تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر سطح سرمایه‌گذاری آتی و ارزش سهام
تاریخ دریافت: 02/10/1400 تاریخ پذیرش: 05/12/1400 مهدی حقیقت شهرستانی
محسن دستگیر
افسانه سروش یار
چکیده
سرمایه‌گذاری به عنوان یکی از راه‌های مهم توسعه شرکت‌ها و جلوگیری از رکود و عقب‌ماندگی آنهاست، زمانی که سطح سرمایهگذاریهای شرکت متناسب باسیاست‌های مالی و عملیاتی باشد، میتواند برای شرکت ارزش‌آفرینی کند و ارزش سهام یک شرکت را افزایش دهد. یکی از عوامل مؤثر بر این دو پارامتر، یعنی سطح سرمایه‌گذاری و ارزش سهامداران، معیار محافظه‌کاری است؛ بنابراین هدف مقاله حاضر بررسی تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر سطح سرمایه‌گذاری آتی و ارزش سهام است. در این راستا از اطلاعات مالی 129 شرکت برای دوره مالی 1387 تا 1395 به صورت داده‌های ترکیبی استفاده گردید. جهت تجزیه‌وتحلیل داده‌های پژوهش از روش رگرسیون چند متغیره استفاده شد. یافتههای پژوهش حاکی از آن است که واحدهای تجاری که سطح بالایی از محافظه‌کاری شرطی را اعمال می‌کنند سطح پایین‌تری از سرمایه‌گذاری را انجام می‌دهند. همچنین واحدهای تجاری که سطح بالایی از محافظه‌کاری غیرشرطی را اعمال می‌کنند، سطح بالاتری از سرمایه‌گذاری دارند. دیگر یافته پژوهش حاکی از آن است که سطح محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی، تأثیر سرمایه‌گذاری شرکت بر روی ارزش سهام را تشدید می‌کند. نتایج این تحقیق از منظر تئوری قراردادی محافظه‌کاری و تئوری عدم تقارن اطلاعاتی قابل تبیین می‌باشد.
واژه‌های کلیدی: ارزش سهام، بازده سهام، سرمایه‌گذاری محافظه‌کاری شرطی، محافظه‌کاری غیرشرطی.
1- مقدمه
بقای شرکت‌ها به تصمیمات سرمایه‌گذاری آنها بستگی دارد. یکی از هدف‌های سرمایه‌گذاری ارزش‌آفرینی برای سهامداران است، بدین منظور، مدیران نقش قابل‌ملاحظه‌ای در انتخاب پروژههای سرمایه‌گذاری دارند. در این پژوهش در وهله اول تأثیر محافظه‌کار شرطی و غیرشرطی بر سطح سرمایه‌گذاری آتی شرکت بررسی می‌گردد، سپس اثر این رابطه بر ارزش سهام بررسی می‌گردد. اخیراً هیئت تدوین استانداردهای حسابداری امریکا با همکاری هیئت تدوین استانداردهای حسابداری بین‌المللی در بیانیه مفهومی مشترک خود در سال 2010 احتیاط را از ویژگی‌های کیفی اطلاعات حسابداری حذف کرده‌اند؛ اما آثار محافظه‌کاری در گزارشگری مالی در سراسر جهان وجود دارد و حتی بعد از این بیانیه مشترک نیز قابل تأمل است.
محافظه‌کاری از طریق شناسایی به موقع زیان‌ها باعث نظارت بر پروژه‌ها می‌گردد و به عمر پروژههای نامناسب خاتمه می‌دهد. محققان دو نوع از محافظه‌کاری را تحت عنوان محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی مطرح نموده‌اند اگر یک شرکت محافظه‌کار شرطی را اعمال کند به سختی میتواند تا دوره مدیریت بعدی شناسایی هزینه و زیان حسابداری از یک پروژه غیر سودمند را به تأخیر بیندازد (ناکانو و همکاران، 2014). در این شرایط احتمال بیشتری وجود دارد که مدیران این هزینه یا زیان حسابداری را در طول دوره تصدی خود ثبت کنند. نظارت بر تصمیم‌های سرمایه‌گذاری مدیران به این ترتیب شدیدتر است و این احتمال وجود دارد که مدیران از آغاز پروژههای سرمایه‌گذاری نه تنها با ارزش فعلی خالص منفی، بلکه با ارزش فعلی خالص مثبت با سود دهی اولیه کم خودداری کنند. (بال و شواکومار، 2005؛ فرانسیس و مارتین، 2010). در خصوص محافظه‌کاری غیرشرطی می‌توان بیان کرد که افزایش این نوع محافظه‌کاری، ریسک‌پذیری مدیریت را افزایش می‌دهد و این موضوع میتواند منجر به سرمایه‌گذاری بیش از حد شود و تأثیر منفی بر کارایی سرمایه‌گذاری و ارزش سهامداران داشته باشد. از طرفی محافظه‌کاری غیرشرطی فرایند نظارت پیشگیرانه را افزایش می‌دهد که میتواند منجر به کارایی سرمایه‌گذاری شود. در نتیجه با تحریک ریسک‌پذیری مدیر، از سرمایه‌گذاری کمتر از حد جلوگیری کند. در واقع اثر محافظه‌کاری غیرشرطی بر رابطه سرمایه‌گذاری و بازده سهام هم میتواند اثر مثبت داشته باشد و هم میتواند اثر منفی داشته باشد (ناکانو و همکاران، 2014؛ کیم و ژانگ، 2016). در یک بازار ناکارا، وجود عدم تقارن اطلاعاتی، کیفیت پایین اطلاعات حسابداری و تضادهای نمایندگی، مانع از اتخاذ تصمیمات بهینه و سازگار با اهداف شرکت میشود. از این رو سرمایه‌گذاری به اندازه بهینه صورت نمی‌گیرد. چنانچه تصمیمات سرمایه‌گذاری کارا نباشند، وضعیت سودآوری شرکت دچار بحران خواهد شد که در نهایت آثار این تصمیمات در قیمت سهام شرکت منعکس خواهد شد و ارزش سهام شرکت کاهش می‌یابد. پژوهش‌های؛ اشیدا و ایتو (2014) در ژاپن، رویچودهری و همکاران (2010) و گارسیا لارا و همکاران (2010) در آمریکا نشان داد که محافظه‌کاری مشروط و غیر مشروط بر سطح سرمایه‌گذاری اثرگذار است. در ایران نیز پژوهش‌های مختلفی نظیر مسعودی و همکاران (1397)؛ پورزمانی و منصوری (1394)؛ اسدی و بیات (1394) به بررسی اثر محافظه‌کاری بر سرمایه‌گذاری و ارزش سهام به صورت مجزا پرداخته‌اند؛ اما پژوهش حاضر به دنبال تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر رابطه سرمایه‌گذاری با ارزش سهام است به عبارتی در این پژوهش اثر محافظه‌کاری همزمان بر سرمایه‌گذاری و ارزش سهام بررسی می‌گردد. تا به امروز پژوهش‌های زیادی در مورد پیامدهای اقتصادی محافظه‌کاری انجام شده است؛ مانند (بیور و رایان، 2005؛ واندر؛ 2007؛ ایزدی نیا و همکاران، 1392). با این حال، پژوهشگران کمتر بر منافع سرمایهگذاران بازار سهام متمرکز شده‌اند. علاوه بر این، پژوهش‌های بسیار کمی درباره تفاوت‌های احتمالی در پیامدهای اقتصادی دو نوع محافظه‌کاری انجام شده است. هدف این مقاله، پر کردن این شکاف تحقیق با بررسی چند فرضیه در مورد پیامدهای اقتصادی هر یک از دو نوع محافظه‌کاری در بازار سرمایه ایران از منظر سرمایهگذاران بازار سهام است. انجام پژوهش حاضر از این جهت با اهمیت است که می‌توان از طریق شناسایی محافظه‌کاری رفتار فرصت‌طلبانه مدیر را پیشبینی نمود و از این مطلب در خصوص ارزشگذاری سهام استفاده نمود. به طور کلی هدف پژوهش حاضر تبیین تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر رابطه سطح سرمایه‌گذاری آتی شرکت با ارزش شرکت است. در قسمت بعدی مبانی تئوریک میان متغیرهای پژوهش تشریح گردیده است.
2- چارچوب نظری و پیشینه پژوهش
بر اساس نظریه نمایندگی، زمانی که یک خطر اخلاقی در رابطه بین مدیران و سهامداران وجود دارد، مدیران ممکن است فرصت‌های سرمایه‌گذاری را با وجود ارزش فعلی خالص مثبت دنبال نکنند، حتی این امکان وجود دارد که منابع به پروژههای سرمایه‌گذاری با ارزش فعلی خالص منفی اختصاص یابد؛ به عبارت دیگر، مدیران میتوانند جهت دستیابی به منافع شخصی خود از جریان نقد آزاد استفاده کنند و تصمیمات تجاری را بر اساس اهداف کوتاه‌مدت انتخاب کنند (جنسن، 1986). این خطر اخلاقی با وجود عدم تقارن اطلاعات بین مدیران و سهامداران بیشتر میشود. افشای اطلاعات حسابداری و گزارشگری مالی نقش مهمی در کاهش ناقرینگی اطلاعات و خطر اخلاقی ایفا می‌کند و به عنوان ابزاری برای نظارت بر مدیران عمل می‌کند.
