مقایسه‌پذیری حسابداری، کیفیت گزارشگری مالی و کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 15، شماره 60، دی 1402، صفحه 55-78   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/faar.2023.707967

نویسندگان

فرزانه نصیرزاده^{* 1}؛ سید محسن صالحی وزیری²

¹گروه حسابداری دانشگاه فردوسی مشهد،مشهد،ایران

²گروه حسابداری ،دانشگاه فردوسی مشهد ،مشهد،ایران

چکیده

چکیده
این مطالعه رابطه مقایسه‌پذیری حسابداری را با کیفیت گزارشگری مالی و کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری مورد بررسی قرار می‌دهد. با این تفکر که مقایسه‌پذیری، محیط اطلاعاتی را بهبود می‌بخشد و نه تنها موجب افزایش توانایی مدیران برای ارزیابی دقیق تعهدات می‌شود، بلکه درک سرمایه‌گذاران را در مورد  تعهدات  بهبود می‌بخشد. شرکت‌های مورد بررسی شامل 71 شرکت طی سال‌های 1391 الی 1398 می‌باشد. در این تحقیق برای مقایسه‌پذیری حسابداری از مدل دی فرانکو (2011)، برای کیفیت گزارشگری مالی از مدل‌های کوتاری و همکاران (2005) و کازنیک (1999) و برای اقلام تعهدی از مدل مک نیکولز (2002) استفاده شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد که افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی سبب کاهش قدرمطلق خطای اقلام تعهدی گردیده و هرچه این مقدار کاهش یابد، کیفیت گزارشگری مالی افزایش خواهد یافت. در مجموع، نتایج آزمون‌ها نشان داد که مقایسه‌پذیری با کیفیت گزارشگری مالی بالاتر ارتباط دارد، چرا که مقایسه‌پذیری باعث بهبود فرآیند برآورد اقلام تعهدی و توانایی سیگنال‌دهی عملکرد آتی می‌گردد. همچنین مقایسه‌پذیری حسابداری نیز رابطه منفی با کارآیی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری دارد. به عبارتی، بالاتر بودن قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در سال گذشته سبب افزایش درک استفاده‌کنندگانِ صورت‌های مالی از قیمت‌گذاری اقلام تعهدی شده و بر این اساس، هرچه ضریب متغیر منفی‌تر باشد، درک  بالاتر سرمایه‌گذران را نشان می‌دهد. همچنین دریافتیم هنگامی‌که مقایسه‌پذیری بزرگتر باشد، سرمایه‌گذاران پاسخ چندان قوی به اقلام تعهدی اختیاری نشان نمی‌دهند.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: مقایسه‌پذیری حسابداری؛ کیفیت گزارشگری مالی؛ کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری

اصل مقاله

مقایسه‌پذیری حسابداری، کیفیت گزارشگری مالی و کارایی

 قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری

 

تاریخ دریافت: 07/07/1402                  تاریخ پذیرش: 10/09/1402

فرزانه نصیر زاده*[1] سیدمحسن صالحی وزیری[2]

 

چکیده

این مطالعه رابطه مقایسه‌پذیری حسابداری را با کیفیت گزارشگری مالی و کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری مورد بررسی قرار می‌دهد. با این تفکر که مقایسه‌پذیری، محیط اطلاعاتی را بهبود می‌بخشد و نه تنها موجب افزایش توانایی مدیران برای ارزیابی دقیق تعهدات می‌شود، بلکه درک سرمایه‌گذاران را در مورد  تعهدات  بهبود می‌بخشد. شرکت‌های مورد بررسی شامل 71 شرکت طی سال‌های 1391 الی 1398 می‌باشد. در این تحقیق برای مقایسه‌پذیری حسابداری از مدل دی فرانکو (2011)، برای کیفیت گزارشگری مالی از مدل‌های کوتاری و همکاران (2005) و کازنیک (1999) و برای اقلام تعهدی از مدل مک نیکولز (2002) استفاده شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد که افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی سبب کاهش قدرمطلق خطای اقلام تعهدی گردیده و هرچه این مقدار کاهش یابد، کیفیت گزارشگری مالی افزایش خواهد یافت. در مجموع، نتایج آزمون‌ها نشان داد که مقایسه‌پذیری با کیفیت گزارشگری مالی بالاتر ارتباط دارد، چرا که مقایسه‌پذیری باعث بهبود فرآیند برآورد اقلام تعهدی و توانایی سیگنال‌دهی عملکرد آتی می‌گردد. همچنین مقایسه‌پذیری حسابداری نیز رابطه منفی با کارآیی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری دارد. به عبارتی، بالاتر بودن قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در سال گذشته سبب افزایش درک استفاده‌کنندگانِ صورت‌های مالی از قیمت‌گذاری اقلام تعهدی شده و بر این اساس، هرچه ضریب متغیر منفی‌تر باشد، درک  بالاتر سرمایه‌گذران را نشان می‌دهد. همچنین دریافتیم هنگامی‌که مقایسه‌پذیری بزرگتر باشد، سرمایه‌گذاران پاسخ چندان قوی به اقلام تعهدی اختیاری نشان نمی‌دهند.

واژه‌های کلیدی: مقایسه‌پذیری حسابداری، کیفیت گزارشگری مالی،  کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری.

1- مقدمه

هیات استاندارد حسابداری مالی (2010) بیان می‌کند که مقایسه‌پذیری، سودمندی اطلاعات حسابداری را افزایش می‌دهد و استفاده‌کنندگان گزارش‌های مالی را قادر می‌سازد تا شباهت‌ها و تفاوت‌های بین پدیده‌های اقتصادی را شناسایی کنند. علاوه بر این، این هیات درسال1980 بیان می‌کند، در صورتی که اطلاعات مقایسه‌ای در دسترس نباشد، تصمیم‌های سرمایه‌گذاری و وام‌دهی نمی‌توانند منطقی باشند. تحقیقات روسین و همکاران[3] 2011 نیز بر اهمیت مقایسه‌پذیری در قضاوت عملکرد شرکت تأکید دارند. تحقیقات موجود درباره مقایسه‌پذیری حسابداری عمدتا بر مزایای آن برای استفاده‌کنندگان گزارش‌های مالی مانند تحلیلگران مالی و اعتباردهندگان تأثیر می‌گذارد (دی فرانکو و همکاران[4]، 2011؛ کیم و همکاران[5]، 2013). مطالعات بسیار کمی‌ به بررسی پیامدهای مقایسه‌پذیری برای مدیران، به عنوان یک بخش مهم در روند تولید و انتشار اطلاعات پرداخته‌اند. همچنین، پیامدهای مقایسه‌پذیری برای کاربران به طور کامل مورد بررسی قرار نگرفته است. برای پر کردن این شکاف‌ها در ادبیات، به بررسی تأثیر مقایسه‌پذیری در کیفیت گزارشگری مالی مدیران و میزان درک سرمایه‌گذاران از پیامدهای اقلام تعهدی شرکت‌ها، با توجه به تأثیر مقایسه‌پذیری در کیفیت گزارشگری مالی می‌پردازیم.

بر اساس اظهارات هیات استانداردهای حسابداری مالی (FASB) (2010) و دی فرانکو و همکاران (2011) ، مقایسه‌پذیری را به عنوان میزان معاملات اقتصادی مشابه که به طور مشابه محاسبه می‌شوند و معاملات غیرمشابه که به صورت متفاوت محاسبه می‌شوند، تعریف می‌کنند. بنابراین، برای مجموعه‌ای از رویدادهای اقتصادی معین، مقایسه‌پذیری را می‌توان اینگونه تعریف کرد: شرکت‌هایی که دارای سیستم‌های حسابداری مشابه هستند و گزارشات مالی مشابهی را تولید می‌کنند (دی فرانکو و همکاران، 2011). مقایسه‌پذیری زیاد به طور قابل توجهی می‌تواند محیط اطلاعاتی شرکت و کیفیت اطلاعاتی یک شرکت و همتایان آن را بهبود بخشد. گزارش‌های مالی مقایسه‌پذیرتر، معیارهای بهتری را برای دیگران فراهم می‌کند تا جمع‌آوری و پردازش اطلاعات آسانتر شود. تحقیقات پیشین نشان می‌دهد که گزارش مالی شرکت‌های همکار، منبع اطلاعاتی مهمی‌برای مدیران است (مایگو و جاکوبس[6]، 2006؛ مولهرین و میچل[7]، 1996). بنابراین، مقایسه‌پذیری بالاتر می‌تواند مدیران را نسبت به شرکت‌های رقیب، روند صنعت، شرایط اقتصادی و همچنین تأثیر آن بر شرکت آگاه‌تر کند. این دانش توسعه یافته، توانایی‌های مدیران را برای ارزیابی عملکرد شرکت و پیش‌بینی وقایع آینده تسهیل می‌کند. این موضوع باید با ادغام اطلاعات برای برآوردهای پیشگویانه قابل اعتماد به منظور ارائه گزارشات با کیفیت (لیبی و لوفت[8]، 1993) و نشان دادن عملکرد آتی، به مدیران کمک کند. به نوبه خود، انتظار داریم که مقایسه‌پذیری بیشتر بتواند کیفیت گزارشگری مالی مدیران را تحت تأثیر قرار دهد.

