زمانی تحقیق، 23 درصد ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام آنها است. آماره میانگین در ارتباط با متغیر LIQ نشان می‌دهد که بطور میانگین ارزش دفتری دارایی‌های جاری شرکت‌های نمونه 1.33 برابر ارزش دفتری بدهی‌های جاری آنها است. آماره میانگین در ارتباط با متغیر LEV نشان می‌دهد که بطور میانگین ارزش دفتری بدهی‌های شرکت‌های نمونه تحقیق 62 درصد ارزش دفتری دارایی‌های آنها است. آماره میانگین، در ارتباط با متغیر REC نشان می‌دهد که بطور میانگین 24 درصد از ارزش دفتری دارایی‌های شرکت از حساب‌های دریافتنی تشکیل شده‌اند. آماره میانگین، در ارتباط با متغیر CUR نشان می‌دهد که بطور میانگین در دوره زمانی تحقیق، ارزش دفتری دارایی‌های جاری شرکت‌های نمونه، 1.43 برابر ارزش دفتری بدهی‌های جاری آنها است. آماره میانگین، در ارتباط با متغیر CFO نشان می‌دهد که بطور میانگین در دوره زمانی تحقیق، جریان نقد عملیاتی شرکت‌های نمونه، 12 درصد ارزش دفتری دارایی‌های آنها است. آماره میانگین در ارتباط با متغیر مصنوعی LOSS نشان می‌دهد که 11 درصد شرکت‌های نمونه در دوره زمانی تحقیق متحمل زیان شده‌اند (یعنی در سطر آخر صورت سود و زیان خود، زیان خالص گزارش نموده‌اند).

یکی از پیش‌فرض‌های مدل رگرسیون خطی عدم وجود همبستگی شدید میان جملات توضیحی (متغیرهای مستقل و کنترلی) آن بصورت جفتی می‌باشد (افلاطونی،1392). با توجه به جدول 4 همانطور که ملاحظه می‌گردد ضریب همبستگی میان تمام متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) تحقیق که در یک مدل بطور همزمان تصریح شده‌اند، کمتر از 60 درصد می‌باشد. بنابراین مشکل همبستگی شدید میان جملات توضیحی تحقیق وجود ندارد و پیش‌فرض عدم وجود همبستگی شدید میان جملات توضیحی مدل‌های تحقیق تأیید می‌شود و می‌توان در مدل‌های رگرسیون تحقیق از این متغیرها بطور همزمان بعنوان متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) استفاده نمود.

به منظور بررسی مانایی متغیرهای تحقیق از آزمون ریشه واحد هادری استفاده شده است. با توجه به جدول 5 همانطور که ملاحظه می‌گردد سطح معنی‌داری آماره Z آزمون هادری˛ برای تمام متغیرهای تحقیق کمتر از 5 درصد می‌باشد و این شواهد نشان می‌دهد که مشکل ریشه واحد برای هیچ یک از متغیرها وجود ندارد. از این رو می‌توان ادعا نمود که تمام متغیرها مورد استفاده در مدل‌های رگرسیونی تحقیق در بازه زمانی تحقیق، مانا (ایستا) هستند.

همچنین به منظور بررسی نرمال بودن داده‌های مربوط به متغیرهای وابسته تحقیق از آزمون جارکو-برا استفاده شده است. با توجه به جدول 6 همانطور که ملاحظه می‌گردد سطح معنی‌داری آماره جارکو برا در ارتباط با معیارهای اندازه‌گیری سودآوری شرکت (شاخص‌های سودآوری ROS و ROA و ROE) کوچکتر از 5 درصد است. این یافته‌ها نشان می‌دهد که توزیع داده‌های مربوط به متغیرهای وابسته نرمال نیست. با این وجود طبق قضیه حد مرکزی˛ به دلیل زیاد بودن حجم داده‌ها (2184 سال-شرکت) نرمال نبودن متغیر وابسته مشکل خاصی را در روند تحلیل و بکارگیری روش رگرسیون خطی (LS) ایجاد نمی‌کند.

 

جدول 3: آمار توصیفی برای متغیرهای تحقیق

تعداد مشاهدات	انحراف استاندارد	کمترین مقدار	بیشترین مقدار	میانه	میانگین	نماد	متغیر
2184	0/727	-3/425	31/412	0/113	0/150	ROSi,t	نرخ بازده فروش شرکت i در دوره t
2184	0/136	-1/063	0/639	0/092	0/106	ROAi,t	نرخ بازده دارایی‌های شرکت i در دوره t
2184	1/784	-72/696	19/610	0/269	0/234	ROE i,t	نرخ بازده حقوق صاحبان سهام شرکت i در دوره t
2184	0/487	0/000	1/000	1/000	0/615	DSi,t	متغیر مصنوعی استقرار نظام یارانه مستقیم
2184	1/496	9/821	19/774	13/620	13/769	SIZEi,t	اندازه شرکت i در دوره t
2184	1/097	0/061	4/00	0/59	0/62	LEVi,t	نسبت بدهی شرکت i در دوره t
2184	0/172	0/000	0/928	0/219	0/243	RECi,t	نسبت حساب‌های دریافتنی شرکت i در دوره t
2184	1/016	0/164	13/151	1/235	1/435	CURi,t	نسبت جاری شرکت i در دوره t
2184	0/137	-0/460	1/823	0/106	0/124	CFOi,t	نسبت جریان نقد عملیاتی شرکت i در دوره t
2184	1/030	3/135	10/127	5/961	6/119	EMPi,t	لگاریتم طبیعی تعداد کارکنان شرکت i در دوره t
2184	0/437	1/386	4/205	3/638	3/504	Agei,t	سن شرکت i در دوره t
2184	0/321	0/000	1/000	0/000	0/116	Lossi,t	متغیر مصنوعی زیان ده بودن شرکت i در دوره t