از آنجایی که نهادهای استانداردگذار محافظه‌کاری را متضاد با بی‌طرفی می‌دانند در بیانیه‌های مفهومی خود هر کدام به طریقی آن را نادیده و کمرنگ نموده‌اند؛ اما همواره این سؤال مطرح است که آیا مدیران ریسک گریز تمایل دارند پروژههای سرمایه‌گذاری را بر پایه خوش‌بینی گزینش کنند، از آنجایی که حقوق و مزایا و شهرت آنها در گرو تصمیمات کنونی است منطقی به نظر می‌رسد که نگرش مدیران در انجام سرمایه‌گذاری‌ها محافظه‌کارانه باشد (ایزدی نیا و همکاران، 1392). هیئت استانداردهای حسابداری امریکا محافظه‌کاری را واکنشی محتاطانه به ابهام در تلاش برای اطمینان از اینکه ابهام و ریسک‌های ذاتی شرایط تجاری به گونه‌ای مناسب مدنظر قرار گرفته‌اند تعریف نمود.
محافظه‌کاری حسابداری در محدود کردن آزادی عمل و خوش‌بینی مدیران، حمایت از حقوق ذینفعان و حل بسیاری از مشکلات نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی وارد عمل میشود. محافظه‌کاری به عنوان میزان تأیید پذیری بالاتر مورد نیاز، برای شناسایی سودها نسبت به زیان‌ها، نگاه خوش‌بینانه مدیران را نسبت به شرکت خنثی می‌کند (زنجیردار و رفیعی، 1396).
محافظه‌کاری شرطی یک فرایند حسابداری است که به دنبال شناسایی اخبار بد یا زیان‌های اقتصادی به عنوان هزینه یا زیان حسابداری در یک رفتار به موقع است. در حالی که محافظه‌کاری غیرشرطی بر کمتر نشان دادن سود خارج از پیامدهای اقتصادی رویدادهای مالی متمرکز است. به عنوان مثال شناسایی بلادرنگ کاهش ارزش دارایی‌ها از نوع شرطی و استفاده از روش‌های گردش موجودی با قصد بیشتر نشان دادن بهای تمام شده از نوع غیرشرطی است (بیور و رایان، 2005؛ واندر، 2007).
انگیزه اصلی برای محافظه‌کاری غیرشرطی، سختی ارزیابی دارایی‌ها و بدهی‌ها است. انگیزه اصلی برای محافظه‌کاری شرطی خنثی کردن انگیزه‌های مدیران برای گزارشگری اطلاعات حسابداری دارای جانبداری رو به بالا در موقعی که رویدادهای نامناسب اتفاق افتاده می‌باشد. انگیزه‌های مشابه نیز برای این دو نوع محافظه‌کاری وجود دارد. برای مثال، تابع نامتقارن زیان سرمایهگذاران موجب میشود اثر منافعی که آنها از سود کسب می‌کنند کمتر از آسیب‌هایی باشد که از زیانی بااهمیت مشابه می‌بینند. این دو، مفاهیم مشابهی نیز دارند که می‌توان به فزونی ارزش بازار خالص دارایی‌ها به ارزش دفتری آنها اشاره کرد.
قابل تصور است که در بکارگیری محافظه‌کاری شرطی امکان بروز انعطاف‌پذیری توسط استانداردهای حسابداری محدود گردد؛ بنابراین مدیران کمتر میتوانند از این طریق سیاست‌های سرمایه‌گذاری خود را مدیریت و حساب آرایی کنند، اما با اعمال محافظه‌کاری غیرشرطی انعطاف آنها بیشتر میشود زیرا به عنوان مثال روش استهلاک را خود مدیر تعیین می‌کند، یا روش کاهش ارزش را به گونه‌ای انتخاب می‌کند تا ارزش واقعی از نظر دور بماند، بنابراین انتظار بر این است در شرکت‌های با محافظه‌کاری شرطی بالاتر، تمایل به سرمایهگذاریهای نوآورانه کمتر باشد؛ زیرا شناسایی به هنگام تر هزینه‌ها و زیان‌های اولیه پروژه‌ها نسبت به درآمدهای آتی در صورت بروز شکست‌های اولیه در پروژه‌ها، موقعیت مدیران را به خطر می‌اندازد. آنها برای گریز از چنین وضعیتی، سرمایهگذاریهای از این نوع را از میز گزینه‌های خود حذف می‌نمایند. از طرف دیگر شرکت‌هایی که دارای محافظه‌کاری غیرشرطی بالاتری هستند به سبب انعطاف‌پذیری بیشتر، گزینشی بودن روش‌ها و وجود فرصت‌های آرایش حساب‌ها میتوانند شانس خود را در انتخاب پروژههای سرمایه‌گذاری خلاقانه امتحان کنند و کمتر از زیان‌ها و هزینه‌های شکست پروژه‌ها هراسان باشند (اشیدا و ایتو، 2014).
اگر یک شرکت محافظه‌کار شرطی را اعمال کند به سختی میتواند تا دوره مدیریت بعدی شناسایی هزینه و زیان حسابداری از یک پروژه غیر سودمند را به تأخیر بیندازد. احتمال بیشتری وجود دارد که مدیران این هزینه یا زیان حسابداری را در طول دوره تصدی خود ثبت کنند. در این حالت نظارت بر تصمیم‌های سرمایه‌گذاری مدیران به این ترتیب شدیدتر است و این احتمال وجود دارد که مدیران از آغاز پروژههای سرمایه‌گذاری نه تنها با ارزش فعلی خالص منفی، بلکه با ارزش فعلی خالص مثبت با سود دهی اولیه کم خودداری کنند (بال و شواکومار، 2005؛ فرانسیس و مارتین، 2010). رویه محافظه‌کاری شرطی فرایند نظارت بعد از اجرای سرمایه‌گذاری را قوی می‌کند. پانیک و لیسیس (2007) بیان می‌کنند که کاهش در قیمت سهام و افزایش در هزینه بدهی در زمان شناسایی هزینه‌ها و زیان‌ها به عنوان محرکی برای اعضای هیئت مدیره، سهامداران اصلی و نهادهای نظارتی به منظور دخالت در امور مدیریت است. این میتواند باعث شود تا مدیران شرکت‌ها وقتی در معرض هزینه‌ها و زیان‌ها قرار می‌گیرند به رها کردن گزینه‌ها برای بهبود سریع عملکرد و لغو پروژههای غیر سودمند تعقیب شوند. به همین علت، محافظه‌کاری شرطی به عنوان محرکی منجر میشود مدیران رویه خروج زودهنگام قبل از ثبت کسری در پروژه‌هایی که سودآوری به وضوح پایین است یا وقتی که با ارزش فعلی خالص منفی است را انجام دهند.
به این ترتیب، محافظه‌کاری شرطی سرمایه‌گذاری در پروژههای غیرسودآور و یا کم سود را از طریق تقویت فرایند نظارت مدیران سرکوب می‌کند، علاوه بر این، تقویت فرآیند نظارت زمانی که با ارزش فعلی خالص مثبت است، خروج از پروژههای با سودآوری پایین را ترویج می‌کند.
محافظه‌کاری شرطی میتواند با تأثیر سطح سرمایه‌گذاری شرکت‌ها بر ارزش سهام تأثیر گذارد. محافظه‌کاری شرطی از طریق تقویت فرایند نظارت مدیریت میتواند مانع از سرمایه‌گذاری بیش از حد شود و تأثیر مثبتی بر ارزش سهام و کارایی سرمایه‌گذاری داشته باشد (گارسیا لارا و همکاران، 2010). از سوی دیگر، اگر محافظه‌کاری شرطی بیش از حد، فرآیند نظارت را تشدید کند، میزان سرمایه‌گذاری شرکت‌ها بیش از حد لازم سرکوب میشود که منجر به کم سرمایه‌گذاری میشود و تأثیر منفی بر کارایی سرمایه‌گذاری و ارزش سهامداران دارد. در واقع اثر محافظه‌کاری شرطی بر رابطه سرمایه‌گذاری و بازده سهام هم میتواند اثر مثبت داشته باشد و هم میتواند اثر منفی داشته باشد.
محافظه‌کاری غیرشرطی یک فرآیند حسابداری است که هزینه و زیان حسابداری را به زودی ثبت می‌کند، به جای اینکه بر استهلاک واقعی ارزش دارایی متمرکز شود این تقویت روند نظارت در هنگام بررسی پروژههای سرمایه‌گذاری، احتمال پیشرفت مدیران، تنها در پروژههای با ارزش فعلی خالص مثبت را افزایش می‌دهد.
زمانی که محافظه‌کاری شرطی و محافظه‌کاری غیرشرطی با هم مواجه می‌شوند، محافظه‌کاری غیرشرطی نه تنها موجب حسابداری ضعیف میشود، بلکه اثر محافظه‌کاری شرطی را از بین می‌برد؛ بنابراین، وقتی رویه‌های سطح محافظه‌کاری غیرشرطی به عنوان یک اقدام احتیاطی افزایش می‌یابد، هزینه‌های / زیان‌های ناشی از عدم اطمینان در آینده برای یک پروژه ثبت میشود و خطر ریسک سود ناشی از تصویب محافظه‌کاری مشروط محدود میشود. در نتیجه، مدیران در صدد شروع یا ادامه سرمایه‌گذاری در پروژه‌هایی هستند که با ارزش فعلی خالص مثبت است، حتی اگر پروژه‌ها سودآوری کم و ریسک کسب‌وکار بالا داشته باشند.