اگر برای سرمایه‌گذاران، اطلاعات دقیق‌تری از سودها مهیا شود، ممکن است قادر باشند که از این اطلاعات برای بهتر کردن نسبت قیمت به سودها استفاده کنند. با این حال، همانطور که توسط پروتی و واگنهوفر[9]، (2014) ذکر شد، کیفیت بیشتر گزارش مالی ممکن است خطاهای قیمت‌گذاری را کاهش دهد، اما گران‌فروشی یا ارزان‌فروشی سیستماتیک را کاهش نخواهد داد. با این حال، انتظار داریم مقایسه‌پذیری  بیشتر، قابلیت صورت‌های مالی کاربران را برای پردازش و درک اطلاعات حسابداری بهبود دهد. بنابراین افزایش قیمت اقلام تعهدی که توسط تحقیقات قبلی ثبت شده، کاهش می‌یابد (اسلوآن[10] ، 1996؛ ژی [11]، 2001). مقایسه‌پذیری  بیشتر، به کاربران اجازه می‌دهد تا درک بهتری از یک شرکت، محیط آن و سیستم حسابداری آن داشته باشند (دی فرانکو و همکاران، 2011). علاوه بر این، اطلاعات مالی با مقایسه‌پذیری بیشتر، کاربران را قادر می‌سازد تا تشخیص بهتر و درک بهتری از شباهت‌ها و تفاوت‌های بین اقلام حسابداری داشته باشند (هیات استانداردهای حسابداری مالی (FASB)[12]، 2010). به این ترتیب، مقایسه‌پذیری بیشتر، کاربران را قادر می‌سازد تا درک بهتر و پیش‌بینی بهتری از وقایع اقتصادی داشته باشند و اینکه چگونه این وقایع به عملکرد حسابداری تبدیل می‌شوند. همچنین مطالعات قبلی نشان می‌دهند که شرکت هایی با صورت‌های مالی قابل مقایسه‌تر و با پیش‌بینی دقیق‌تر تحلیلگر و پراکندگی پایین‌تر مرتبط هستند (دی فرانکو و همکاران، 2011). علاوه بر این، مقایسه‌پذیری ممکن است صحت و دقت اطلاعات منتشر شده را در پیش‌بینی‌های مدیریتی بهبود دهد. احتمالا این محیط اطلاعاتی بهبود یافته، ناهماهنگی اطلاعات را در بازار سهام کاهش می‌دهد، به سرمایه‌گذاران کمک می‌کند تا اقلام تعهدی را پردازش کنند و کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری را بهبود می‌دهد.

 

مبانی نظری

2- توسعه فرضیه و تحقیقات قبلی مربوطه

2-1- مقایسه‌پذیری وکیفیت گزارش مالی

صورت‌های مالی، تابعی از رخدادهای اصلی اقتصادی و حسابداری برای آن رخدادها هستند. با فرض مجموعه مشخصی از رخدادهای اقتصادی، مقایسه‌پذیری را می‌توان به صورت میزان شباهت بین سیستم‌های حسابداری شرکت تعریف کرد (دی فرانکو و همکاران، 2011). به عبارت دیگر، مقایسه‌پذیری میزانی است که معاملات مشابه به طور مشابه در نظر گرفته می‌شوند و مشابه با معاملاتی است که به صورت غیرمشابه در نظر گرفته می‌شوند. همانطور که توسط هیات استانداردهای حسابداری مالی (FASB) ذکر شد (1980)، مقایسه‌پذیری دلیل اصلی ایجاد استانداردهای حسابداری است. استانداردهای حسابداری انتخاب و استفاده از روش‌های حسابداری را برای شرکت‌های مشابه اقتصادی هماهنگ می‌کنند و تنوع قوانین کاری را برای افزایش مقایسه‌پذیری محدود می‌کنند. از انجا که توسعه و اتخاذ اصول حسابداری پذیرفته همگانی (GAAP)[13] تا حد زیادی برای هر شرکت خاصی برونزا هستند، سیستم‌های حسابداری شرکت، میزان مقایسه‌پذیری آن ها و نتایج پذیرش اصول حسابداری پذیرفته همگانی (GAAP)، تا حد زیادی توسط شباهت های اقتصادی شرکت مانند مدل‌های کسب و کار، توابع تولید و عملیات تعیین می‌شوند.

انتظار می‌رود که دو شرکت با صنعت مشابه، با توجه به شباهت‌های اقتصادی، قابل مقایسه‌تر باشند (دی فرانکو و همکاران، 2011). مطابق با این مفهوم، اسریواستاوا[14] (2014) نشان داد که تغییرات موقتی در معیارهای کیفی حسابداری، مانند رابطه ارزش، تطابق و نوسان سودها عمدتا مبتنی بر اصول اقتصادی در مقابل تغییرات در حسابداری، اشاره به تاثیر قابل توجه عوامل درونی بر ویژگی‌های سودها دارند. در حالی که عوامل درونی یک شرکت به تدریج کامل می‌شوند، آن‌ها به کندی تغییر می‌کنند (فرانسیس، لافوند، السون، و اسچیپر[15]، 2005). بنابراین، مقایسه‌پذیری بین شرکت‌ها، مخصوصا در کوتاه‌مدت، تا حد زیادی ثابت است. بدین معنی که مقایسه‌پذیری  تا حد زیادی، یک وضعیت محیطی خارجی است. اسچیپر[16] (1989) در حمایت از این مفهوم ذکر می‌کند که بسیاری از مطالعات تحقیقاتی فرض می‌کنند که مجموعه گزارش مدیر تا حد زیادی در کوتاه‌مدت ثابت است. این فرض، همچنین در معیار مقایسه‌پذیری ضمنی است، زیرا داده‌های چهارگانه از چندین سال قبل در اندازه‌گیری مقایسه‌پذیری در سال‌های اخیر استفاده می‌شوند. در حالی که استدلال می‌کنیم مقایسه‌پذیری تا حد زیادی برای اختیارات مدیریتی برون‌زا است، چندین تحلیل تکمیلی را برای بررسی درون‌زایی بالقوه انجام می‌دهیم.

چندین مطالعه اخیر، نتایج قابلیت مقایسه را برای کاربران صورت‌های مالی بررسی می‌کنند. این مطالعات بر مزایای مقایسه‌پذیری، از جمله تحلیلگری افزایشی (دی فرانکو و همکاران، 2011)، ریسک اعتباری کاهشی (کیم و همکاران، 2013)، سطوح بالاتر فعالیت ادغام و تملک (M&A) خارجی (فرانسیس، هوآنگ و خورانا[17]، 2015)، مالکیت‌های کارامدتر (چن و همکاران[18]، 2014) و اطلاعات بیشتر قیمت سهام (چوی، چوی، مایرز و زِیبارت[19]، 2014) تمرکز می‌کنند. به طور کلی، این مطالعات نشان می‌دهند که مقایسه‌پذیری بیشتر با محیط اطلاعاتی غنی‌تر مرتبط است. با این حال، مطالعات بسیار معدودی، مفاهیم مقایسه‌پذیری را به عنوان یک بخش ضرورری در تولید اطلاعات و فرایند انتشار اطلاعات برای مدیران مورد بررسی قرار می‌دهند.

بارت و همکاران[20] (2012) دریافتند که اتخاذ استانداردهای گزارشگری مالی بین‌المللی (IFRS) توسط شرکت‌های غیرآمریکایی در بیش از 20 کشور، مقایسه‌پذیری آن‌ها را با شرکت‌های آمریکایی استفاده‌کننده از اصول حسابداری پذیرفته همگانی (GAAP) آمریکا افزایش می‌دهد. آن‌ها همچنین دریافتند که به طور میانگین، تفاوت‌ها در نحوه هموارسازی سود، کیفیت اقلام تعهدی و به موقع بودن سودها بین شرکت‌های آمریکایی و شرکت‌های اتخاذکننده استانداردهای گزارشگری مالی بین المللی (IFRS) کاهش می‌یابد. بنابراین، هدف مطالعه آن‌ها، ارائه برخی شواهد غیرمستقیم با توجه به ارتباط بین مقایسه‌پذیری و کیفیت گزارش مالی نیست. با این حال، مطالعه آن‌ها به صورت مستقیم ارتباط بین معیارهای کیفی حسابداری و مقایسه‌پذیری  را بررسی نمی‌کند. این موضوع مهم است، زیرا اتخاذ استانداردهای گزارشگری مالی بین‌المللی (IFRS) و مطالعات داخلی تأثیرات پیچیده بسیاری دارند، که کنترل آن‌ها مشکل است (گوردون و همکاران[21]، 2013). انطباق‌های استانداردهای گزارشگری مالی بین‌المللی (IFRS) ممکن است تغییرات همزمانی را منعکس کنند که با انطباق همراه است، مانند بهبود در تنظیم و اجرا، که ممکن است منجر به  افزایش مقایسه‌پذیری شود. تغییرات و تفاوت‌ها در عوامل سازمانی ممکن است تأثیرات را در مطالعات میدانی پیچیده کنند. بنابراین، واضح نیست که تا چه حدی معیارهای کیفی حسابداری بررسی شده توسط بارت و همکاران، مرتبط با مقایسه‌پذیری هستند. در نتیجه، بارت و همکاران، ذکر می‌کنند که معیارهای کیفی حسابداری مورد بررسی آن‌ها، تنها به صورت بالقوه مرتبط با مقایسه‌پذیری هستند. علاوه بر این، مطالعه آن‌ها، تفاوت‌ها را در معیارهای کیفی حسابداری و رابطه آن‌ها را با مقایسه‌پذیری  مورد بررسی قرار می‌دهد. برخلاف مطالعه آن‌ها، در اینجا به صورت مستقیم تأثیر مقایسه‌پذیری را بر معیارهای کیفی گزارش مالی یک شرکت بررسی می‌کنیم که توانایی مدیران را برای ایجاد ارزیابی‌های دقیق حسابداری منعکس می‌کند.