منبع: یافته‌های پژوهشگر

جدول 4: ماتریس همبستگی میان متغیرهای مستقل تحقیق

متغیر

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

1-ROS

1/00

سطح معنی‌داری

-----

2-ROA

0/28

1/00

سطح معنی‌داری

0/00

-----

3-ROE

0/04

0/14

1/00

سطح معنی‌داری

0/07

0/00

-----

4-DS

-0/02

-0/11

-0/04

1/00

سطح معنی‌داری

0/43

0/00

0/06

-----

5-SIZE

0/02

0/03

0/01

0/30

1/00

سطح معنی‌داری

0/30

0/19

0/69

0/00

-----

6-LEV

-0/22

-0/45

-0/03

0/06

0/05

1/00

سطح معنی‌داری

0/00

0/00

0/17

0/00

0/02

-----

7-REC

-0/01

-0/08

0/00

0/12

0/02

-0/11

1/00

سطح معنی‌داری

0/50

0/00

0/89

0/00

0/36

0/00

-----

8-CUR

0/18

0/38

0/03

0/07

-0/12

-0/42

0/09

1/00

سطح معنی‌داری

0/00

0/00

0/15

0/00

0/00

0/00

0/00

-----

9-CFO

0/10

0/49

0/05

-0/09

0/05

-0/18

-0/20

0/09

1/00

سطح معنی‌داری

0/00

0/00

0/02

0/00

0/03

0/00

0/00

0/00

-----

10-EMP

-0/05

-0/04

-0/03

-0/02

0/58

-0/19

-0/01

-0/21

0/04

1/00

سطح معنی‌داری

0/02

0/07

0/23

0/34

0/00

0/00

0/68

0/00

0/04

-----

11-AGE

-0/01

-0/09

-0/01

0/24

0/18

0/02

0/08

0/07

-0/11

0/09

1/00

سطح معنی‌داری

0/72

0/00

0/63

0/00

0/00

0/35

0/00

0/00

0/00

0/00

-----

12-LOSS

-0/20

-0/56

-0/12

0/10

0/01

0/16

-0/01

-0/15

-0/19

0/01

0/07

1/00

سطح معنی‌داری

0/00

0/00

0/00

0/00

0/79

0/00

0/81

0/00

0/00

0/63

0/00

-----

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

 

 

جدول 5: بررسی مانایی متغیرهای تحقیق (آزمون ریشه واحد هادری)

نتیجه	مقایسه با 5 درصد	سطح معنی‌داری	آماره Z	نماد	متغیر
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	20	ROS i,t	نرخ بازده فروش شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	14	ROA i,t	نرخ بازده دارایی‌های شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	1.92	ROE i,t	نرخ بازده حقوق صاحبان سهام شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	30	DS i,t	متغیر مصنوعی استقرار نظام یارانه مستقیم
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	30	SIZEi,t	اندازه شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	18	LEVi,t	نسبت بدهی شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	15	REC i,t	نسبت حساب‌های دریافتنی شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	19	CUR i,t	نسبت جاری شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	11	CFO i,t	نسبت جریان نقد عملیاتی شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	24	EMPi,t	لگاریتم طبیعی تعداد کارکنان شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	32	Agei,t	سن شرکت i در دوره t
متغیر مانا است	کوچکتر	0/00	8.36	Lossi,t	متغیر مصنوعی زیان ده بودن شرکت i در دوره t

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 6: یافته‌های حاصل از آزمون جارکو-برا به منظور بررسی نرمال بودن متغیر وابسته مدیریت سود (EM)

نتیجه آزمون	مقایسه با 0.05	سطح معنی‌داری	آماره جارکو برا	نماد	متغیر
نرمال نیست	کوچکتر	0/00	19/25	ROS i,t	نرخ بازده فروش شرکت i در دوره t
نرمال نیست	کوچکتر	0/00	18/88	ROA i,t	نرخ بازده دارایی‌های شرکت i در دوره t
نرمال نیست	کوچکتر	0/00	20/45	ROE i,t	نرخ بازده حقوق صاحبان سهام شرکت i در دوره t

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

5-2- آمار استنباطی

5-2-1- تعیین شیوه برآورد مدل‌های تحقیق

با توجه به جدول 7 همانطور که ملاحظه می‌گردد سطح معنی آماره F لیمر در ارتباط با مدل‌های تحقیق برابر با صفر می‌باشد که این مقدار کمتر از 5 درصد است بنابراین روش مناسب به منظور برآورد مدل‌های تحقیق˛ روش پانل می‌باشد از سوی دیگر سطح معنی‌داری آماره هاسمن در ارتباط با مدل‌های تحقیق نیز برابر با صفر می‌باشد که این مقدار نیز کمتر از 5 درصد می‌باشد بنابراین روش نهایی به منظور برآورد مدل‌های تحقیق روش پانل-اثرات ثابت می‌باشد.