زمانی که محافظه‌کاری غیرشرطی افزایش می‌یابد، ریسک‌پذیری مدیریت افزایش می‌یابد و این موضوع میتواند منجر به سرمایه‌گذاری بیش از حد شود و تأثیر منفی بر کارایی سرمایه‌گذاری و ارزش سهامداران داشته باشد. از طرفی محافظه‌کاری غیرشرطی فرایند نظارت پیشگیرانه را افزایش می‌دهد که میتواند منجر به کارایی سرمایه‌گذاری شود و در نتیجه با تحریک ریسک‌پذیری مدیر، از سرمایه‌گذاری کمتر از حد جلوگیری کند. در واقع اثر محافظه‌کاری غیرشرطی بر رابطه سرمایه‌گذاری و بازده سهام هم میتواند اثر مثبت داشته باشد و هم میتواند اثر منفی داشته باشد (ناکانو و همکاران، 2014). فلتام و اولسن (1995) از یک دیدگاه ارزشگذاری را به صورت تحلیلی اثبات می‌کنند که سیاست‌های حسابداری محافظه‌کارانه، گردش مالی آتی یک بنگاه اقتصادی را تغییر نمی‌دهد و بنابراین تأثیری بر ارزش بازار سهام آن بنگاه ندارد. محافظه‌کاری صرفاً ارزش سهامی را که در حسابداری بایگانی و ثبت شده است، تغییر می‌دهد.
سرمایهگذاران میتوانند تأثیر قابل توجهی بر روی تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران داشته باشند، زیرا آنها منبع مالی اصلی بسیاری از شرکت‌ها هستند. افشای به موقع زیان‌های بالقوه نیز سرمایهگذاران را قادر میسازد تا موقعیت مالی شرکت را با دقت بیشتری ارزیابی نمایند. اگر شرکت‌ها به انجام سرمایهگذاریهای افراطی علیرغم موقعیت مالی نامساعد ادامه دهند، سهامداران ممکن است سرمایه را فراهم نکنند و قیمتهای سهام بر این اساس کاهش خواهد یافت. تشخیص به موقع زیان در درآمدهای کنونی میتواند سیگنالی منفی به بازار بدهد و مدیران را از سرمایه‌گذاری در پروژههای غیر سودمند بازدارد. بر اساس این دلایل، ما پیشبینی میکنیم که محافظه‌کاری حسابداری مکمل مکانیزمهای حاکمیتی است و به کنترل تصمیمگیری سرمایه‌گذاری فرصتطلبانهی مدیران کمک خواهد نمود، بنابراین سرمایه‌گذاری افراطی را کاهش و نتایج منفی آن را کاهش خواهد داد. (چو و همکاران،2016)
یوجونتا و یوجانیا (2018) در پژوهشی با عنوان محافظه‌کاری حسابداری و عملکرد شرکت‌های تجاری: با نقش اقلام تعهدی به بررسی رابطه منفی بین محافظه‌کاری حسابداری و عملکرد شرکت‌ها در بورس نیجریه پرداخت. این پژوهش در صنعت محصولات مصرفی انجام شد. بر خلاف مبانی نظری نتایج نشان داد که یک رابطه مثبت بین محافظه‌کاری و عملکرد وجود دارد. این بدان معنی است که شرکت‌ها در این صنعت محافظه‌کاری ندارند و کیفیت گزارشگری مالی پایین دارند.
کیم و ژانگ (2016) در پژوهشی با عنوان «محافظه‌کاری حسابداری و ریسک کاهش قیمت سهام» به بررسی رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و ریسک کاهش قیمت سهام طی سال‌های 1964 تا 2007 در امریکا پرداختند. یافتههای پژوهش آنها نشان داد که محافظه‌کاری مشروط به احتمال کمتری موجب خرد شدن قیمت سهام در آینده میشود. همچنین، نتایج پژوهش آنها نشان داد که ارتباط بین محافظه‌کاری و ریسک خرد شدن قیمت سهام برای شرکت‌هایی با عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر محتملتر است. به‌طور کلی نتایج پژوهش آنها با این مفهوم که محافظه‌کاری شرطی انگیزه و توانایی مدیران را برای مبالغه در عملکرد و پنهان کردن خبر بد از سرمایهگذاران، محدود می‌کند همسو است.
ایشیدا و ایتو (2014) دریافتند که ضریب منفی میان سطح محافظه‌کاری شرطی و سطح سرمایه‌گذاری و ضریب مثبتی میان سطح محافظه‌کاری غیرشرطی و سطح سرمایه‌گذاری وجود دارد.
فرانسیس و همکاران (2013) به یک رابطه مثبت بین میزان محافظه‌کاری (شرطی و غیرشرطی) و بازده غیرعادی سهام در طی بحران مالی رسیده‌اند. این یافته نشان می‌دهد بنگاه‌هایی که به هنگام بحران مالی، سابقه محافظه‌کاری بیشتری دارند، نسبت به بنگاه‌هایی که از سابقه کمتری برخوردارند، از اتلاف سرمایه کمتری رنج می‌برند.
کیم و همکاران (2013)، آزمایشی را در مورد تأثیر محافظه‌کاری بر واکنش بازار به پیشنهادات فصلی سهام انجام داده‌اند. آنها دریافته‌اند که این پیشنهادات رابطه مثبتی با درجه محافظه‌کاری دارند و رابطه منفی بین عدم تقارن اطلاعات دارند. این پیشنهادات در صورت وجود محافظه‌کاری کمتر میشود.
مهربان پور و فرزانه (1395) رابطه محافظه‌کاری حسابداری و ریسک قیمت و بازده سهام را مورد مطالعه قرار دادند. آنها اینگونه نتیجه گرفتند که اگر مدیران توانایی مخفی کردن اخبار بد را داشته باشند، این اخبار انباشته خواهند شد و افشای یک‌باره آن تأثیرات منفی بر شرکت خواهد داشت، محافظه‌کاری به عنوان میثاقی محتاطانه و مفید از این امر جلوگیری می‌نماید. نتایج نشان می‌دهد بر خلاف انتظار بین محافظه‌کاری شرطی و ریسک قیمت سهام رابطه مثبت و معنی‌داری وجود دارد و بین محافظه‌کاری غیرشرطی و ریسک قیمت سهام نیز رابطه مثبت و معنی‌داری وجود دارد. بررسی محافظه‌کاری شرطی و ریسک بازده سهام حاکی از وجود رابطه مثبت و معنی‌دار می‌باشد؛ اما بررسی محافظه‌کاری غیرشرطی و ریسک بازده سهام نشان‌دهنده وجود رابطه منفی و معنی‌دار است.
محفوظی و آقاجان زاده (1394) تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر پایداری سود و نسبت قیمت به سود هر سهم را بررسی نمودند. در این تحقیق برای بررسی ارتباط و تأثیر محافظه‌کاری (شرطی و غیرشرطی) بر پایداری سود و نسبت قیمت به سود هر سهم از مدل باسو که توسط خان و واتس (2009) تعدیل شده و برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری غیرشرطی از روش گیولی و هاین (2000) استفاده شد.
حیدرپور و همکاران (1394) تأثیر محافظه‌کاری شرطی و محافظه‌کاری غیرشرطی بر ریسک‌پذیری مدیران را مورد مطالعه قرار دادند. بر اساس یافته‌ها از داده‌های 155 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1385 تا 1392، نشان داد که ارتباطی معکوس و معنی‌دار بین محافظه‌کاری حسابداری (شرطی و غیرشرطی) و ریسک‌پذیری مدیران برقرار است.
مشایخ و میمنت آبادی (1393) به بررسی رابطه بین کیفیت افشا و کیفیت حسابداری از دو بعد اقلام تعهدی و محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی پرداختند یافتههای آنها حاکی از رابطه معکوس بین کیفیت افشا و اقلام تعهدی اختیاری بود؛ اما بین کیفیت افشا و محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی رابطه معناداری یافت نشد. همچنین برخلاف انتظار، در کیفیت افشای بالا بین محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی رابطه معکوس یافت نشد.
3- فرضیه‌های پژوهش
با توجه به مبانی نظری پژوهش فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر تدوین شدند:
فرضیه اول: واحدهای تجاری که سطح بالایی از محافظه‌کاری شرطی را اعمال می‌کنند سطح پایین‌تری از سرمایه‌گذاری آتی را انجام می‌دهند.
فرضیه دوم: واحدهای تجاری که سطح بالاتری از محافظه‌کاری غیرشرطی را اعمال می‌کنند، سطح بالاتری از سرمایه‌گذاری آتی دارند.
فرضیه سوم: سطح محافظه‌کاری شرطی، تأثیر سرمایه‌گذاری شرکت بر روی ارزش سهام را تشدید می‌کند.
فرضیه چهارم: سطح محافظه‌کاری غیرشرطی، تأثیر سرمایه‌گذاری شرکت بر روی ارزش سهام را تشدید می‌کند.
4- متغیرهای پژوهش
متغیرهای پژوهش شامل متغیر وابسته، مستقل، تعدیل گر و کنترلی می‌باشد.