همچنین، در رابطه با  این پژوهش، گونگ، لی، و زو[22] (2013) نشان دادند که سطوح پایین‌تر مقایسه‌پذیری، تمایل مدیران را به مباحث پیش‌بینی سود افزایش می‌دهد تا هزینه‌های مورد انتظار مربوط به ناهماهنگی اطلاعات را کاهش دهند. شواهد آن‌ها نشان می‌دهد که مدیران از سطح مقایسه‌پذیری  شرکت‌ها آگاه هستند و این موضوع  بر تصمیمات افشای  اطلاعات توسط مدیران تأثیر می‌گذارد. ما حدس می‌زنیم که مقایسه‌پذیری  بر کیفیت اطلاعات حسابداری منتشر شده توسط مدیران در صورت‌های مالی آن ها تأثیر می‌گذارد.

استانداردهای حسابداری، تنوع در انتخاب و کاربرد روش‌های حسابداری را از بین نمی‌برند. تحقیقات تجربی قبلی نشان می‌دهند که مدیران از اختیار گزارشگری آن‌ها برای ارتباط یا نمایش اطلاعات خصوصی از طریق اقلام تعهدی اختیاری استفاده می‌کنند (آریا و همکاران[23]، 2003؛ بیور و اِنگِل[24]، 1996؛ لوئیس و رابینسون[25]، 2005؛  واتس و زیمرمن[26]، 1986). بوئن و همکاران[27] (2008) دریافتند که اقلام تعهدی اختیاری مرتبط با حاکمیت ضعیفی هستند که به صورت مثبتی مرتبط با عملکرد آینده شرکت است، که آن را به صورت شواهدی تفسیر می‌کنند که اقلام تعهدی اختیاری، انتظارات عملکردی آینده مدیران را منعکس می‌کند.

همچنین، مطالعات قبلی نشان می‌دهند که اطلاعات مالی شرکت بر گزارشگری مالی و تصمیمات شرکت‌های مربوطه، تأثیر می‌گذارد (بیتی و همکاران[28] 2013؛ دسیر[29]، 2012). مدیران ممکن است از گزارش‌های مالی شرکت مشابه یا همکار برای کسب اطلاعات درباره انتخاب‌های استراتژیک شرکت‌های دیگر، کاهش عدم قطعیت درباره تقاضا و شرایط هزینه‌ای و برای اهداف محک‌زنی استفاده کنند (دورنف و مانگن[30]، 2009؛ مایگا و جاکوبز، 2006؛ میتچل و مولهرین، 1996). بدین معنی که مدیران ممکن است اطلاعات جدیدی از صورت‌های مالی همکاران خود یاد بگیرند، موارد قبلی را بروزرسانی کنند و اقدامات خودشان را با توجه به آن اصلاح کنند.

تحقیقات پیشین نشان می‌دهند که مقایسه‌پذیری، هزینه کسب و پردازش اطلاعات را کاهش می‌دهد، در نتیجه کمیت و کیفیت اطلاعات افزایش می‌یابد (چن و همکاران، 2014؛ دی فرانکو و همکاران، 2011؛ فرانسیس و همکاران، 2015؛ کیم و همکاران، 2013). این تحقیقات نشان می‌دهند که مقایسه‌پذیری، مجموعه اطلاعات موجود برای مدیران را توسعه خواهد داد، تحلیل اطلاعات را آسانتر می‌کند و عدم قطعیت را در قضاوت‌ها کاهش می‌دهد. در عوض، مدیران باید دانش بیشتری درباره شرکت، صنعت و همکاران خود و محیط کلی آن داشته باشند. دانش بیشتر سبب می‌شود که مدیر در موقعیت بهتری قرار بگیرد تا عملکرد نسبی شرکت را ارزیابی کرده و رخدادهای اقتصادی و همچنین تأثیر آن‌ها بر شرکت را پیش‌بینی کند. از مدیران انتظار می‌رود با درک بیشتر و دانش بیشتر از محیط شرکت خودشان قادر باشند تا از اقلام تعهدی با کیفیت بالاتر گزارش بدهند (دمرجیان و همکاران[31]، 2013). مخصوصا، انتظار می‌رود تا مقایسه‌پذیری، این توانمندی را به مدیران بدهد تا ارزیابی‌های رو به جلوی قابل اعتمادتری را ارائه کنند و عملکرد آینده شرکت را با اقلام تعهدی اختیاری، بهتر نشان دهند. به طور کلی، انتظار می‌رود تا اقلام تعهدی اختیاری گزارش شده توسط مدیران با اطلاعات کامل، از کیفیت بالاتری  برخوردار باشد. اولین فرضیه ما که به شکل جایگزین بیان شده، به صورت زیر می‌باشد:

H1 مقایسه‌پذیری حسابداری رابطه مثبت با کیفیت گزارشگری مالی دارد.

 

2-2- مقایسه‌پذیری و  کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری

اسلوآن (1969) نشان داد که سرمایه‌گذاران پایداری اقلام تعهدی را دست بالا می‌گیرند و به صورت سیستماتیک در دوره زمان فعلی، بر روی اقلام تعهدی، قیمتی بیش از حد واقعی می‌گذارند. ژی (2001)، تمایز بیشتری بین اقلام تعهدی اختیاری و غیر اختیاری قائل می‌شود و نشان داد که سرمایه‌گذاران در اصل بر روی مؤلفه اقلام تعهدی اختیاری به اشتباه قیمت‌گذاری می‌کنند، اما بر روی مؤلفه غیر اختیاری قیمت‌گذاری اشتباه ندارند. این موضوع ممکن است ناشی از این باشد که کاربران نتوانند به درستی نوع اقلام تعهدی را تشخیص دهند و یا نتوانند به درستی تفاوت در پایداری را بین مؤلفه‌های سودها را در نظر بگیرند. به عبارت دیگر، ممکن است سرمایه‌گذاران با ارزیابی دقیق کیفیت سودها و یا ایجاد تنظیمات مناسب، مشکل داشته باشند. انتظار می‌رود که سطوح بالاتر مقایسه‌پذیری، درک سرمایه‌گذار را از اقلام تعهدی بهبود دهد و در نتیجه افزایش قیمت سیستماتیک اقلام تعهدی اختیاری را کاهش دهد. در پاراگراف‌های زیر، کانال‌هایی را توضیح می‌دهیم که از طریق مقایسه‌پذیری بر قیمت‌گذاری اقلام تعهدی سرمایه‌گذاران تأثیر می‌گذارند.

 اولا، زمانی که مقایسه‌پذیری بیشتر است، اطلاعاتی با کیفیت و کمیت بیشتر برای سرمایه‌گذاران مهیا می‌شود. بعنوان مثال، پیش‌بینی‌های مدیریت و تحلیلگر ممکن است برای سرمایه‌گذاران اطلاعاتی با کیفیت بالاتر برای قیمت‌گذاری بهتر اقلام تعهدی مهیا کند. دی فرانکو و همکاران (2011) دریافتند که سطوح بزرگتر مقایسه‌پذیری با پوشش بیشتر تحلیلگر، پیش‌بینی‌های دقیق‌تر تحلیلگر و پراکندگی کمتر پیش‌بینی تحلیلگر مرتبط هستند. همانطور که در بالا بحث شد، مقایسه‌پذیری نیز به مدیران کمک می‌کند تا انتظارات دقیق‌تر از عملکرد آینده شرکت را توسعه دهند. بنابراین، تا حدی که مدیران پیش‌بینی سودها را منتشر می‌کنند، سطوح بیشتر مقایسه‌پذیری ممکن است صحت و دقت این اطلاعات را بهبود دهد. این مجموعه اطلاعات با کیفیت بالاتر و توسعه‌یافته‌تر، باید به سرمایه‌گذاران اجازه دهد تا درک بهتری از عملکرد شرکت داشته باشند.