 

جدول 7- یافته‌های حاصل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن

مدل/آزمون	1	2	3
آماره F آزمون لیمر	2/12	6/86	12/200
سطح معنی‌داری	0/00	0/00	0/00
مقایسه با 5 درصد	کوچکتر	کوچکتر	کوچکتر
نتیجه (روش برآورد مدل)	پانل (ترکیبی)	پانل (ترکیبی)	پانل (ترکیبی)
آماره Chi-Sq آزمون هاسمن	315	228	158
سطح معنی‌داری	0/00	0/00	0/00
مقایسه با 5 درصد	کوچکتر	کوچکتر	کوچکتر
نتیجه آزمون هاسمن (روش برآورد مدل)	اثرات ثابت	اثرات ثابت	اثرات ثابت
نتیجه نهایی (روش نهایی برآورد مدل‌های تحقیق)	پانل-اثرات ثابت	پانل-اثرات ثابت	پانل-اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

5-2-2- بررسی تأثیر استقرار نظام یارانه مستقیم بر شاخص‌های سودآوری

جدول 8 یافته‌های حاصل از برآورد مدل‌های تحقیق را نشان می‌دهد. به منظور آزمون فرضیه پژوهش از رگرسیون OLS استفاده شده است. داده‌های مربوط به متغیرهای پیوسته در راستای کاهش تأثیر داده‌های پرت در سطح 0.01، Winsorising شده‌اند. خطاهای استاندارد را با استفاده از روش White – Huber تصحیح شده‌اند تا مشکل ناهمسانی واریانس خطاها برطرف شود. آماره DW نیز در ارتباط با مدل‌های برآورد شده بین 1.5 تا 2.5 قرار دارد و این موضوع نشان می‌دهد مشکل خودهمبستگی مرتبه اول بین خطاهای مدل‌های برآورد شده وجود ندارد. سطح معنی‌داری آماره BG(بروش-گادفری) نیز بیش از 5 درصد است (P-Value>0.05). این یافته‌ها نشان می‌دهد مشکل خودهمبستگی مرتبه دوم نیز بین خطاهای مدل‌های برآورد شده وجود ندارد. معنی‌دار بودن آماره جارکو-برا (JB) در ارتباط با مدل‌های برآورد شده در سطح 5 درصد تأیید می‌شود (P-Value<0.05). این یافته‌ها نشان می‌دهد که باقیمانده‌های مدل‌های برآورد شده از توزیع نرمال تبعیت نمی‌کنند با این حال به دلیل بالا بودن حجم داده‌ها و طبق قضیه حد مرکزی نرمال نبودن داده‌ها مشکلی را در روند تحلیل ایجاد نمی‌کند. معنی‌دار بودن آماره وایت (white) در سطح 0.05 رد می‌شود (P-Value). این یافته‌ها نشان می‌دهد که خطاهای مربوط به مدل‌های برآورد شده از ناهمسان بودن واریانس برخوردار نیستند.

در جدول 8 متغیر وابسته سودآوری شرکت است، که با استفاده از معیارهای ROS,ROA,ROE اندازه‌گیری شده است. متغیر مستقل نیز استقرار یا پیاده‌سازی نظام یارانه مستقیم ( (DSمی‌باشد. همانطور که ملاحظه می‌گردد متغیر آزمون DS بطور منفی و معنی‌داری با معیارهای سودآوری شرکت شامل: ROS,ROA,ROE مرتبط می‌باشد، زیرا سطح معنی‌داری (p-value) ضریب متغیر DS در ارتباط با تمام مدل‌های برآورد شده در سطوح 0.01 و 0.05 و 0.10 معنی‌دار است. یافته‌های فوق شواهدی را در راستای تأیید فرضیه پژوهش فراهم می‌نماید و نشان می‌دهد که سطح سودآوری شرکت‌های نمونه بطور معنی‌داری بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم (بعد از دوره هدفمندسازی یارانه‌ها) کاهش یافته است. یافته‌های فوق با نظریه اقتصاد سیاسی مطابق می‌باشد زیرا طبق نظریه اقتصاد سیاسی سیاست‌های کلان اقتصادی بر رفتار شرکت‌ها در حوزه‌های مختلف (از جمله سودآوری شرکت) تأثیرگذار می‌باشد.