4-1- متغیر وابسته
متغیرهای وابسته در پژوهش حاضر شامل سطح سرمایه‌گذاری آتی و ارزش سهام است که نحوه اندازه‌گیری آنها به شرح زیر است:
سطح سرمایه‌گذاری آتی ()
از تقسیم خالص سرمایه‌گذاری در دوره t+1 مانده سرمایه‌گذاری در دارایی ثابت در سال t+1 تقسیم بر میانگین کل دارایی‌ها در آخر سال t محاسبه می‌گردد.
بازده غیر عادی سهام ()
مطابق با پژوهش پاپانستاسپولس (2011) بازده غیر عادی سهام از طریق بازده تعدیل شده بر اساس اندازه است. بازده غیر عادی از تفاوت بازده واقعی با بازده موزون پرتفوی تعدیل شده بر اساس اندازه به دست می‌آید. با توجه به اینکه شرکت‌ها موظف هستند حداکثر تا چهار ماه بعد از پایان سال مالی، صورت‌های مالی خود را منتشر کنند و به دلیل اثر احتمالی مجـامع عمـومی بر بازده سهام شرکت‌ها که معمولاً تا پایان تیرمـاه تشکیل می‌شوند، لذا دوره محاسبه بازده هر سال از ماه پنجم بعد از سال مالی به مدت 12 ماه تعیین شده است. برای محاسبه بازده تعدیل شده بر اساس اندازه، ابتدا شرکت‌های نمونه بر اساس ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در پایان ماه چهارم بعد از سال مالی به ترتیب از کوچک به بزرگ مرتب می‌شوند. مبنای محاسبه ارزش بازار نیز حاصل‌ضرب تعداد سهام در ارزش بازار هر سهم است. دوره محاسبه بازده برای یک دوره 12 ماهه از ماه پنجم بعد از سال مالی تا چهار ماهه سال بعد است؛ بنابراین بازده برای یک دوره 12 ماهه، شامل بازده ماهانه سهام هر کدام از شرکت‌ها از ابتدای مرداد تا پایان تیرماه سال بعد از طریق رابطه 1 قابل محاسبه است. لازم به ذکر است که برای به دست آوردن بازده‌های ماهانه از اطلاعات نرم‌افزار تدبیر پرداز استفاده شده است.
(1)
در رابطه 1:
i,m R: بازده ماهانه سهام شرکت i در ماه m
:Pi,m قیمت بازار سهام i در پایان ماه m
Pi,m-1: قیمت بازار سهام i در ابتدای ماه m
D: سود تقسیمی تعلق گرفته به هر سهم شرکت (فرض شده که سود تقسیمی سال به صورت یکنواخت ایجاد شده، بنابراین 12/1 آن برای هر ماه در نظرگرفته شده است).
1α: درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده‌های نقدی
2α: درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته‌ها
پس از این مرحله، اقدام به دسته‌بندی شرکت‌ها بر اساس ارزش بازار سهام به منظور تشکیل پرتفوی میشود. شرکت‌های نمونه باید چارک بندی شوند.
پس از تعیین چارک‌ها (پرتفوی‌ها) و مشخص کردن تعداد و بازده ماهانه شرکت‌های هر چارک، میانگین هندسی بازده سهام هر شرکت در هر چارک برای یک دوره 12 ماهه از طریق رابطه 2 محاسبه شد.
(2)
Ri,m: بازده ماهیانه سهام شرکت i در ماه m
RG(i,t): میانگین هندسی بازده سهام شرکت برای یک دوره 12 ماهه
سپس بازده ماهیانه موزون هر پرتفوی (چارک) نیز از طریق رابطه 3 محاسبه میشود:
(3)
: بازده ماهیانه موزون پرتفوی
Xi: درصد ارزش بازار هر شرکت در هر پرتفوی نسبت به کل ارزش بازار شرکت‌ها در همان پرتفوی.
Ri,m: بازده ماهیانه سهام هر شرکت.
پس از محاسبه بازده موزون ماهیانه هر پرتفوی، میانگین هندسی بازده موزون هر پرتفوی (چارک) برای یک دوره 12 ماهه از طریق رابطه 4 محاسبه میشود:
(4)
: بازده ماهیانه موزون شده بر حسب اندازه برای هر پرتفوی.
: میانگین هندسی بازده موزون پرتفوی برای یک دوره 12 ماهه.
درنهایت به منظور کنترل اثر اندازه بر روی بازده سـهام هر شرکت، بازده تعدیل شده بر اساس اندازه از طریق رابطه 5 محاسبه میشود:
(5)
BHARi,t+1: بازده تعدیل شده بر اساس اندازه
RG(i,t): میانگین هندسی بازده سهام شرکت i برای یک دوره 12 ماهه.
میانگین هندسی بازده موزون پرتفوی برای یک دوره 12 ماهه.:
بازده ماهیانه سهام شرکت i.
بازده ماهیانه موزون پرتفوی
4-2- متغیرهای مستقل
محافظه‌کاری شرطی (C-SCORE)
جهت اندازه‌گیری میزان محافظه‌کاری شرطی در هر سال- شرکت، از معیار محافظه‌کاری خان و واتس (2009) استفاده شده است. بر اساس رابطه 6 تعیین شده است.
(6)
NIj,t= نشان‌دهنده سود خالص تقسیم بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام.
=Rj,t نشان‌دهنده بازده سهام شرکت i در پایان سال t.
=Dj,t متغیر مجازی است که اگر 0< Rj,t شود برابر یک و در غیر این صورت برابر صفر خواهد بود.
=β3j,t معیار بهنگام بودن اخبار خوب.
=β4j,t معیار بهنگام بودن تفاضلی اخبار بد نسبت به اخبار خوب (محافظه‌کاری شرطی).
= باقیمانده یا پسماند مدل.
نمایانگر سود حسابداری است و نمایانگر متغیر سود اقتصادی است، ضریب نشان‌دهنده‌ی میانگین تغییر در درآمدهای حسابداری در برابر نوسانات درآمدهای حسابداری در مواقع مواجهه با زیان اقتصادی است. مطالعات متعددی میزان عدم تقارن موجود در واکنش‌ها به سود اقتصادی و زیان اقتصادی بر اساس سود حسابداری را اندازه‌گیری کرده‌اند که با ضریب نشان داده میشود. میزان بالایی از بدین معناست که سود حسابداری خیلی سریع‌تر به زیان اقتصادی واکنش نشان می‌دهند تا به سود اقتصادی. این امر نشان می‌دهد که سطح بالایی از محافظه‌کاری شرطی وجود دارد.
به منظور استفاده از رابطه فوق برای اندازه‌گیری سطح محافظه‌کاری شرطی هر شرکت باید یک رگرسیون سری زمانی برای هر شرکت انجام شود. اگر این کار با میزان قابل توجهی از نظارت مداوم انجام نشود، برآورد سطح محافظه‌کاری شرطی برای سال شرکت ممکن است محدود گردد. برای رهایی از این محدودیت خان و واتس (2009) مدل باسو را توسعه داده و مدل 7 را برای اندازه‌گیری سطح محافظه‌کاری شرطی بر سال شرکت تجاری ارائه کرده‌اند:
(7)
NIt=α+β1Di,t+β2Ri,t(γ1+γ2MVi,t+γ3MtoBi,t+γ4Leveragei,t)+β3Di,t×Ri,t(δ1+δ2MVi,t+δ3MtoBi,t+δ4Leveragei,t)+(μ1MVi,t+μ2MtoBi,t+μ3Leveragei,t)+μ4Di,t×MVi,t+μ5Di,t×MtoBi,t+μ6Di,t×Leveragei,t+εi,t
در معادله 7، لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام برای پایان دوره‌یt برای شرکت i است. نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام. نسبت بدهی بهره دار حاصل از تقسیم بدهی بهره دار تقسیم بر مجموع بدهی‌ها و ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در پایان دوره t است. در رابطه 7 فرض بر این است که سه ویژگی مختص اندازه شرکت ()، نسبت ارزش بازار به دفتری سهام و اهرم مالی خط سیر زمانی سود حسابداری را با توجه به سود و زیان اقتصادی برای هر مشاهده سالی شرکت تجاری تعیین می‌کنند. بر اساس مدل خان و واتس (2009) توضیح دادن رابطه‌ی میان این دسته از ویژگی‌های مختص شرکت تجاری و محافظه‌کاری شرطی از دیدگاه هزینه‌های شرکت امکان‌پذیر میشود. ما عموماً انتظار داریم که شرکت‌های تجاری کوچکتر سخت‌تر از بقیه به اطلاعات دسترسی پیدا کنند که این امر منجر به افزایش در هزینه‌های سازمانی ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی می‌گردد. از طرفی دیگر، ما انتظار داریم که برای شرکت‌های تجاری با فرصت‌های رشد، عدم تقارن اطلاعاتی افزایش یافته و بنابراین هزینه سازمانی افزایش می‌یابد. به طور کلی، در حالی که ارزش بازار حق مالی شامل انتظارات بازار با توجه به رشد شرکت تجاری می‌باشد، این انتظار در ارزش دفتری حسابداری منعکس میشود. بنابراین نسبت دفتری به بازار در اینجا به عنوان معیاری برای رشد شرکت تجاری محسوب می‌گردد. از آنجایی که اهرم بالاتر جدال بهره میان سهامداران و اعتباردهندگان را افزایش می‌دهد، ما انتظار داریم که سطح محافظه‌کاری شرطی افزایش پیدا کند. لذا از این سه متغیر در این مقاله برای اندازه‌گیری سطح محافظه‌کاری شرطی استفاده می‌گردد.