دوما، انتظار می‌رود که مقایسه‌پذیری، توانایی سرمایه‌گذاران را برای پردازش اطلاعات حسابداری بهبود دهد. اطلاعات قابل مقایسه‌تر، معیارهای سنجش بهتری فراهم می‌کنند که کاربران را قادر می‌سازد تا استنتاج‌های بهتری درباره شباهت‌ها و تفاوت‌های بین شرکت‌ها ایجاد کنند. این موضوع به کاربران اجازه می‌دهد تا رخدادهای اقتصادی را بهتر درک کرده و پیش‌بینی کنند. چندین مطالعه نشان داده‌اند که مقایسه‌پذیری حسابداری، مزایایی را برای شرکت‌کنندگان بازار فراهم می‌کند. همانطور که در بالا ذکر شد، دی فرانکو و همکاران (2011) نشان می‌دهند که مقایسه‌پذیری به تحلیلگران کمک می‌کند تا اطلاعات حسابداری را بهتر تفسیر کنند، پوشش تحلیلگران و صحت پیش‌بینی را بهبود دهند و پراکندگی را کاهش دهند. کیم و همکاران (2013) دریافتند که مقایسه‌پذیری به صورت مثبتی با نقدینگی اوراق‌قرضه مرتبط است، که ناشی از این دیدگاه است که مقایسه‌پذیری به شرکت‌کنندگان بازار کمک می‌کند تا اطلاعات را پردازش کنند و ناهماهنگی اطلاعات را در بازار سرمایه کاهش دهند. به طور کلی، مقایسه‌پذیری نه تنها برای مدیران مفید خواهد بود، بلکه برای کاربران صورت حساب‌های مالی مانند سرمایه‌گذاران سهام نیز مفید خواهد بود.

به طور کلی، انتظار می‌رود تا مقایسه‌پذیری، محیط اطلاعاتی را بهبود بخشد و به کاربران اجازه دهد تا ارزیابی بهتری از عملکرد مالی فعلی و تاریخی شرکت‌ها داشته باشند. همانند مستندات قبلی تحقیق که قیمت‌گذاری نادرست سرمایه‌گذار به دلیل مؤلفه اقلام تعهدی اختیاری سودها است (ژی، 2001)، ما بر این مؤلفه تمرکز می‌کنیم. فرضیه دوم ما، که به صورت جایگزین بیان شده، به شرح زیر است:

H2.  مقایسه‌پذیری حسابداری رابطه مثبتی با کارآیی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری دارد.

فرضیه دوم ما تا حدی بر خلاف روال معمول است. اولین فرضیه ما پیشنهاد می‌کند که مقایسه‌پذیری باید با کیفیت بالاتر گزارش مالی مرتبط باشد. ادبیات پیشین نشان می‌دهند زمانی که اختلال کمتری در سودها وجود دارد، سرمایه‌گذاران باید با شدت بیشتری به سودها واکنش نشان دهند (هالتاوسن و ورسچیا[32]، 1988؛ چویی و سالامون[33]، 1989؛ تئو و وانگ[34]، 1993). در مقابل، پیشنهاد می‌شود که سرمایه‌گذاران باید به شدت کمتری به اقلام تعهدی اختیاری واکنش نشان دهند و افزایش قیمت آن‌ها را با میزان کمتری انجام دهند. بر اساس یافته‌های پروتی و واگنهوفر (2014) انتظار بر این است که کیفیت بالاتر سودها ممکن است خطا در قیمت‌گذاری را کاهش دهد، اما افزایش یا کاهش قیمت اصولی را کاهش نخواهد داد، همانطور که در حالت اقلام تعهدی به صورت طبیعی توسط اسلوآن ذکر شده است. بدین معنی که، پیش‌بینی می‌شود مقایسه‌پذیری درک سرمایه گذار را از اقلام تعهدی بهبود خواهد داد و افزایش قیمت اقلام تعهدی را کاهش خواهد داد و افزایش در بهره‌وری قیمت‌گذاری را موجب خواهد شد.

چااوهان و کومار[35] (2019) در پژوهشی به بررسی مقایسه‌پذیری حسابداری و تأثیر آن بر اطلاعات سرمایه‌گذاران خارجی پرداختتند. نتایج نشان داد که سرمایه‌گذاران خارجی ترجیح می‌دهند که در شرکت‌هایی که قابلیت مقایسه‌پذیری حسابداری بیشتری دارند سرمایه‌گذاری کنند. همچنین نتایج نشان می‌دهد که مزایای قابلیت مقایسه‌پذیری حسابداری در شرایطی که شرکت‌ها شهرت کمتری دارند در صنعتی که رقابت کمی‌ هست کار می‌کنند و قیمت سهام آن‌ها اطلاعات کمی ‌از ویژگی‌های خاص شرکت ارائه می‌کند برجسته‌تر می‌شود.

حسن منظور و آل هادی[36] (2017) تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی را بر دارایی‌های نقدی شرکت مورد بررسی قرار دارند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد افزایش قابلیت مقایسه، هزینه‌های کسب اطلاعات را کاهش می‌دهد؛ همچنین نتایج حاکی از این بود که قابلیت مقایسه‌پذیری صورت‌های مالی به طور قابل توجهی باعث کاهش ارزش پول نقد شرکت می‌شود که بر محدودیت‌های تأمین مالی، کیفیت گزارشگری مالی و حاکمیت شرکت‌ها مؤثر است.

در تحقیقات مرتبط دیگرسوهن[37] (2016) در پژوهشی به بررسی اینکه چگونه فعالیت‌های مدیریت سود فرصت‌طلبانه مدیران با افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی شرکت‌ها در ارتباط است و چگونه سایر شرکت‌ها را تحت تأثیر قرار می‌دهد پرداختند. سوهن به این نتیجه رسید که با افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی شرکت با سایر شرکت‌ها، مدیریت سود واقعی افزایش می‌یابد و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی کاهش پیدا می‌کند.

رضایی و همکاران (1399) به بررسی تأثیر ویژگی‌های شرکت بر رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها پرداختند. به این نتیجه رسیدند که ارتباط معناداری بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد وجود دارد. همچنین ارتباط منفی و معناداری ناشی از تمرکز مالکیت و کیفیت گزارشگری مالی بر رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد وجود دارد.

امان اللهی و زاج (1398) در تحقیقی به بررسی نقش اقلام تعهدی در سودآوری و سود سهام شرکت‌ها پرداختند. در این مقاله، این موضوع که مدیران از اقلام تعهدی جهت انتقال اطلاعات به بازار استفاده می‌نمایند، مورد بررسی قرارگرفته و داده‌های مربوط به سودآوری و اعلامیه‌های تقسیم سود به‌عنوان زمینه تحقیقات انتخاب گردید. این زمینه، از هموارسازی فرصت‌طلبانه سود توسط مدیران جلوگیری و درنتیجه موجب افزایش اعتبار می‌گردد. مطابق با مبانی نظری، ممکن است مدیران افزایش سود تقسیمی ‌و استفاده از اقلام تعهدی را نشانه‌ای برای سودآوری آتی شرکت به کار می‌برند که یافته‌های براساس این مبانی نظری مورد بررسی قرارگرفت و نتیجه حاصل از فرضیه اول مبنی بر اینکه "واکنش بازار به اعلام افزایش سود سهام، مثبت می‌باشد" که حاکی از وجود ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرها می‌باشد. همچنین نتایج حاصل از فرضیه سوم مبنی بر اینکه "اقلام تعهدی مثبت شرکت‌ها همبستگی مثبتی با سودآوری آتی شرکت‌ها دارد" تأیید شد، در فرضیه دوم یافته‌ها نشان می‌دهد که هیچیک از معیارهای اقلام تعهدی تحت تأثیر افزایش سود تقسیمی‌شرکت‌ها نبوده‌اند.

مقدم و لشکری (1397) در تحقیقی به بررسی تأثیر سیاست‌های تقسیم سود سهام بر تصمیمات سرمایه‌گذاری با تأکید بر کیفیت گزارشگری مالی پرداختند. این پژوهش به دنبال پاسخی برای این پرسش‌ها است که آیا تأثیر منفی سود نقدی سهام بر سرمایه‌گذاری شرکت‌هایی که بخش عمده‌ای از ارزش شرکت، حاصل از فرصت‌های رشد می‌باشد، شدیدتر است؟ آیا کیفیت گزارشگری مالی موجب کاهش تأثیر منفی سود نقدی سهام بر سرمایه‌گذاری می‌گردد؟ جهت اندازه‌گیری کیفیت گزارشگری مالی از مدل تعدیل شده دیچاو ودیچو (2002) توسط مک نیکلز (2002) استفاده شده است که مشابه تحقیق انجام شده توسط رامالین جیگودا و سان وانگ (2013) می‌باشد. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که تأثیر منفی سود نقدی سهام بر سرمایه‌گذاری شرکت‌هایی که بخش عمده‌ای از ارزش شرکت، حاصل از فرصت‌های رشد می‌باشد، شدیدتر است. اما کیفیت گزارشگری مالی موجب کاهش تأثیر منفی سود نقدی سهام بر سرمایه‌گذاری نمی‌شود.