 

جدول 8: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 1 به شیوه پانل-اثرات ثابت/متغیر وابسته: شاخص‌های سودآوری (ROS,ROA,ROE)

نرخ بازده فروش (ROS)		نرخ بازده دارایی (ROA)		نرخ بازده حقوق صاحبان سهام (ROE)		رابطه مورد انتظار	متغیر
سطح معنی‌داری	ضریب	سطح معنی‌داری	ضریب	سطح معنی‌داری	ضریب
0/000	0/559	0/000	-0/067	0/000	1/019		عرض از مبدأ
0/044	-0/011	0/000	-0/023	0/010	-0/025	-	استقرار نظام یارانه مستقیم
0/000	0/040	0/000	0/012	0/000	0/026	+	اندازه شرکت
0/000	-0/042	0/000	-0/037	0/008	-0/022	-	نسبت بدهی
0/218	0/019	0/633	0/004	0/148	0/038	+	نسبت دریافتنی‌ها
0/000	0/023	0/000	0/015	0/000	0/051	+	نسبت جاری
0/000	0/090	0/000	0/300	0/000	0/139	+	نسبت جریان نقد عملیاتی
0/000	-0/050	0/000	-0/012	0/017	-0/031	?	لگاریتم تعداد کارکنان شرکت
0/000	-0/211	0/035	-0/007	0/000	-0/268	?	سن شرکت
0/000	-0/247	0/000	-0/150	0/000	-0/379	-	متغیر مصنوعی زیان ده بودن
yes		yes		yes		متغیر مصنوعی نوع صنعت
yes		yes		yes		متغیر مصنوعی نوع سال
2181		2181		2181		تعداد مشاهدات
40/94 *		366 *		26/12 *		آماره فیشر
0/76		0/6		0/66		ضریب تعیین تعدیل شده
1/6		1/7		1/6		آماره دوربین واتسون
14/22		10/85		9/54		آماره جارکو-برا
15/31		193		18/36		آماره بروش-گادفری
3/39		13/97		1/84		آماره وایت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6- آزمون‌های پشتیبان اضافی

کاهش سودآوری شرکت‌ها و بنگاه‌های اقتصادی، در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم، می‌تواند دارای پیامدهای مختلفی از جمله مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی باشد. بر اساس دیدگاه فرصت‌طلبی در تئوری‌های اثباتی حسابداری، مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، بعنوان یک اقدام مدیریتی در راستای تخریب منافع سهامداران محسوب می‌شود که کیفیت اطلاعات حسابداری (اطلاعات سود حسابداری) را نیز خدشه‌دار می‌کند. از این رو در تحقیق حاضر بعنوان یک آزمون پشتیبان که نتایج تحقیق را مورد تقویت قرار می‌دهد، تأثیر تجربی استقرار نظام یارانه مستقیم بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی مورد بررسی قرار گرفته است. به منظور اندازه‌گیری متغیر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، از معیارهای اقلام تعهدی اختیاری استفاده شده که بر اساس مدل‌های اسلوان و همکاران (1995)، کازنیک (1999)، کوتاری و همکاران (2005)، اندازه‌گیری شده است. به منظور بررسی تجربی تأثیر متغیر مصنوعی استقرار نظام یارانه مستقیم (DS)، بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی (EM)، از روش رگرسیون خطی چندگانه (OLS)، به شیوه پانل-اثرات ثابت (Fixed-Effect) استفاده شده است. یافته‌های حاصل از بررسی تأثیر تجربی متغیر مصنوعی استقرار نظام یارانه مستقیم، بر معیارهای اقلام تعهدی اختیاری، در جدول 10 ارائه شده است. در این جدول متغیر وابسته مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی (EM) است که با استفاده از معیارهای جایگزین، EMS،EMKZ،EMKO، عملیاتی شده است. متغیر مستقل جدول نیز نظام یارانه مستقیم ( (DSمی‌باشد. همانطور که ملاحظه می‌گردد متغیر آزمون DS بطور مثبت و معنی‌داری با معیارهای مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی شامل: EMS،EMKZ،EMKO، مرتبط می‌باشد زیرا سطح معنی‌داری (p-value) ضریب متغیر DS در ارتباط با تمام مدل‌های برآورد شده در سطوح 0.01 و 0.05 و 0.10 معنی‌دار است. یافته‌های فوق شواهدی را در راستای تأیید فرضیه پژوهش فراهم می‌نماید و نشان می‌دهد که اقلام تعهدی اختیاری شرکت‌های نمونه بطور معنی‌داری بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم (بعد از دوره هدفمندسازی یارانه‌ها) افزایش یافته است. یافته‌های فوق با نظریه اقتصاد سیاسی مطابق می‌باشد زیرا طبق نظریه اقتصاد سیاسی سیاست‌های کلان اقتصادی بر رفتار شرکت‌ها در حوزه‌های مختلف (از جمله گزارشگری مالی) تأثیرگذار می‌باشد. یافته‌های پژوهش حاضر با یافته‌های بدست آمده از پژوهش‌های محمد رضایی و همکاران،1397؛ احمد و همکاران،2007؛ کاسنیدس و همکاران، 2016 مطابقت دارد و نشان می‌دهد که سیاست‌های کلان اقتصادی کشور، می‌تواند مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی را تحت تأثیر قرار دهد.