به هنگام اجرای رگرسیون مقطعی برای هر سال با استفاده از رابطه فوق، هر ضریب برای این معادله را می‌توان برآورد کرد. با استفاده از این مقدار برآورد شده‌ی، ( ) این ضرایب که نشان‌دهنده‌ی میزان تأثیر سه مشخصه‌ی مختص به شرکت تجاری هستند، برای هر مشاهده‌ی سالانه شرکت با استفاده از رابطه 8 محاسبه می‌گردد.
(8)
CSCOREi,t= δ1+δ2MVi,t+δ3MtoBi,t+δ4Leveragei,t
در این معادله نشان‌دهنده‌ی سطح محافظه‌کاری شرطی مشاهده‌ی سالانه شرکت تجاری است، هرچه این مقدار بزرگتر باشد، سطح مورد انتظار محافظه‌کاری شرطی بالاتر است.
تعیین محافظه‌کاری غیرشرطی (UCC)
برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری غیرشرطی به پیروی از پژوهش بیور و رایان (2000) از رابطه 9 به شرح زیر استفاده شد:
(9)
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال .t
=نشان‌دهنده میزان محافظه‌کاری غیرشرطی سال جاری برای یک دوره پنج ساله از t-4 تا دوره جاری است.
=return i,t بازده سالیانه سهام شرکت.
از آنجایی که رابطه 9 از مدل اثرات ثابت برای برآورد استفاده می‌کند، و نمایانگر اثرات سال و اثرات شرکت به ترتیب هستند. به عبارتی دیگر برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری غیرشرطی ابتدا مدل رگرسیون مقطعی فوق برازش شده، سپس به عنوان معیار محافظه‌کاری غیرشرطی استفاده میشود. این به خاطر این است که در ، سهمی که توسط بازده سهام گذشته توضیح داده نشد اما توسط اثرات ثابت شرکت تجاری تبیین شد (مانند پردازش آنی هزینه‌های مربوط به دارایی‌های نامشهود و استهلاک دارایی‌های ثابت مشهود)، ناشی از کم ارزشگذاری دارایی بر ارزش دفتری خالص ارزش دارایی در مقایسه با ارزش اقتصادی است.
این تأثیرات که توسط رابطه 9 برآورد میشود به این معناست که هرچه تأثیر برای هر شرکت بزرگتر باشد، سطح محافظه‌کاری غیرشرطی کمتر است. به منظور مرتب کردن جهت کدهای متغیرهای پروکسی برای محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی از مقدار ضرب در 1- به عنوان متغیر پروکسی برای محافظه‌کاری غیرشرطی استفاده میکنیم.
4-3- متغیرهای کنترلی
دلیل استفاده از متغیرهای کنترلی در این پژوهش، کنترل تأثیر عوامل شناخته‌شده بر متغیر وابسته است. این متغیرها که در پژوهش‌های پیشین مورداستفاده واقع شده‌اند عبارت‌اند از:
خالص سرمایه‌گذاری دوره جاری (NETINVi,t):
از تقسیم خالص سرمایه‌گذاری شرکت i در دوره t تقسیم بر میانگین کل دارایی‌ها در دوره t به دست می‌آید.
سطح نگه داشت وجه نقد (CASH):
برابر است با میزان وجه نقد در پایان دوره t تقسیم بر کل دارایی‌ها در آخر دوره t. از آنجایی که نگهداشت وجه نقد میتواند به عنوان بودجه‌های سرمایه‌گذاری استفاده شود، انتظار می‌رود که سطح نگه داشت وجه نقد رابطه مثبتی با سرمایه‌گذاری خالص آتی داشته باشد. همچنین شرکت‌هایی که سطح بیشتری وجه نقد دارند ریسک دارایی کمتری دارند. در نهایت سطح بالایی از نقدینگی میتواند مشکلات نمایندگی میان مدیران و سهامداران را بدتر کند، تأثیری منفی بر ارزش سهام بگذارد (ناکانو و همکاران، 2014).
اندازه شرکت (Size):
برابر است با لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها در آخر دوره t. انتظار می‌رود که هرچه اندازه شرکت تجاری بزرگتر باشد، تحمل ریسک با توجه به سرمایهگذاریهای بزرگ بیشتر خواهد بود (ناکانو و همکاران، 2014). بنابراین تصور میشود اندازه‌ی شرکت رابطه‌ی مثبتی با خالص سرمایهگذاریهای آتی داشته باشد. با این وجود، همانطور که ممکن است فرصت‌های سرمایه‌گذاری در شرکت‌های بزرگ و بالغ محدود باشد، تناسب میان این دو در شرکت‌های تجاری می‌توان منفی باشد. همچنین شرکت‌های تجاری بزرگتر ریسک تجاری کمتری خواهند داشت زیرا تمایل بیشتری به داشتن اوراق بهادار تجاری متنوع‌تر دارند
دارایی ثابت مشهود (PPE):
برابر است با مجموع دارایی‌های ثابت مشهود تقسیم بر کل دارایی‌ها در آخر دوره t. بالا بودن این گونه دارایی به مفهوم سرمایه‌گذاری تهاجمی است، ما انتظار داریم شاهد تناسب مثبتی میان خالص سرمایه‌گذاری آتی و سطح دارایی ثابت، خط تولید و تجهیزات باشیم. از طرفی دیگر، نسبت بالا به مفهوم این است که سطح سرمایه‌گذاری کافی است، تناسبی منفی با خالص سرمایه‌گذاری آتی را شاهد خواهیم بود (ناکانو و همکاران، 2014).
نرخ رشد فروش (SG):
برابر است با فروش در آخر دوره t منهای فروش در اول دوره t تقسیم بر فروش اول دوره t. فرض بر این است که فرصت‌های بیشمار برای رشد منجر به افزایش در خالص سرمایه‌گذاری آتی میشود.
عدم قطعیت تجاری (VSG):
برابر است با انحراف معیار نرخ رشد فروش شرکت در پنج سال گذشته. به دلیل اینکه شرکت تجاری ممکن است به هنگام مواجهه با سطح بالایی از عدم قطعیت تجاری میلی به سرمایه‌گذاری نداشته باشد، ما انتظار داریم شاهد تناسبی منفی میان عدم قطعیت تجاری و سرمایه‌گذاری خالص آتی باشیم.
اهرم مال (Lev):
عبارت است از مجموع بدهی‌ها تقسیم بر کل دارایی‌ها در آخر دوره t. تصور بر این است که شرکت‌هایی که درجه اهرم بالاتری دارند با سختی بیشتری وجوه اضافی به دست می‌آورند بنابراین سرمایه‌گذاری آتی کمتری خواهند داشت (ناکانو و همکاران، 2014).
نرخ بهره وام (COD):
نشان‌دهنده میانگین نرخ بهره وام‌های بلندمدت شرکت در دوره t. از آنجایی که هزینه‌های بدهی منجر به افزایش در هزینه‌های سرمایه‌گذاری می‌گردد، ما انتظار کاهش در سرمایه‌گذاری خالص آتی را داریم (ناکانو و همکاران، 2014).
جریان‌های نقدی عملیاتی (CFO):
تقسیم جریان‌های نقدی عملیاتی در دوره t بر فروش همان دوره. زمانی که نقدینگی فراوان است، وجوه سرمایه‌ای را می‌توان با ذخیره نقدی داخلی پوشش داد. بنابراین ما انتظار داریم رابطه‌ی مثبتی با سرمایه‌گذاری خالص آتی داشته باشد (ناکانو و همکاران، 2014).
سهامداران نهادی بانکی (Bank):
برابر است با درصد سهام در اختیار بانک‌ها و مؤسسات مالی و اعتباری. اگر این رابطه منجر به انعطاف‌پذیری بیشتری در رابطه با افزایش بودجه گردد، باید تناسبی مثبت میان سرمایه‌گذاری خالص آتی و نسبت سهامداری نهادی مالی وجود داشته باشد. همچنین وجود سهامداران نهادی بانکی به دلیل توانایی نظارت بر مدیران میتواند منجر به افزایش ارزش شرکت گردد (ناکانو و همکاران، 2014).
5- جامعه آماری و انتخاب نمونه
جامعه آماری این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. روش نمونه‌گیری، روش حذف سیستماتیک است. بدین منظور، شرکت‌هایی که دارای شرایط زیر بوده جزء نمونه آماری لحاظ شده و آن دسته از شرکت‌هایی که این شرایط را نداشته‌اند از نمونه آماری حذف گردیده‌اند. شرایط مذکور به شرح زیر هستند:
به‌منظور قابل‌مقایسه بودن، دوره مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه باشد و طی دوره موردبررسی، تغییر سال مالی نداشته باشند.
از سال مالی 1383 تا 1396 در بورس اوراق بهادار تهران فعالیت داشته باشند (جهت محاسبه برخی متغیرها لازم است از اطلاعات سال 1383 به بعد استفاده گردد. همچنین برای برخی دیگر از متغیرها سال 1396 جهت پیشبینی استفاده شده است)
در دوره زمانی مورد پژوهش حداقل هر سه ماه یکبار سهام آنها مبادله شده باشد.