خان محمدی و همکاران (1397) به بررسی رابطه مقایسه‌پذیری صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد پرداختند. مطالعات اخیر درباره قابلیت مقایسه نشان می‌دهد که قابلیت مقایسه گزارش مالی یک بنگاه می‌تواند هزینه‌های کاربران برای اکتساب و پردازش را کاهش بدهد و کیفیت اطلاعات مالی را افزایش بدهد. هدف تحقیق حاضر بررسی رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل آماری نشان می‌دهد که؛ قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر نگهداشت وجه نقد شرکت تأثیر می‌گذارد. به این نتیجه رسیدند که قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر نگهداشت وجه نقد تأثیر معناداری دارد. همچنین محدودیت‌های مالی بر تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر نگهداشت وجه نقد در شرکت نقش میانجی‌گری دارد.

کیا و صفری گرایلی (1396) به بررسی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، مدیریت سود تعهدی و مدیریت سود واقعی پرداختند. یافته‌های پژوهش حاکی از آن است که قابلیت مقایسه اطلاعات حسابداری موجب کاهش مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و در مقابل، افزایش مدیریت واقعی سود می‌شود. به بیان دیگر با افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی مدیران روش‌های مدیریت سود واقعی را جایگزین دستکاری اقلام تعهدی می‌کنند.

مهدوی و رضایی (1392) در تحقیقی به بررسی اثرات کیفیت گزارشگری مالی بر سیاست تقسیم سود پرداختند. هدف از این مقاله بررسی اثرات کیفیت گزارشگری مالی بر سیاست تقسیم سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. به همین منظور، با استفاده از مدل فرانسیس و همکاران (2005)، از بخش اختیاری و ذاتی (غیراختیاری) کیفیت اقلام تعهدی به‌عنوان کیفیت گزارشگری مالی استفاده شده است. نتایج آزمون آماری فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد که بین بخش اختیاری کیفیت اقلام تعهدی با پرداخت سود سهام رابطه مستقیم معناداری وجود دارد اما بین بخش غیراختیاری کیفیت اقلام تعهدی با پرداخت سود سهام رابطه معناداری وجود ندارد. همچنین، نتایج پژوهش در خصوص متغیرهای کنترلی نشان‌دهنده آن است که بین نسبت کیوتوبین و نسبت هزینه‌های عملیاتی به فروش، با پرداخت سود سهام رابطه معکوس معناداری وجود دارد؛ اما بین سایر متغیرهای کنترلی (اندازه شرکت و بازده حقوق صاحبان سهام) با پرداخت سود سهام رابطه معناداری وجود ندارد.

 

3- روش شناسی تحقیق

جامعه آماری پژوهش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند. نمونه آماری پژوهش شامل شرکت‌هایی است که شرایط زیر را دارند:

• حداقل از ابتدای سال مالی 1391 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند و تا پایان سال مالی 1398 در آن حضور داشته باشند.
• اطلاعات ان‌ها در دسترس باشد.
• جزو بانک‌ها و مؤسسات مالی، شرکت‌های سرمایه‌گذاری یا شرکت‌های واسطه‌گری مالی و بیمه نباشند. دلیل این موضوع ماهیت متفاوت عملیات شرکت‌های مذکور نسبت به سایر شرکت‌ها و برخی قوانین و استانداردهای حسابداری متفاوت تدوین شده برای شرکت‌های فعال در صنایع مذکور است.

با توجه به این معیارها تعداد 71 شرکت برای انجام آزمون فرضیه‌های پژوهش انتخاب شدند. در این پژوهش برای فراهم کردن اطلاعات شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از منابع مختلفی از جمله سایت اطلاع‌رسانی بورس اوراق بهادار تهران و نرم‌افزار ره‌آوردنوین استفاده شد و ازمون‌های اماری در نرم‌افزار Eviews10 انجام شده است.

 

4- مدل آزمون فرضیه‌های پژوهش

الف) آزمون فرضیه اول

مدل آزمون فرضیه اول

FRQ _i,t = b₀ + b₁ ACCTCOMPD _i,t-1 + β₂ Size_i,t+ β₃ Lev_i,t + b₄ ROA_i,t + β₅ Roe_i,t+ β₆ Growth Sales_i,t + b₇ Age_i,t  + β₈ Loss_i,t +β₉ Mtb_i,t + ∑Year +∑Ind+ e_i,t

(1)

در مدل 1 داریم؛

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی بوده که با استفاده از دو معیار زیر سنجیده می­شود؛

مدل اقلام تعهدی کوتاری و همکاران ^[38](2005)

 

 

(2)

مدل کازنیک  (1999).

 

(3)

در مدل‌های مذکور، پس از برازش مدل­ها و استخراج خطاهای مدل، قدرمطلق آن‌ها به عنوان معیار کیفیت گزارشگری مالی در نظر گرفته خواهد شد. هر چه مقادیر خطای مدل کمتر باشد، کیفیت گزارشگری مالی بالاتر است.

متغیر مستقل: قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بوده که به شرح زیر محاسبه می­گردد؛

قابلیت مقایسه‌پذیری صورت‌های مالی از مدل دی فرانکو (2011) اندازه‌گیری می‌کنیم. بر اساس این مدل یک شرکت به عنوان تابعی در نظر گرفته می‌شود که رویداد اقتصادی (بازده سهام) را به گزارش های مالی (سود حسابداری) تبدیل می‌کند. به طوریکه هر چه تابع حسابداری دو شرکت شباهت بیشتری با هم داشته باشد، قابلیت مقایسه صورت‌های مالی آن‌ها بیشتر خواهد بود. با استفاد از این معیار برای محاسبه قابلیت مقایسه بین دو شرکت i و j ، ابتدا مدل رگرسیونی زیر برای هر شرکت – سال و با استفاده از داده‌های سری زمانی برآورد می‌شود.

Earnings _it = α_i + 𝛽_𝑖Return _it + ε _it

(4)

که در آن، Earnings سود عملیاتی است که با ارزش بازار سهام ابتدای دوره، همگن می‌شود.

Return بازده سالانه سهام است. افزون بر آن i نماد شرکت و t نماده سال است.

در مدل 4، ضرایب αi و βi نشان می‌دهند که چگونه وقایع اقتصادی در سود حسابداری شرکت i منعکس می‌شوند با فرض یکسان بودن وقایع اقتصادی (بازده)، برای سنجش میزان تشابه در عملکرد سیستم‌های حسابداری دو شرکت i و j در انعکاس رویدادهای اقتصادی، سود پیش‌بینی شده هر شرکت، یک بار با استفاده از ضرایب برآوردشدۀ همان شرکت و بار دیگر با استفاده از ضرایب برآوردشده سایر شرکت‌های آن صنعت به صورت زیر محاسبه می‌شود:

E(Earnings) iit = 𝛼̂ i + 𝛽̂I Return it

(5)

E(Earnings) ijt = 𝛼̂j + 𝛽̂j Return it

(6)

 

که در آن‌ها، E(Earnings) _iit سود مورد انتظار شرکت i با استفاده از تابع و بازده شرکت i در زمان t است.

E(Earnings) _ijt  سود مورد انتظار شرکت j  با استفاده از تابع شرکت j  و بازده شرکت i  در زمان t است. 

قابلیت مقایسه حسابداری بین شرکت i وشرکت j (comp_ij) به صورت منفی میانگین قدر مطلق تفاضل بین سود برآورد شده با استفاده از توابع حسابداری شرکت i  و شرکت j محاسبه می‌شود. شرکت i  وشرکت j باید در یک گروه صنعتی یکسان باشند.

7)CompAcct _ijt= ×  | E (Earnings _iit)−E(Earnings _ijt )|

مقادیر بزرگتر این شاخص بیانگر قابلیت مقایسه بالاتر بین شرکت i وشرکت j است. در نهایت با میانگین‌گیری از تمامی‌ترکیب‌های Compij یک شاخص برای قابلیت مقایسه حسابداری در سطح هر شرکت محاسبه می‌گردد. لازم به ذکر است مقدار تعویقی این متغیر در مدل اصلی پژوهش استفاده می­گردد، چراکه قابلیت مقایسه صورت‌های مالی سال گذشته به صورت کیفیت گزارشگری مالی بالاتر سال آتی نمود پیدا می­کند.