رابطه 5 (مدل مربوط به بررسی تأثیر استقرار نظام یارانه مستقیم بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی)

a +β1 Ds i,t +β2 Size i,t + β3CASHi,t +β4 Liq i,t + β5 LEV i,t + β6 MTB i,t-1 + β7 Ope i,t + β8 OI i,t +β9 ROA i,t +β10 SG i,t +β11 Audit i,t +β12 Age i,t +β13 Sub i,t + ΣIndustryDum+ ΣYearDum+£

EMi,t =

 

جدول 9: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 5 به شیوه پانل-اثرات ثابت/متغیر وابسته: مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی (EM)

مدیریت سود مبتنی بر مدل کوتاری		مدیریت سود مبتنی بر مدل کازنیک		مدیریت سود مبتنی بر مدل اسلوان		رابطه مورد انتظار	متغیر
سطح معنی‌داری	ضریب	سطح معنی‌داری	ضریب	سطح معنی‌داری	ضریب
0/000	0/190	0/042	0/080	0/000	0/236		عرض از مبدأ
0/000 *	0/002	0/000 *	0/002	0/000 *	0/005	+	استقرار نظام یارانه مستقیم
0/000	0/020	0/000	0/015	0/000	0/026	+	اندازه شرکت
0/000	0/042	0/485	0/028	0/583	0/028	+	نسبت وجه نقد به کل دارایی
0/264	0/054	0/000	0/028	0/000	0/030	+	نسبت جاری
0/000	0/029	0/000	0/078	0/000	0/100	+	نسبت بدهی
0/000	0/089	0/014	0/002	0/511	0/001	+	نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری
0/114	0/002	0/054	0/116	0/651	-0/033	?	نسبت هزینه‌های عملیاتی به کل دارایی
0/876	-0/010	0/450	-0/013	0/000	0/077	+	نسبت سود (زیان) عملیاتی به فروش
0/004	-0/059	0/069	-0/046	0/002	-0/088	-	نرخ بازده دارایی
0/088	-0/048	0/013	0/010	0/005	0/013	+	نرخ رشد فروش
0/299	0/005	0/014	0/006	0/145	0/004	-	متغیر مصنوعی نوع حسابرس
0/928	0/000	0/000	0/003	0/006	0/003	?	سن شرکت
0/036	0/002	0/452	0/004	0/416	-0/006	?	متغیر مصنوعی فرعی بودن
yes		yes		yes		متغیر مصنوعی نوع صنعت
yes		yes		yes		متغیر مصنوعی نوع سال
5/83 *		8/2 *		26/12 *		آماره فیشر
0/09		0/41		0/66		ضریب تعیین تعدیل شده
1/68		1/6		1/6		آماره دوربین واتسون
19/08		21/48		17/12		آماره جارکو-برا
0/16		0/47		0/32		آماره بروش-گادفری
1/53		1/78		1/89		آماره وایت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 9 نشان‌دهنده برآورد رابطه 5 برای بررسی تأثیر نظام یارانه مستقیم بر معیارهای مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی می‌باشد. متغیرهای پیوسته در سطح 0.01 وینزورایز شده‌اند. * و **و *** به ترتیب نشان‌دهنده معنی‌دار بودن ضرایب متغیرها در سطح 0.01 و 0.05 و 0.10 می‌باشد. متغیرهای liq و MTB و OPE و OI و SG و Audit و sub به ترتیب نشان‌دهنده متغیرهای کنترلی نسبت جاری، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری، نسبت هزینه‌های عملیاتی به جمع دارایی‌ها، نسبت سود (زیان) عملیاتی به فروش، نرخ رشد فروش، متغیر مصنوعی اندازه حسابرس (چنانچه سازمان حسابرسی، حسابرس شرکت باشد برابر با یک و در غیر اینصورت برابر با صفر) و متغیر مصنوعی فرعی بودن شرکت هستند. سایر متغیرهای کنترلی در جدول 2 بصورت عملیاتی تعریف شده‌اند.

 

7- بحث و نتیجه‌گیری

در تحقیق حاضر به بررسی تجربی اثر استقرار نظام یارانه مستقیم بر سودآوری شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته شد. نظام یارانه مستقیم از طریق فشار هزینه˛ می‌تواند سودآوری و توان رقابت بنگاه‌های اقتصادی را تحت تأثیر قرار دهد˛ از این رو به لحاظ نظری چنین استنباط می‌شود که در اثر فشار هزینه ناشی از هدفمندسازی یارانه‌ها، در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم، سودآوری شرکت‌ها کاهش یافته است. استدلال فوق توسط نظریه اقتصاد سیاسی مورد پشتیبانی قرار می‌گیرد. نظریه اقتصاد سیاسی بیان می‌کند که اجرای یک سیاست کلان اقتصادی (نظیر هدفمندسازی یارانه‌ها) می‌تواند از پیامدهای اقتصادی و اجتماعی برخوردار باشد؛ بنابراین چنانچه کاهش سودآوری بنگاه‌های اقتصادی را بعنوان پیامد ناشی از اجرای سیاست استقرار نظام یارانه مستقیم مد نظر قرار دهیم˛ می‌توانیم چنین استدلال کنیم که استقرار نظام یارانه مستقیم موجب کاهش سطح سودآوری شرکت‌ها شده است. با توجه به استدلال فوق پرسش پژوهشی تحقیق حاضر این است که آیا به لحاظ تجربی˛ سودآوری شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران (TSE) در سال‌های بعد از اجرای نظام یارانه مستقیم کاهش یافته است یا خیر.