جزء صنایع واسطه‌گری مالی و سرمایه‌گذاری، لیزینگ و شرکت‌های بیمه نباشند؛ زیرا افشای اطلاعات مالی و ساختار اینگونه شرکت‌ها با سایر شرکت‌ها متفاوت است.
کلیه اطلاعات مالی و غیرمالی موردنیاز، در دسترس باشد.
با توجه به محدودیت‌های در نظر گرفته، تعداد 129 شرکت (1161 سال- شرکت)، شرایط حضور در نمونه آماری را دارا بوده‌اند. لذا، همه شرکت‌هایی که شرایط موردبررسی در جامعه آماری را داشته‌اند، به‌عنوان نمونه آماری در نظر گرفته شده‌اند.
جدول 1- روند انتخاب نمونه
تعداد کل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس در پایان سال 1396 418
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی 1396-1383 در بورس فعال نبوده‌اند (لغو پذیرش شده‌اند) (116)
تعداد شرکت‌هایی که بیش از سه ماه نماد آنها بسته شده است. (62)
تعداد شرکت‌هایی که جز هلدینگ، سرمایه‌گذاری‌ها، واسطه‌گری‌های مالی، بانک‌ها و یا لیزینگ‌ها بوده‌اند (49)
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی 96-1383 تغییر سال مالی داده و یا سال مالی آن منتهی به پایان اسفند نمی‌باشد (50)
تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی 1396-1383 اطلاعات مورد آنها در دسترس نمی‌باشد (12)
تعداد شرکت‌های نمونه 129
منبع: یافتههای پژوهشگر
6- روش پژوهش
پژوهش حاضر بر اساس هدف، از نوع کاربردی است، چرا که نتایج آن مستقیماً میتواند توسط افراد مختلف استفاده گردد. بر اساس روش، از نوع توصیفی- همبستگی است. از بعد ماهیت داده‌ها، نوع پژوهش کمی است. افزون بر این، از بعد نوع استدلال، یک پژوهش قیاسی- استقرایی است؛ یعنی درصدد طراحی یک مدل کلی بر اساس مشاهدات تجربی و جمع‌آوری داده‌های کمی است. از نظر بعد زمانی نیز یک پژوهش گذشته‌نگر است. از لحاظ روش‌ها و فنون جمع‌آوری اطلاعات از نوع اسنادکاوی می‌باشد. از لحاظ ماهیت پژوهش نیز اصیل (دست‌اول) است؛ و نهایتاً، بر اساس طرح پژوهش، پس رویدادی است؛ در پژوهش حاضر، تجزیه‌وتحلیل داده‌ها در دو بخش آمار توصیفی و آمار استنباطی با استفاده از نرم‌افزار استتا صورت گرفت.
برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوی رگرسیون داده‌های ترکیبی برگرفته از پژوهش ناکانو و همکاران (2014) استفاده شد.
تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر سطح سرمایه‌گذاری آتی:
مدل (1)
NETINVi,t+1=α 0+β1 Conservatism i,t + β2 NETINV i,t + β3 CASH i,t + β4 SIZE i,t + β5 LEV i,t + β6 PPE i,t + β7 SG i,t + β8VSG i,t + β9 CFO i,t + β10 COD i,t + β11 BANK i,t +ε i,t
Conservatism :{ CSCORE , UCC}
لازم به توضیح است برای برآورد ضریب β1 در مدل فوق یکبار محافظه‌کاری شرطی را وارد مدل میکنیم تا فرضیه اول را بسنجیم و بار دیگر محافظه‌کاری غیرشرطی را وارد مدل میکنیم تا فرضیه دوم را بسنجیم. اگر محافظه‌کاری شرطی و محافظه‌کاری غیرشرطی رفتار سرمایه‌گذاری را سرکوب کرده یا ارتقا دهند، علامت منفی یا مثبت به ترتیب به خود می‌گیرد.
تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر ارزش سهامداران (بازده سهام):
مدل (2)
BHARi,t+1= α 0+β1 Conservatism i,t+ β2 Conservatism i,t * NETINVi,t + β3 NETINV i,t + β4 CASH i,t + β5 SIZE i,t + β6LEV i,t + β7 SG i,t + β8 VSG i,t + β9 CFO i,t + β10 BANK i,t +ε i,t
Conservatism :{ CSCORE , UCC}
جهت آزمون فرضیه سوم و چهارم معنی‌داری ضریب برآورد شده حاصل از تعامل میان و بررسی می‌گردد. اگر محافظه‌کاری، کارایی سرمایه‌گذاری شرکت را ارتقا دهد، ضریب مثبت خواهد بود. نحوه اندازه‌گیری متغیرهای به کار رفته در مدل‌های پژوهش در قسمت‌های قبلی ارائه گردیده است.
7- یافتههای پژوهش
یافتههای پژوهش در دو قسمت آمار توصیفی و آمار استنباطی ارائه گردیده است.
7-1- آمار توصیفی
برای ارائه یک نمای کلی از خصوصیات مهم متغیرهای محاسبه شده، برخی از مفاهیم آمار توصیفی این متغیرها، شامل میانگین، میانه، بیشینه، کمینه و انحراف معیار در جدول 2 ارائه شده است. همان‌گونه که در جدول 2 مشخص است بهبود قابل ملاحظه‌ای در چولگی و کشیدگی برخی متغیرها بعد انجام دستور وینزورایزینگ ایجاد شده است. آمار توصیفی شامل پارامتر مرکزی (میانگین) و پارامترهای پراکندگی (انحراف معیار، ماکزیمم و مینیمم) می‌باشد. میانگین اصلی‌ترین و مورد استفاده‌ترین شاخص مرکزی است. مقدار میانگین دقیقاً در نقطه تعادل و مرکز ثقل داده‌ها قرار می‌گیرد. به عنوان مثال میانگین خالص سرمایه‌گذاری سال بعد تقسیم بر میانگین کل دارایی‌های سال بعد (NETINVi,t+1) حدود 06/0 است این در حالی است که میانگین این متغیر برای دوره جاری 05/0 است. در پژوهش ناکانو و همکاران (2014) میانگین (NETINVi,t+1) برابر با 04/0 بوده است. میانگین اهرم مالی نیز حدود 59% است و بیانگر این است که به طور میانگین حدود 59 درصد از دارایی‌های شرکت توسط بدهی‌ها تأمین شده است. بیشترین میزان نوسان بازده سهام به میزان 301/1 و کمترین میزان نوسان بازده سهام برابر با 09/0 است. انحراف معیار نشان‌دهنده‌ی پراکندگی داده‌ها از میانگین است. هر چقدر میزان انحراف از میانگین متغیرها کمتر باشد توزیع متغیرها مناسب‌تر خواهد بود. انحراف معیار برای تعیین ضریب اطمینان در تحلیل‌های آماری نیز به کار می‌رود. در مطالعات علمی، معمولاً داده‌های با انحراف معیار بیشتر از دو به عنوان داده‌های پرت در نظر گرفته می‌شوند. همان‌گونه که ملاحظه میشود انحراف معیار برای تمامی متغیرها کمتر از دو می‌باشد. کمترین انحراف معیار مربوط به متغیر سهامداران نهادی بانکی (02/0) و بیشترین انحراف معیار مربوط به متغیر اندازه شرکت (34/1) است.
جدول 1- آمار توصیفی متغیرها
چولگی انحراف معیار حداکثر حداقل میانه میانگین نماد متغیر نام متغیر
391/1 065/0 236/0 003/0 039/0 064/0 NETINVi,t+1 سطح سرمایه‌گذاری آتی
792/0 045/0 099/0 068/0- 013/0- 005/0- BHAR بازده غیر عادی سهام
119/2 306/0 070/1 436/0- 0 055/0 CSCORE محافظه‌کاری شرطی
383/0- 416/0 784/0 677/0- 203/0 145/0 UCC محافظه‌کاری غیرشرطی
295/1 051/0 187/0 003/0 035/0 054/0 NETINVi,t سطح سرمایه‌گذاری
377/1 034/0 129/0 003/0 025/0 036/0 CASH سطح نگهداشت وجه نقد به کل دارایی‌ها
687/0 348/1 904/16 806/11 629/13 847/13 SIZE لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها
236/0- 177/0 879/0 254/0 604/0 594/0 LEV اهرم مالی
724/0 169/0 648/0 045/0 224/0 263/0 PPE دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌ها
225/0 265/0 700/0 317/0- 146/0 156/0 SG نرخ رشد فروش
141/1 168/0 733/0 115/0 264/0 312/0 VSG عدم قطعیت تجاری
377/0 109/0 346/0 049/0- 109/0 124/0 CFO جریان‌های نقدی عملیاتی به فروش
314/0 033/0 22/0 125/0 17/0 171/0 COD نرخ بهره وام
591/2 023/0 09/0 000/0 0 009/0 BANK سهامداران نهادی بانکی
منبع: یافتههای پژوهشگر
7-2- آمار استنباطی
7-2-1- پیش‌آزمون‌های مربوط به مدل‌های رگرسیونی
نتایج آزمون F لیمر، برای مدل اول بیانگر تأیید داده‌های تابلویی (پانل دیتا) می‌باشد. در خصوص مدل دوم نتایج روش تلفیقی مناسب‌تر است لذا برای مدل دوم آزمون فرضیه‌های پژوهش انجام آزمون هاسمن ضرورت ندارد. مقدار سطح معنی‌داری آزمون هاسمن برای مدل اول کمتر از 5 درصد است و بیانگر ثابت بودن اثرات عرض از مبدأ است. نتایج این دو آزمون در جدول 3 و 4 ارائه گردیده است.