ب) آزمون فرضیه دوم

مدل آزمون فرضیه دوم

SIZEJR _i,t = b₀ + b₁ DA _i,t + β₂ ACCTCOMPD _i,t-1 + β₃ DA _i,t * ACCTCOMPD _i,t-1 + b₄ CFO_i,t + β₅ SIZE_i,t + β₆ MTB_i,t  + β₇ NA_i,t  + β₈ HHI_i,t  + ∑Year +∑Ind+ e_i,t

(8)

در مدل8  داریم؛

متغیر وابسته: کارایی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری می‌باشد که برابر است با بازده تعدیل­شده در پایان سال که از جمع بازده­ها در طی سال تقسیم بر تعداد ماه‌ها بدست خواهد آمد.

متغیر مستقل: متغیر تعاملی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و بخش اختیاری اقلام تعهدی به عنوان متغیر مستقل اصلی جهت تصمیم‌گیری در مورد آزمون فرضیه دوم استفاده می­شود. تحقیقات نشان داده است که قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی بر اساس بخش اختیاری آن صورت می­پذیرد (ژای، 2001). به عبارتی بالاتر بودن قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در سال گذشته سبب افزایش درک استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی از قیمت‌گذاری اقلام تعهدی شده و بر این اساس، هرچه ضریب متغیر منفی­تر بوده، درک سرمایه‌گذران بالاتر بوده و فرضیه دوم تأیید می­گردد.

برای بخش تعهدی از باقی مانده مدل مک نیکولز (2002) استفاده خواهد شد.

 

(9)

 

با توجه به مدل های مطرح شده برای تحقیق ، متغیر های کنترلی و تعریف های عملیاتی آن طبق جدول 1 می‌باشد:

 

جدول 1- تعریف متغیر های کنترلی تحقیق

نام متغیر	تعریف عملیاتی
Size	اندازه شرکت، لگاریتم مجموعه طبیعی دارایی‌ها
Lev	اهرم مالی، برابر است با مجموعه بدهی تقسیم بر دارایی‌ها
RoA	بازده دارایی‌ها، برابر است با سود خالص تقسیم بر مجموعه دارایی‌ها
RoE	بازده حقوق صاحبان سهام، برابر است با سود خالص تقسیم بر ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام
GrowthSale	درصد رشد فروش برابراست، با فروش امسال منهای سال قبل تقسیم بر فروش سال قبل
Age	عمر شرکت، فاصله زمانی بین تأسیس شرکت تا سال مورد بررسی
Loss	زیان‌ده بودن، در شرکت در سال مورد بررسی زیان‌ده باشد. عدد یک در غیر این صورت عدد صفر
MtB	نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام
Industry	متغیر ساختگی صنعت
Year	متغیر ساختگی سال
CFO	اهرم مالی، برابر است با مجموعه بدهی تقسیم بر دارایی‌ها
NA	مقادیر پیش‌بینی شدۀ متغیر وابسته مدل مک نیکولز (2002).
HHI	شاخص هرفیندل هریشمن از حاصل جمع توان دوم سهم بازارکلیه بنگاه‌های فعال در صنعت به دست می‌آید

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

HHI: شاخص هرفیندل هریشمن از حاصل جمع توان دوم سهم بازارکلیه بنگاه‌های فعال در صنعت به دست می‌آید و به صورت الگوی 10 است چن و همکاران (2012). به عبارتی داریم فروش شرکت به فروش صنعت به توان دو.

HHI=

(10)

که در آن k تعداد بنگاه های فعال در بازار S i سهم بازار شرکت i ام است که از رابطه 11 به دست می‌آید.

Si=

(11)

که در آن Xj نشان‌دهنده فروش شرکت j ام و l نشان‌دهندۀ نوع صنعت است. شاخص هرفیندال هیرشمن، میزان تمرکز صنعت را اندازه‌گیری می‌کند. هر چه این شاخص بزرگتر باشد، میزان تمرکز بیشتر بوده و رقابت کمتری در صنعت وجود دارد و بالعکس. لازم به ذکر است که این شاخص در پژوهش‌های چنگ و همکاران [39] (2013) نیز استفاده شده است.

 

5-یافته های پژوهش

5-1-آمار توصیفی پژوهش

یکی از مهمترین و معتبرترین شاخص‌های پراکندگی که در این تحلیل بدان‌ها پرداخته شده است انحراف معیار (انحراف استاندارد) است. این معیار جذر مثبت واریانس داده­ها است که بر سایر آماره‌های پراکندگی رجحان دارد. همچنین در مقایسه دو یا چند جامعه آن که انحراف معیارش کمتر است، مقادیر صفت مورد مطالعه آن جامعه یکنواخت‌تر از جامعه‌های دیگر است. اگر پراکندگی بالا باشد انحراف استاندارد بزرگ خواهد شد. یافته‌های توصیفی حاصل از این پژوهش شامل میانگین، میانه، انحراف معیار، کمترین مشاهده و بیشترین مشاهده طی جداول ذیل ارائه می‌شود. تفاوت اندک بین متغیر میانه و میانگین حاکی از نرمال بودن متغیرهاست. همچنین متغیرها دارای انحراف معیار پایین هستند و این مورد نیز مؤید توزیع یکنواخت داده­ها می­باشد.

 

جدول 2 - شاخص‌های آمار توصیفی متغیرهای مدل پژوهش

تعریف عملیاتی	نماد	میانگین	میانه	انحراف معیار	کمترین مقدار	بیشترین مقدار
شاخص اول کیفیت گزارشگری مالی	FRQ1	080/0	064/0	073/0	000/0	576/0
شاخص دوم کیفیت گزارشگری مالی	FRQ2	081/0	069/0	075/0	000/0	595/0
بازده تعدیل شده	SIZEJR	024/0	002/0	090/0	079/0-	738/0
قابلیت مقایسه صورتهای مالی	ACCTCOMPD	001/0-	000/0	002/0	040/0-	000/0
اقلام تعهدی اختیاری	DA	000/0	000/0	108/0	435/0-	595/0
شاخص هرفیندال	HHI	089/0	061/0	103/0	016/0	737/0
اندازه شرکت	Size	050/14	050/14	391/1	352/10	150/19
اهرم مالی	Lev	589/0	589/0	222/0	013/0	078/2
بازده دارایی­ها	ROA	113/0	112/0	128/0	451/0-	548/0
بازده حقوق صاحبان سهام	ROE	258/0	245/0	287/0	902/0-	802/0
رشد فروش	Growth	203/0	183/0	377/0	603/0-	742/2
سن شرکت	Age	528/1	591/1	196/0	114/1	756/1
زیان­دهی	Loss	133/0	000/0	340/0	000/0	000/1
ارزش بازار به دفتری حقوق صاحبان سهام	MTB	281/3	840/2	199/2	174/0	924/9
جریان نقد عملیاتی	Cashflow	112/0	109/0	124/0	460/0-	642/0
اقلام تعهدی غیراختیاری	NA	002/0	002/0	076/0	233/0-	288/0

منبع:یافته‌های پژوهشگر

 

بر اساس نتایج جدول 2، مشاهده می­شود میانگین متغیرهای کیفیت گزارشگری مالی که از قدرمطلق خطاهای مدل کوتاری و همکاران (2005) و کازنیک (1999) گرفته شده است، هر دو حدود 08/0 بوده و هر چقدر این مقادیر به صفر نزدیکتر باشند، کیفیت بالاتر است. متغیر بازده تعدیل­شده نیز میانگینی حدود 024/0 را داشته که نشان می­دهد میانگین بازده انباشته 12 ماهه در طول سال برای شرکت‌های نمونه حدود 24 درصد است. متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی نیز دارای میانگین منفی و نزدیک به صفر می­باشد. ماهیت این عدد منفی بوده و به همین علت مقدار بیشترین مقدار صفر می‌باشد. اقلام تعهدی اختیاری که از مقادیر خطای مدل مک نیکولز (2002) استخراج شده است دارای میانگین صفر می­باشد. شاخص رقابت در بازار نیز دارای میانگینی حدود 9 درصد بوده و این مقدار نیز از عدد میانه برای شرکت‌ها بزرگتر بوده که نشان می­دهد در بیشتر مشاهدات نمونه، تمرکز صنعت در بخش فروش مشهود است. اهرم مالی حاکی از آن است که مجموع بدهی به دارایی شرکت‌ها حدود 59 درصد بوده و سود خالص به دارایی‌ها نیز حدود 11 درصد است. میانگین رشد فروش­ها حدود 20 درصد بوده و مثبت است و حدود 13 درصد از مشاهدات زیان­ده هستند.

 

5-2-نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش

در این قسمت به بررسی نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش پرداخته خواهد شد.

 

نتایج آزمون فرضیه اول پژوهش

فرضیه اول: مقایسه‌پذیری حسابداری رابطه مثبت با کیفیت گزارشگری مالی دارد.

لازم به ذکر است آزمون این فرضیه بر اساس دو شاخص کیفیت گزارشگری مالی به عنوان متغیر وابسته سنجیده خواهد شد.