در راستای پاسخ‌گویی به پرسش فوق˛ تعداد 168 شرکت از بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1385 الی 1397 بعنوان نمونه تحقیق انتخاب شدند˛ و با استفاده از روش رگرسیون خطی چندگانه به شیوه پانل-اثرات ثابت ˛ اثر نظام یارانه مستقیم بر سودآوری شرکت مورد بررسی قرار گرفت. یافته‌های حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد که متغیر مستقل نظام یارانه مستقیم بطور معکوس و معنی‌داری با شاخص‌های سودآوری شرکت (ROS,ROA,ROE) مرتبط می‌باشد.

با توجه به یافته‌های تحقیق حاضر می‌توان چنین نتیجه‌گیری نمود که استقرار نظام یارانه مستقیم (هدفمندسازی یارانه‌ها) در کشور ایران، موجب شوک ناشی از فشار هزینه بر تولیدکنندگان شده است و این موضوع موجب شده است تا سودآوری بنگاه‌های اقتصادی کشور کاهش یابد. طبق تئوری‌های اثباتی حسابداری، وقوع ضعف در سودآوری بنگاه‌های اقتصادی، می‌تواند موجب ترویج رفتارهای فرصت‌طلبانه‌ای همچون مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی توسط مدیریت شرکت می‌شود. از این رو استدلال دیگری که می‌توان بر اساس نظریه‌های اثباتی حسابداری و نظریه اقتصاد سیاسی مطرح نمود این است که استقرار نظام یارانه مستقیم، علاوه بر کاهش سودآوری شرکت‌ها، موجب افزایش مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی شده است. یافته‌های حاصل از بررسی‌های انجام شده در بخش آزمون‌های پشتیبان اضافی نشان می‌دهد که متغیر مستقل نظام یارانه مستقیم، بطور مثبت و معنی‌داری با معیارهای مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی مرتبط می‌باشد؛ بنابراین می‌توان چنین نتیجه‌گیری نمود که استقرار نظام یارانه مستقیم (هدفمندسازی یارانه‌ها) در کشور ایران، موجب شوک ناشی از فشار هزینه بر تولیدکنندگان، کاهش سودآوری و افزایش مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی در ارتباط با این شرکت‌ها شده است. به همین دلیل میزان اقلام تعهدی اختیاری شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم افزایش یافته است.

یافته‌های و نتایج تحقیق حاضر با نظریه اقتصاد سیاسی مطابق می‌باشد زیرا طبق نظریه اقتصاد سیاسی سیاست‌های کلان اقتصادی بر رفتار شرکت‌ها در حوزه‌های مختلف (از جمله سودآوری و اقداماتی همچون مدیریت سود) تأثیرگذار می‌باشد. یافته‌های پژوهش حاضر با یافته‌های بدست آمده از پژوهش‌های محمد رضایی وهمکاران،1397؛ احمد و همکاران،2007؛ کاسنیدس و همکاران، 2016 مطابقت دارد و نشان می‌دهد که سیاست‌های کلان اقتصادی کشور˛ می‌تواند سودآوری و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی را تحت تأثیر قرار دهد.

با توجه به یافته‌ها و نتایج تحقیق حاضر پیشنهادات کاربردی زیر به استفاده‌کنندگان از نتایج تحقیق حاضر ارائه می‌شود:

• به تمام وزارتخانه‌ها و مؤسسات دولتی پیشنهاد می‌شود تا در راستای تدوین سیاست‌های کلان اقتصادی نظیر هدفمندسازی یارانه‌ها به پیامدهای منفی این سیاست‌ها نیز توجه نمایند؛ زیرا طبق شواهد بدست آمده در تحقیق حاضر، در دوره بعد از استقرار نظام یارانه مستقیم، سطح سودآوری شرکت‌ها کاهش و میزان اقلام تعهدی اختیاری آنها افزایش یافته است که این موضوع موجب کاهش منافع سهامداران و کاهش شفافیت اطلاعاتی در جامعه می‌شود.
• به وزارت اقتصاد و دارایی کشور و همچنین هیات محترم دولت پیشنهاد می‌شود تا در تدوین و اجرای سیاست‌ها و قوانین کلان اقتصادی به نظرات نهادهای قانون‌گذار و ناظر در حرفه حسابداری (مانند سازمان حسابرسی˛ سازمان بورس اوراق بهادار کشور و جامعه حسابداران رسمی کشور) توجه نماید و بدین ترتیب پیامدهای منفی ناشی از اجرای سیاست‌های کلان اقتصادی کاهش یابد.
• به سازمان حسابرسی کشور پیشنهاد می‌شود تا در راستای آگاهی بخشی به استفاده‌کنندگان از اطلاعات حسابداری، در زمینه پیامدهای ناشی از سیاست‌ها و قوانین کلان اقتصادی کشور، استانداردی را در زمینه افشای اطلاعات پیرامون تأثیر سیاست‌های کلان اقتصادی دولت بر سطح سودآوری شرکت‌های فعال در بازار سرمایه تدوین و لازم‌الاجرا نماید.