جدول 3- نتایج آزمون F لیمر (چاو)
نام مدل آماره آزمون سطح معنی‌داری نتیجه
مدل اول: محافظه‌کاری شرطی-سرمایه‌گذاری 48/2 000/0 تابلویی (پانل)
مدل اول: محافظه‌کاری غیرشرطی-سرمایه‌گذاری 46/2 000/0 تابلویی (پانل)
مدل دوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری شرطی- بازده غیر عادی سهام 68/0 996/0 تلفیقی (pool)
مدل دوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری غیرشرطی- بازده غیر عادی سهام 67/0 997/0 تلفیقی (pool)
منبع: یافتههای پژوهشگر
جدول 4- نتایج آزمون هاسمن
نام مدل آماره آزمون سطح معنی‌داری نتیجه
مدل اول: محافظه‌کاری شرطی-سرمایه‌گذاری 49/385 000/0 آثار ثابت
مدل اول: محافظه‌کاری غیرشرطی-سرمایه‌گذاری 95/380 000/0 آثار ثابت
مدل سوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری شرطی- بازده غیر عادی سهام لازم نیست
مدل سوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری غیرشرطی- بازده غیر عادی سهام لازم نیست
منبع: یافتههای پژوهشگر
جهت تشخیص ناهمسانی واریانس جملات خطا از آزمون والد تعدیل شده و جهت تشخیص خودهمبستگی سریالی جملات خطا از آزمون والدیج استفاده گردید. نتایج این دو آزمون در جدول 5 نشان داده شده است:
جدول 5- آزمون تشخیص ناهمسانی واریانس جملات خطا
نام مدل نوع آزمون آماره آزمون سطح معنی‌داری
مدل اول: محافظه‌کاری شرطی-سرمایه‌گذاری والد تعدیل شده 42/21449 000/0
مدل اول: محافظه‌کاری غیرشرطی-سرمایه‌گذاری والد تعدیل شده 18/22592 000/0
مدل دوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری شرطی- بازده غیر عادی سهام براش- پاگان 90/48 000/0
مدل دوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری غیرشرطی- بازده غیر عادی سهام براش- پاگان 64/53 000/0
منبع: یافتههای پژوهشگر
نتایج حاصل در جدول 6 نشان می‌دهد که سطح معنی‌داری آزمون والد تعدیل شده و آزمون براش- پاگان در مدل‌های پژوهش کمتر از 5 درصد می‌باشد و بیانگر وجود ناهمسانی واریانس در جملات اخلال می‌باشد. لازم به توضیح است که این مشکل در تخمین نهایی مدل‌های با روش پانل (مدل اول و دوم) از طریق برآورد مدل به روش خطای استاندارد تصحیح شده پانل (PCSE) رفع گردیده است همچنین در مدل آخر که به روش تلفیقی تخمین صورت گرفته از طریق تصحیح وایت رفع گردید.
جدول 6-آزمون تشخیص خودهمبستگی سریالی جملات خطا
نام مدل نوع آزمون آماره آزمون سطح معنی‌داری
مدل اول: محافظه‌کاری شرطی-سرمایه‌گذاری والدریج 133/119 000/0
مدل اول: محافظه‌کاری غیرشرطی-سرمایه‌گذاری والدریج 564/112 000/0
مدل دوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری شرطی- بازده غیر عادی سهام براش- گودفری 893/10 001/0
مدل دوم: تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری غیرشرطی- بازده غیر عادی سهام براش- گودفری 007/12 000/0
منبع: یافتههای پژوهشگر
همانطور که در جدول 6 مشاهده میشود، سطح معنی‌داری آزمون والدریج و آزمون براش-گودفری برای مدل‌های پژوهش کمتر از 5% است که بیانگر وجود خودهمبستگی سریالی در جملات خطا است. لازم به توضیح است این مشکل از طریق وارد کرد وقفه AR(1) در مدل نهایی مرتفع گردید.
7-2-2- آزمون فرضیه اول پژوهش
فرضیه اول پژوهش بیان می‌کند واحدهای تجاری که سطح بالایی از محافظه‌کاری شرطی را اعمال می‌کنند سطح پایین‌تری از سرمایه‌گذاری آتی را انجام می‌دهند جهت آزمون این فرضیه از مدل (1) استفاده شده است. نتایج در جدول 7 گزارش شده است.
جدول 7-تخمین فرضیه اول
محافظه‌کاری شرطی و سطح سرمایه‌گذاری
xtpcse NETINVi,t+1=α 0+β1 CSCOREi,t + β2 NETINV i,t + β3 CASH i,t + β4 SIZE i,t + β5 LEV i,t + β6 PPE i,t + β7 SG i,t + β8VSG i,t + β9 CFO i,t + β10 COD i,t + β11 BANK i,t +ε i,t
نحوه تخمین خطای استاندارد تصحیح شده
ضریب تعیین 311/0 ناهمسانی Heteroskedastic
والد 10/424 خودهمبستگی AR(1)
سطح معنی‌داری 000/0
متغیرها ضرایب خطای استاندارد آماره Z سطح معنی‌داری (p-value)
CSCORE 033/0- 010/0 38/3- 001/0
NETINVi,t 493/0 041/0 86/11 000/0
CASH 130/ 053/0 44/2 015/0
SIZE 001/ 001/0 90/0 366/0
LEV 004/0- 005/0 91/0- 363/0
PPE 007/0 009/0 80/0 426/0
SG 030/0 005/0 19/5 000/0
VSG 001/0 009/0 13/0 899/0
CFO 081/0 016/0 83/4 000/0
COD 142/0- 050/0 83/2- 005/0
BANK 103/0 080/0 30/1 194/0
Cons(عرض از مبدأ) 042/ 019/0 20/2 027/0
منبع: یافتههای پژوهشگر
نتایج حاصل از تخمین مدل در جدول 7 نشان داد که سطح معنی‌داری متغیر محافظه‌کاری شرطی (CSCORE) برابر با 001/0 و آماره z آن برابر با 38/3- می‌باشد، لذا در سطح اطمینان 95% می‌توان بیان کرد که ضریب این متغیر معنی‌دار است؛ بنابراین فرضیه پژوهش رد نمی‌شود. با توجه به ضریب 033/0- این متغیر می‌توان بیان کرد که واحدهای تجاری که سطح بالایی از محافظه‌کاری شرطی را اعمال می‌کنند سطح پایین‌تری از سرمایه‌گذاری را انجام می‌دهند. ضریب به دست آمده برای متغیر سرمایه‌گذاری دوره جاری (NETINVi,t) معنی‌دار است زیرا سطح معنی این متغیر کمتر از سطح خطای 5% است لذا می‌توان بیان کرد که سرمایه‌گذاری آتی وابسته به سرمایه‌گذاری دوره جاری است.
مقدار ضریب تعیین نشان می‌دهد که 31% از تغییرات متغیر وابسته، ناشی از تغییرات رخ داده در متغیرهای توضیحی است یا به عبارتی متغیرهای مستقل حدود 31% از تغییرات متغیر وابسته را تبیین و توضیح می‌دهند؛ بنابراین نیکویی براز مناسب ارزیابی می‌گردد. سطح معنی‌داری آزمون والد برابر با 000/0 است که کمتر از 5% می‌باشد لذا اعتبار کل مدل نیز تأیید می‌گردد.
از میان متغیرهای کنترلی ضریب متغیرهای سطح نگه داشت وجه نقد (cash)، نرخ رشد فروش (SG)، جریان‌های نقدی عملیاتی (CFO)، نرخ بهره وام (COD) معنی‌دار است لذا کنترل آنها لازم به نظر می‌رسد.
7-2-3- یافتههای آزمون فرضیه دوم
فرضیه اول پژوهش بیان می‌کند واحدهای تجاری که سطح بالاتری از محافظه‌کاری غیرشرطی را اعمال می‌کنند، سطح بالاتری از سرمایه‌گذاری آتی دارند. جهت آزمون این فرضیه از مدل (1) استفاده شده است. نتایج در جدول 8 گزارش شده است.