با توجه به جدول 3، نخست به پیش­شرط­های برازش مدل پرداخته می­شود. مشاهده می­شود مقدار معناداری آماره فیشر در هر دو مدل، 000/0 بوده و با توجه به این که این مقدار زیر سطح خطای 5 درصد است، برازش مناسب مدل را می­رساند. از سویی، مقدار ضریب تعیین تعدیل­شده برای مدل با شاخص اول 213/0 و برای مدل با شاخص دوم 233/0 بوده و به عبارتی، به ترتیب حدود 21 و 23 درصد از متغیر وابسته توسط متغیرهای سمت راست معادله تبیین شده­اند.

همچنین، آماره دوربین ­واتسون نیز برای هر دو مدل، با قرار گرفتن بین بازه 5/1 الی 5/2 نشان از عدم وجود خودهمبستگی مرتبه اول بین خطاهای مدل می­باشد. برای بررسی دقیق­تر از آزمون براش­گادفری بهره برده شده است.

به منظور بررسی ناهمسانی واریانس و عدم وجود خودهمبستگی بین جملات خطای مدل رگرسیونی، به ترتیب از آزمون‌های وایت و براش_گادفری استفاده شده است. مشخص است که معناداری دو آزمون برای هر دوم مدل بیش از سطح خطای 5 درصد بوده و بنابراین، فرض همسانی واریانس و وجود خودهمبستگی مراتب بالاتر در جملات خطای مدل، رد شده و برازش مدل به صورت مناسب شکل گرفته است و نیاز به رفع آن‌ها نیست.

در مورد متغیر مستقل اصلی پژوهش، یعنی متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی مقدار معناداری در مدل با شاخص اول و شاخص دوم به ترتیب، 017/0 و 037/0 بوده و با توجه به اینکه این مقادیر کمتر از سطح خطای 5 درصد است، فرضیه اول با استفاده از هر دو شاخص کیفیت گزارشگری مالی تأیید گردیده و مقایسه‌پذیری حسابداری رابطه مثبت با کیفیت گزارشگری مالی دارد.

دقت شود که ضریب در هر دو مدل منفی و برابر 272/0- و 042/0- است، یعنی افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی سبب کاهش قدرمطلق خطای اقلام تعهدی، گردیده و هرچه این مقدار کمتر شود، کیفیت گزارشگری مالی افزایش یافته است.

 

جدول3- نتایج آزمون فرضیه اول پژوهش

متغیر				ضریب		آماره­تی		معناداری		ضریب		آماره­تی		معناداری
				کیفیت گزارشگری مالی (مدل کوتاری و همکاران، 2005)						کیفیت گزارشگری مالی (مدل کازنیک، 1999)
ضریب ثابت		C	222/0		422/5		000/0		200/0		532/3		001/0
قابلیت مقایسه صورت های مالی		ACCTCOMPD	272/0-		389/2-		017/0		042/0-		095/2-		037/0
اندازه شرکت		Size	013/0-		707/4-		000/0		011/0-		465/3-		001/0
اهرم مالی		Lev	051/0		412/2		016/0		106/0		441/4		000/0
بازده دارایی­ها		ROA	192/0		529/2		012/0		378/0		842/6		000/0
بازده حقوق صاحبان سهام		ROE	005/0-		390/0-		697/0		032/0-		789/1-		074/0
رشد فروش		Growth	005/0		581/0		561/0		006/0		675/0		500/0
سن شرکت		Age	020/0-		376/1-		169/0		047/0-		366/2-		018/0
زیان­دهی		Loss	013/0		841/1		066/0		095/0		581/8		000/0
ارزش بازار به دفتری حقوق صاحبان سهام		MTB	001/0		051/0		959/0		004/0-		600/2-		010/0
اثرات صنعت		∑IND	کنترل گردید						کنترل گردید
اثرات سال		∑YEAR	کنترل گردید						کنترل گردید
	776/3 (000/0)						440/5 (000/0)
	217/0						285/0
	213/0						233/0
	008/2						756/1
	534/0						832/0
	478/0						284/0

منبع:یافته‌های پژوهشگر

 

5-3-نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش

فرضیه دوم: مقایسه‌پذیری حسابداری رابطه مثبتی با کارآیی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری دارد.

مانند فرضیه اول با توجه به جدول 4،  نخست به پیش­شرط­های برازش مدل پرداخته می­شود. مشاهده می­شود مقدار معناداری آماره فیشر، 000/0 بوده و با توجه به این که این مقدار زیر سطح خطای 5 درصد است، برازش مناسب مدل را می­رساند. از سویی، مقدار ضریب تعیین تعدیل­شده 510/0 بوده و به عبارتی، حدود 51 درصد از متغیر وابسته توسط متغیرهای سمت راست معادله تبیین شده­اند.

همچنین، آماره دوربین­واتسون نیز، با قرار گرفتن بین بازه 5/1 الی 5/2 نشان از عدم وجود خودهمبستگی مرتبه اول بین خطاهای مدل می­باشد. برای بررسی دقیق­تر از آزمون براش­گادفری بهره برده شده است.

 

جدول4-نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش

	متغیر		ضریب	انحراف معیار	آماره­تی	معناداری
ضریب ثابت		C	078/0-	045/0	717/1-	087/0
اقلام تعهدی اختیاری		DA	070/0-	031/0	263/2-	024/0
قابلیت مقایسه صورتهای مالی		ACCTCOMPD	285/2-	379/1	657/1-	098/0
اثر تعاملی		DAACCTCPM	284/5-	571/1	367/3-	000/0
جریان نقد عملیاتی		CASHFLOW	009/0-	054/0	161/0-	872/0
اندازه شرکت		SIZE	002/0	003/0	793/0	428/0
ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام		MTB	013/0	002/0	257/8	000/0
اقلام تعهدی غیراختیاری		NA01	085/0	091/0	929/0	353/0
شاخص هرفیندال		HHI	046/0	180/0	255/0	799/0
اثرات صنعت		∑IND	کنترل گردید
اثرات سال		∑YEAR	کنترل گردید
	آماره فیشر (معناداری)		145/17 (000/0)
	ضریب تعیین		541/0
	ضریب تعیین تعدیل­شده		510/0
	آماره دوربین­واتسون		322/2
	معناداری آزمون وایت		170/0
	معناداری آزمون براش_گادفری		161/0

منبع:یافته‌های پژوهشگر

 

به منظور بررسی ناهمسانی واریانس و عدم وجود خودهمبستگی بین جملات خطای مدل رگرسیونی، به ترتیب از آزمون‌های وایت و براش_گادفری استفاده شده است. مشخص است که معناداری دو آزمون بیش از سطح خطای 5 درصد بوده و بنابراین، فرض همسانی واریانس و وجود خودهمبستگی مراتب بالاتر در جملات خطای مدل، رد شده و برازش مدل به صورت مناسب شکل گرفته است و نیاز به رفع آن‌ها نیست.

در مورد متغیر اثر تعاملی که قرار است تایید یا عدم تأیید فرضیه بر اساس آن انجام شود، مقدار معناداری برای اثر تعاملی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و اقلام تعهدی اختیاری، 000/0 بوده و با توجه به اینکه این مقادیر کمتر از سطح خطای 5 درصد است، فرضیه دوم نیز تأیید گردیده و مقایسه‌پذیری حسابداری رابطه منفی با کارآیی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری دارد. به عبارتی، بالاتر بودن قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در سال گذشته سبب افزایش درک استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی از قیمت‌گذاری اقلام تعهدی شده و بر این اساس، هرچه ضریب متغیر منفی­تر بوده، درک سرمایه‌گذاران بالاتر بوده و فرضیه دوم تأیید می­گردد.

 

6- بحث و نتیجه‌گیری

هیات استاندارد حسابداری مالی (2010) بیان می‌کند که مقایسه‌پذیری، سودمندی اطلاعات حسابداری را افزایش می‌دهد و استفاده‌کنندگان گزارش‌های مالی را قادر می‌سازد تا شباهت‌ها و تفاوت‌های بین پدیده‌های اقتصادی را شناسایی کنند. علاوه بر این، این هیات درسال1980 بیان می‌کند، در صورتی که اطلاعات مقایسه‌ای در دسترس نباشد، تصمیم‌های سرمایه‌گذاری و وام‌دهی نمی‌توانند منطقی باشند. تحقیقات در این زمینه نیز براهمیت مقایسه‌پذیری در قضاوت عملکرد شرکت تأکید دارند. تحقیقات موجود درباره مقایسه‌پذیری حسابداری عمدتا بر مزایای آن برای استفاده‌کنندگان گزارش‌های مالی مانند تحلیلگران مالی و اعتباردهندگان تأثیر می‌گذارد (دی فرانکو و همکاران، 2011؛ کیم و همکاران، 2013). مطالعات بسیار کمی ‌به بررسی پیامدهای مقایسه‌پذیری برای مدیران، به عنوان یک بخش مهم در روند تولید و انتشار اطلاعات پرداخته‌اند. همچنین، پیامدهای مقایسه‌پذیری برای کاربران به طور کامل مورد بررسی قرار نگرفته است. در این راستا در این مقاله به بررسی پیامدهای مقایسه‌پذیری بر تهیه‌کنندگان و کاربران صورت‌های مالی می‌پردازیم. ابتدا تأثیر مقایسه‌پذیری را بر توانایی مدیران برای پیش‌بینی دقیق‌تر عملکرد آتی شرکت و تهیه صورت‌های مالی با کیفیت‌تر بررسی می‌کنیم. همچنین شواهدی ارائه می‌دهیم که نشان می‌دهد مقایسه‌پذیری با پیش‌بینی‌های مدیریتی دقیق‌تر و صریح‌تر  رابطه دارد و این تصور که مقایسه‌پذیری به مدیران کمک می‌کند پیش‌بینی‌های دقیق‌تری از عملکرد آتی شرکت داشته باشند، را تأیید می‌کند.