 

 

 

 

[1]- گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی،  تهران، ایران. [e-mail]

[2]- گروه اقتصاد، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. نویسنده مسئول. [e-mail]

مراجع

• ابراهیمی کردلر، علی و سید عزیز سیدی، (1387)، "نقش حسابرسان مستقل در کاهش اقلام تعهدی اختیاری"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 15، صص 16-3.
• اعتمادی، حسین و عادل آذر، (1389)، "بررسی نقش تخصص حسابرس در صنعت بر مدیریت واقعی سود و عملکرد عملیاتی آتی"، شماره 1، صص 28-9.
• انصاری، عبدالمهدی و علیرضا خودرشیدی، (1393)، "بررسی تأثیر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت واقعی سود بر نقدشوندگی سهام و ارزش شرکت"، دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، شماره 11، صص 53-41.
• ایزدی نیا، ناصر و مهدی میرزایی، (1393)، "تأثیر ارزشگذاری بالای سهام بر رابطه بین کیفیت حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری"، فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی، شماره 45، صص 96-73.
• برادران شرکاء، حمیدرضا و سید مطهری، (1386)، "رابطه متغیرهای مهم کلان اقتصادی با متغیرهای عمده حسابداری در ایران"، مطالعات تجربی حسابداری مالی، شماره 20، صص 36-1.
• بهار مقدم، مهدی و طیبه کوارویی، (1391)، "ارتباط روزها و ماه‌های سال، متغیرهای کلان اقتصادی و بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، شماره 63، صص 26-1.
• تقوی، مهدی، محمدحسین جنانی، (1379)، "بورس اوراق بهادار تهران و متغیرهای کلان اقتصادی"، نشریه بورس، شماره 16، صص 20-16.
• حقیقت، حمید و محمد معتمد، (1390)، "بررسی رابطه بین نوسان‌پذیری و قابلیت پیش‌بینی سود"، پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، شماره 61، صص 87-65.
• خانی، عبدالله و کریم ایمانی، (1392)، "بررسی رابطه بین تخصص حسابرس در صنعت و اجتناب مالیاتی شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران"، دانش حسابرسی، شماره 51، صص 25-1.
• خباز زاده، محمد اسماعیل و آزیتا جهانشاد، (1399)، "شاخص‌های سودآوری و ویژگی‌های مودیان در سیستم حسابرسی مالیات بر ارزش‌افزوده"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 46، صص 162-132.
• دائی کریم‌زاده، سعید، حسن شریفی رنانی و لطفعلی قاسمیان مقدم، (1392)، "اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص قیمت سهام بانک‌ها"، مجله اقتصادی، شماره 11.
• رهنمای‌رودپشتی، فریدون، فرشید سیم‌بر و صدیقه طوطیان، (1384)، "تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی بر بازده سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهشنامه اقتصادی، شماره 17، صص 236-209.
• زراء نژاد، منصوره و سحر معتمدی، (1391)، "بررسی رابطه متغیرهای کلان اقتصادی و شاخص کل قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی، شماره 46، صص 1116-101
• ستایش، محمدحسین، مریم گل‌محمدی و اصغر قربانی، (1390)، "سودمندی متغیرهای کلان اقتصادی در پیش‌بینی ریسک شرکت‌ها"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، شماره 1، صص 144-123.
• سجادی، سید حسن، حسن فرازمند و هاشم علی‌صوفی، (1389)، "بررسی رابطه متغیرهای کلان اقتصادی و شاخص بازده نقدی سهام در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهشنامه علوم اقتصادی، شماره 39، صص 150-123.
• عباسیان، عزت اله، مهدی مرادپور اولادی و وحید عباسیون، (1387)، "اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران، شماره 36، صص 152-135.
• قائمی، فاطمه و زهرا مرادی، (1399)، "بررسی تأثیر ویژگی‌های کمیته حسابرسی بر کنترل‌های داخلی و مدیریت سود"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 46، صص 280-259.
• قائمی، محمدحسین و محمدعلی معینی، (1386)، "بررسی رابطه ضریب P/E و متغیرهای کلان اقتصادی"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 14، شماره 1.
• کرمی، غلامرضا و آمنه بذر افشان (1390)، "بررسی رابطه بین دوره تصدی حسابرس و مدیریت سود"، مجله دانش حسابداری، شماره 4، صص 82-65.
• محمدرضایی، فخر الدین، (1397)˛"بررسی رابطه میان رکود تورمی با مدیریت سود واقعی و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی"˛ فصلنامه حسابداری مدیریت˛ شماره 36.
• مشایخی، بیتا و ساسان مهرانی، (1384)، "قش اقلام تعهدی اختیاری در مدیریت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 42، صص 74-61.
• مهربان پور، محمدرضا و حمید آذر خوش، (1399)، "چرخه عمر شرکت و مدیریت سود واقعی"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 46، صص 107-131.
• Ahmed, K. & Nurul Huqe,M, (2017), “Audit Quality, Earnings Management, and Cost of Equity Capital: Evidence from India”, International Journal of Auditing, PP. 177-189.
• Chen, C. Y., Lin, C. J. and Lin, Y. C, (2004), "Audit Partner Tenure, Audit Firm Tenure and Discretionary Accruals; Does long Auditor Tenure Impair Earning Quality?”, Working paper, Hong Kong University of Science and Technology.
• Dechow, M. P. Hutton, Kim, J. & G. Sloan, (2011), "Detecting Earnings Management: A New Approach", Workshop Participants at the University of Arizona, Brigham Young University, the University of Houston, the University of Texas at Austin, the University of Washington and UCLA.
• Fama, E. F. and K. R. French, (1998), “Taxes, Financing Decisions and Firm Value” Journal of Finance, 53, PP. 819-843.
• Glasser, W, (1998), “Choice Ttheory: A New Psychology of Personal Freedom”, New York, NY: Harper.
• Healy, P. M. And J. M. Wahlen, (1999), "A Review of Earnings Management Literature and its Implications for Standard Setting", Accounting Horizons, Vol. 13 (4), PP. 355-363.
• Heckman,J, (1979), “Sample Selection BIAS as a Specification Error”, Econometrica, Vol. 47, No. 1.
• Inaam, Z.G, (2012), “Audit Quality and Earnings Management in the Tunisian Context", International Journal of Accounting and Financial Reporting. ISSN 2162-3082 2012, Vol. 2, No. 2.
• Jones, J., (1991), "Earnings Management during Import Relief Investigations", Journal of Accounting Research, Vol. 29. PP. 93-228.
• Kasznik, R., (1999), "On the Association between Voluntary Disclosure and Earnings Management", Journal of Accounting Research, Vol. 37, PP. 57−81.
• Kothari, S. P., A. J. Leone, C. E. Wasley, (2005), "Performance Matched Discretionary Accruals Measures", Journal of Accounting and Economics, Vol. 39, PP. 163-197.
• MohammadRezaei,F. & Mohd-Saleh,N, (2016), “The Effects of Audit Market Liberalisation and Auditor Type on Audit Opinions”, The Iranian Experience International Journal of Auditing, 87–100.
• Myers, J. N., Myers, L. A. and Omer, C. T, (2003), "Exploring the Term of the Auditor-Client Relationship and the Quality of Earnings: A Case for Mandatory Auditor Rotation?”, The Accounting Review, Vol. 78, Issue 3, PP. 779-799.
• Scott, William, (2008), "Financial Accounting Theory", Printice Hall, PP. 402-431.
• Trueman, B. & Titman, S., (1998), “An Explanation for Accounting Income Smoothing”, Journal of Accounting Research, 26 (1), PP. 127-139.
• Watts, Ross L. and Jerold L. Zimmerman, (1990), "Positive Accounting Theory: A Ten Year Perspective", The Accounting Review, 65,1 , 131-156.
• Aviral Kumar Tiwari, Arif Billah Darm, Niyati Bhanja, (2015), “Stock Returns and Inflation in Pakistan”, Journal of economic modeling, No 47, PP. 23-31.
• Brahmasrene, T. & Jiranyakul, K, (2007), “Cointegration and Causality between Stock Index and Macroeconomic Variables in an Emerging Market”, Academy of Accounting and Financial Studies Journal, Vol.11, No. 3.
• Brown, William O. Dayong Huang, and Fang Wang, (2015), "Inflation Illusion and Stock Returns”, Journal of Empirical Finance.
• Buyuk salvarci,A, (2010), "The Effects of Macroeconomics Variables on Stock Returns: Evidence from Turkey", European Journal of Social Sciences, Vol.14, No. 3, PP. 70-83.
• Chung, R. Firth, M. and Kim, J.B, (2002), "Institutional Monitoring and Opportunistic Earnings Management", Journal of Corporate Finance 8, PP. 29–48.
• Cobo-Reyes, R., & Quiros, G. P, (2005), “The Effect of Oil Price on Industrial Production and on Stock Return”, the Paper 05/18, Department of Economic, Theory and Economic History of the University of Granada
• Pradhan, Rudra P. Mak B. Arvin, and Atanu Ghoshray, (2015), "The Dynamics of Economic Growth, Oil Prices, Stock Market Depth, and other Macroeconomic Variables: Evidence from the G-20 countries”, International Review of Financial Analysis 39, PP. 84-95.‏
• Robert, D. & Gay, J, (2008), "Effect of Macroeconomic Variables on Stock Market Returns For Four Emerging Economies: Brazil, Russia, India, And China". International Business & Economics Research Journal, 7(3), PP. 1-18.