یافته‌های تحقیق نشان می‌دهد که افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی به عنوان متغیر مستقل سبب کاهش متغیر وابسته، یعنی قدرمطلق خطای اقلام تعهدی گردیده و هرچه این مقدار کمتر شود، کیفیت گزارشگری مالی افزایش یافته است. همچنین مقایسه‌پذیری با کیفیت گزارشگری مالی بالاتر در نمونه‌هایی همراه است که اقلام تعهدی اختیاری بیانگر تلاش‌های مدیران برای سیگنال‌دهی عملکرد آتی شرکت هستند. در مجموع، نتایج آزمون‌ها نشان می‌دهد که مقایسه‌پذیری با کیفیت گزارشگری مالی بالاتر ارتباط دارد چرا که مقایسه‌پذیری باعث بهبود فرآیند برآورد اقلام تعهدی و توانایی سیگنال‌دهی عملکرد آتی می‌گردد. نتایج ما نیز نشان می‌دهد که بالاتر بودن قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در سال گذشته سبب افزایش درک استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی از قیمت‌گذاری اقلام تعهدی شده و بر این اساس، هرچه ضریب متغیر منفی­تر بوده، درک سرمایه‌گذاران بالاتر بوده‌است. همچنین دریافتیم که سرمایه‌گذاران با شدت کمتری به اقلام تعهدی زمانی که قابلیت مقایسه بیشتر است، پاسخ می‌دهند. از آنجایی که تحقیقات قبلی نشان می‌دهد که سرمایه‌گذاران تمایل دارند تداوم اقلام تعهدی و اقلام تعهدی بیش از حد را برآورد کنند، نتایج ما با قابلیت مقایسه سازگار است و به سرمایه‌گذاران کمک می‌کند تا مفاهیم اقلام تعهدی اختیاری را بهتر درک کنند. نتایج تحقیق با آزمون میشکین (1983) که به طور همزمان تداوم اقلام تعهدی و قیمت‌گذاری سرمایه‌گذاران اقلام تعهدی را بررسی می‌کند، این تصور را تأیید می‌کند. به طور کلی، نتایج ما نشان می‌دهد که توانایی سرمایه‌گذاران برای درک اقلام تعهدی با قابلیت مقایسه افزایش می‌یابد، و این مقایسه با کارایی بالاتر قیمت‌گذاری اقلام تعهدی مرتبط است.

در مجموع، نتایج آزمون‌ها نشان داد که مقایسه‌پذیری با کیفیت گزارشگری مالی بالاتر ارتباط دارد چرا که مقایسه‌پذیری باعث بهبود فرآیند برآورد اقلام تعهدی و توانایی سیگنال‌دهی عملکرد آتی می‌گردد. تحقیقات آتی می‌تواند به بررسی میزان ارتباط بین مقایسه‌پذیری و کیفیت گزارشگری مالی ناشی از بهبودها در سیگنال‌دهی مدیریتی برخلاف کاهش مدیریت سوددهی بپردازد.

یافته‌های دیگر تحقیق نشان می‌دهد، هنگامی‌که مقایسه‌پذیری بزرگتر باشد، سرمایه‌گذاران پاسخ چندان قوی به اقلام تعهدی اختیاری نشان نمی‌دهند. از آنجایی که تحقیقات گذشته نشان داد سرمایه‌گذاران تداوم اقلام تعهدی را بیش از اندازه برآورد نموده و قیمت‌گذاری اقلام تعهدی را دست بالا می‌گیرند، نتایج ما با کمک مقایسه‌پذیری به سرمایه‌گذاران در درک بهتر پیامدهای اقلام تعهدی اختیاری همخوانی دارد. در کل، نتایج نشان می‌دهد که توانایی سرمایه‌گذاران برای درک اقلام تعهدی با مقایسه‌پذیری افزایش یافته و مقایسه‌پذیری با کارآیی بالاتر اقلام تعهدی ارتباط دارد.

این مطالعه پیامدهای عملی نیز دارد. این مطالعه شواهدی ارائه می‌دهد دال بر آنکه مقایسه‌پذیری بیشتر نه تنها باعث بهبود کیفیت اطلاعات منتشر شده از سوی مدیران می‌گردد بلکه کارآیی قیمت‌گذاری اقلام تعهدی از سوی سرمایه‌گذاران را نیز افزایش می‌دهد. در آینده، تدوین‌کنندگان استاندارد حسابداری باید در سنجش هزینه و فایده روش‌های جایگزین حسابداری برای یک پدیده اقتصادی دقت نمایند چرا که چنین امری باعث تقلیل مقایسه‌پذیری و در نتیجه آگاهی‌بخشی اطلاعات صورت‌های مالی می‌گردد.

 

 

[1] گروه حسابداری، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران. نویسنده مسئول. [e-mail]

[2] گروه حسابداری، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران. [e-mail]

[3] - Revsine, L., Collins, D., Johnson, W. B., & Mittelstaedt, H. F

[4] -De Franco, G., Kothari, S. P., & Verdi

[5] - Kim, S., Kraft, P., & Ryan, S

[6] - Maiga, A. S., & Jacobs, F. A

[7] - Mitchell, M. L., & Mulherin, J. H

[8] - Libby, R., & Luft, J

[9] - Perotti, P., & Wagenhofer, A

[10] - Sloan, R

[11] - Xie, H

[12] - Financial Accounting Standards Board

[13] - Generally accepted accounting principles

[14] - Srivastava, A

[15] - Francis, J., Lafond, R., Olsson, P., & Schipper, K

[16] - Schipper, K

[17] - Francis, J., Huang, S., & Khurana, I

[18] - Chen, C., Collins, D., Kravet, T., & Mergenthaler, R

[19] - Choi, J., Choi, S., Myers, L., & Ziebart, D

[20] - Barth, M., Landsman, W., Lang, M., & Williams, C

[21] - Gordon, E., Greiner, A., Kohlbeck, M., Lin, S., & Skaife, H

[22] - Gong, G., Li, L. Y., & Zhou, L

[23] - Arya, A., Glover, J., & Sunder, S

[24] - Beaver, W., & Engel, E

[25] - Louis, H., & Robinson, D

[26] - Watts, R., & Zimmerman, J

[27] - Bowen, R., Rajgopal, S., & Venkatachalam, M

[28] - Beatty, A., Liao, S., & Yu, J. J

[29] - Desir, R

[30] - Durnev, A., & Mangen, C

[31] - Demerjian, P., Lev, B., Lewis, M., & McVay, S

[32] - Holthausen, R., & Verrecchia, R

[33] - Choi, S., & Salamon, G

[34] - Teoh, S., & Wong, T

[35] - Chauhan, Y., & Kumar, S. B

[36] - Habib, A.,Monzur Hasan, M., Al-Hadi, A

[37] - Sohn, B. C

[38] - Kothari, S. P., Leone, A. J., & Wasley, C. E

[39] - Cheng, P., Man, P., & Yi, C. H

مراجع

فهرست منابع

• خان محمدی، محمد، مرادی و خدایی، (1397)، "بررسی رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله پژوهش در حسابداری و علوم اقتصادی، سال دوم، شماره سه (پیاپی چهارم)، جلد یک
• رضایی، فرزین؛ مریم مرادی و لیلا مرادی، (1399)، "تأثیر ویژگی‌های شرکت بر رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجوه نقد شرکت‌ها"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، صص 61-80.
• فرساد، غلامرضا و مهدی معدنچی، (2019)، "نقش اقلام تعهدی درسودآوری و سود سهام شرکت‌ها"،  مجله پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، (42)11، صص 71-92.
• کیا، علی و مهدی صفری گرایلی، (1396)، "قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، مدیریت سود تعهدی و مدیریت سود واقعی"، مجله علمی-پژوهشی دانش حسابداری مالی، دوره 4، شماره 2، پیاپی13، صص 137-115
• مقدم، رقیه و زهرا لشگری ، (1397)، "تأثیر سیاست‌های تقسیم سود سهام بر تصمیمات سرمایه‌گذاری با تأکید بر کیفیت گزارشگری مالی"، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، (40)10، صص 21-46.

مهدوی، غلامحسین و غلامرضا رضایی، (1392)، "بررسی اثرات کیفیت گزارشگری مالی بر سیاست تقسیم