جدول 8-تخمین نهایی مدل آزمون فرضیه دوم
محافظه‌کاری غیرشرطی و سطح سرمایه‌گذاری
xtpcse NETINVi,t+1=α 0+β1 UCC,t + β2 NETINV i,t + β3 CASH i,t + β4 SIZE i,t + β5 LEV i,t + β6 PPE i,t + β7 SG i,t + β8VSG i,t + β9 CFO i,t + β10 COD i,t + β11 BANK i,t +ε i,t
نحوه تخمین خطای استاندارد تصحیح شده
ضریب تعیین 305/0 ناهمسانی Heteroskedastic (balanced))
والد 62/408 خودهمبستگی AR(1)
سطح معنی‌داری 000/0
متغیرها ضرایب خطای استاندارد آماره Z سطح معنی‌داری (p-value)
UCC 010/0 004/0 32/2 020/0
NETINVi,t 498/0 041/0 04/12 000/0
CASH 152/ 053/0 88/2 004/0
SIZE 000/ 001/0 22/0 830/0
LEV 003/0- 005/0 71/0- 479/0
PPE 010/0 009/0 01/1 311/0
SG 031/0 005/0 28/5 000/0
VSG 001/0 009/0 16/0 875/0
CFO 093/0 017/0 50/5 000/0
COD 115/0- 050/0 28/2- 022/0
BANK 122/0 080/0 52/1 128/0
Cons(عرض از مبدأ) 025/ 018/0 36/1 175/0
منبع: یافتههای پژوهشگر
نتایج حاصل از تخمین مدل در جدول 8 نشان داد که سطح معنی‌داری متغیر محافظه‌کاری غیرشرطی (UCC) 020/0 و مقدار آماره z آن برابر با 32/2 می‌باشد، لذا در سطح اطمینان 95% می‌توان بیان کرد که ضریب این متغیر معنی‌دار است؛ بنابراین فرضیه پژوهش رد نمی‌شود. با توجه به ضریب 010/0 برای این متغیر می‌توان بیان کرد که واحدهای تجاری که سطح بالایی از محافظه‌کاری غیرشرطی را اعمال می‌کنند سطح بالاتری از سرمایه‌گذاری را انجام می‌دهند. ضریب به دست آمده برای متغیر سرمایه‌گذاری دوره جاری (NETINVi,t) معنی‌دار است زیرا سطح معنی این متغیر کمتر از سطح خطای 5% است لذا می‌توان بیان کرد که سرمایه‌گذاری آتی وابسته به سرمایه‌گذاری دوره جاری است.
نتایج حاصل از تخمین مدل در جدول 8 نشان داد که سطح معنی‌داری متغیر محافظه‌کاری غیرشرطی (UCC) کمتر از 5% می‌باشد، لذا در سطح اطمینان 95% می‌توان بیان کرد که ضریب این متغیر معنی‌دار است؛ بنابراین فرضیه پژوهش رد نمی‌شود. با توجه به ضریب مثبت این متغیر می‌توان بیان کرد که واحدهای تجاری که سطح بالایی از محافظه‌کاری غیرشرطی را اعمال می‌کنند سطح بالاتری از سرمایه‌گذاری را انجام می‌دهند. ضریب به دست آمده برای متغیر سرمایه‌گذاری دوره جاری (NETINVi,t) معنی‌دار است زیرا سطح معنی این متغیر کمتر از سطح خطای 5% است لذا می‌توان بیان کرد که سرمایه‌گذاری آتی وابسته به سرمایه‌گذاری دوره جاری است.
مقدار ضریب تعیین نشان می‌دهد که 30% از تغییرات متغیر وابسته، ناشی از تغییرات رخ داده در متغیرهای توضیحی است یا به عبارتی متغیرهای مستقل حدود 30% از تغییرات متغیر وابسته را تبیین و توضیح می دهند؛ بنابراین نیکویی براز مناسب ارزیابی می‌گردد. سطح معنی‌داری آزمون والد برابر با 000/0 است که کمتر از 5% می‌باشد لذا اعتبار کل مدل نیز تأیید می‌گردد.
از میان متغیرهای کنترلی ضریب متغیرهای سطح نگه داشت وجه نقد (cash)، نرخ رشد فروش (SG)، جریان‌های نقدی عملیاتی (CFO)، نرخ بهره وام (COD) معنی‌دار است لذا کنترل آنها لازم به نظر می‌رسد.
7-2-3- آزمون فرضیه سوم پژوهش
همان‌گونه که قبلاً گفته شد نوع داده‌های مدل رگرسیونی آزمون فرضیه سوم تلفیقی است که جهت تخمین آن باید از رویکرد حداقل مربعات معمولی (OLS) استفاده کرد. همان‌گونه که قبلاً بیان شد این مدل دارای هر دو مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی بود. برای رفع همزمان مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی در داده‌های تلفیقی از روش Robust استفاده گردید. فرضیه سوم بیان می‌کند که سطح محافظه‌کاری شرطی، تأثیر سرمایه‌گذاری شرکت بر روی ارزش سهام را تغییر می‌دهد.
جهت آزمون این فرضیه از مدل رگرسیونی (2) استفاده شد. نتایج آزمون این فرضیه در جدول 9 ارائه شده است.
جدول 9- تخمین نهایی مدل آزمون فرضیه سوم
تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری شرطی با بازده غیر عادی سهام
reg BHARi,t+1= α 0+ CSCORE β1 i,t+ β2 CSCORE i,t * NETINVi,t + β3 NETINV i,t + β4 CASH i,t + β5 SIZE i,t + β6LEV i,t + β7 SG i,t + β8 VSG i,t + β9 CFO i,t + β10 BANK i,t +ε i,t
نحوه تخمین Ols
ضریب تعیین 106/0 ناهمسانی تصحیح وایت
والد 08/11 خودهمبستگی رفع گردید
سطح معنی‌داری 000/0
متغیرها ضرایب خطای استاندارد آماره Z سطح معنی‌داری (p-value)
CSCORE 074/0 020/0 62/3 000/0
CSCORE * NETINVi,t 091/1 520/0 10/2 036/0
NETINVi,t 146/0 025/0 66/5 000/0
CASH 164/0 040/0 11/4 000/0
SIZE 000/ 000/0 16/0 871/0
LEV 004/0 004/0 99/0 322/0
SG 012/0 005/0 42/2 016/0
VSG 006/0- 007/0 93/0- 354/0
CFO 020/0- 013/0 58/1- 115/0
BANK 111/0- 051/0 15/2- 032/0
Cons(عرض از مبدأ) 017/- 005/0 15/3- 002/0
منبع: یافتههای پژوهشگر
نتایج حاصل از تخمین مدل در جدول 9 نشان داد که سطح معنی‌داری متغیر تعاملی سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری شرطی (CSCORE* NETINVi,t) برابر با 036/0 است که کمتر از 5% می‌باشد، لذا در سطح اطمینان 95% می‌توان بیان کرد که ضریب این متغیر معنی‌دار است؛ بنابراین فرضیه پژوهش رد نمی‌شود. با توجه به ضریب مثبت این متغیر می‌توان بیان کرد سرمایهگذاریهای واحدهای تجاری که سطح بالاتری از محافظه‌کاری شرطی را اعمال می‌کنند موجب افزایش بیشتری در بازده سهام می‌گردد. ضریب به دست آمده برای متغیر سرمایه‌گذاری دوره جاری (NETINVi,t) و محافظه‌کاری شرطی (CSCORE) نیز معنی‌دار است زیرا سطح معنی این دو متغیر کمتر از سطح خطای 5% است.
مقدار ضریب تعیین نشان می‌دهد که 11% از تغییرات متغیر وابسته، ناشی از تغییرات رخ داده در متغیرهای توضیحی است یا به عبارتی متغیرهای مستقل حدود 11% از تغییرات متغیر وابسته را تبیین و توضیح می دهند. سطح معنی‌داری آزمون والد برابر با 000/0 است که کمتر از 5% می‌باشد لذا اعتبار کل مدل نیز تأیید می‌گردد.
از میان متغیرهای کنترلی ضریب متغیرهای سطح نگه داشت وجه نقد (Cash)، نرخ رشد فروش (SG) و سهامداران نهادی بانکی (BANK) معنی‌دار است لذا کنترل آنها لازم به نظر می‌رسد.
7-2-4- یافتههای آزمون فرضیه چهارم
همان‌گونه که قبلاً گفته شد نوع دادهای مدل رگرسیونی آزمون فرضیه چهارم تلفیقی است که جهت تخمین آن باید از رویکرد حداقل مربعات معمولی (OLS) استفاده کرد. همان‌گونه که قبلاً بیان شد این مدل دارای هر دو مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی بود. برای رفع همزمان مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی در داده‌های تلفیقی از روش Robust استفاده گردید. فرضیه چهارم بیان می‌کند که سطح محافظه‌کاری شرطی، تأثیر سرمایه‌گذاری شرکت بر روی ارزش سهام را تغییر می‌دهد.
جهت آزمون این فرضیه از مدل رگرسیونی (2) استفاده شد. نتایج آزمون این فرضیه در جدول 10 ارائه شده است.
جدول 10- تخمین نهایی مدل آزمون فرضیه چهارم
تعامل سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری غیرشرطی با بازده غیر عادی سهام
reg BHARi,t+1= α 0+ β1 UCCi,t+ β2 UCC* NETINVi,t + β3 NETINV i,t + β4 CASH i,t + β5 SIZE i,t + β6LEV i,t + β7 SG i,t + β8 VSG i,t + β9 CFO i,t + β10 BANK i,t +ε i,t
نحوه تخمین OLS
ضریب تعیین 135/0 ناهمسانی تصحیح وایت
والد 87/14 خودهمبستگی رفع گردید
سطح معنی‌داری 000/0
متغیرها ضرایب خطای استاندارد آماره Z سطح معنی‌داری (p-value)
UCC 010/0- 003/0 66/2- 008/0
UCC* NETINVi,t 503/0 048/0 46/10 000/0
NETINVi,t 115/0 026/0 33/4 000/0
CASH 140/0 040/0 51/3 000/0
SIZE 000/- 000/0 93/0- 353/0
LEV 003/0 004/0 90/0 369/0
SG 034/0- 012/0 68/2- 008/0
VSG 011/0- 007/0 56/1- 120/0
CFO 004/0 005/0 82/0 410/0
BANK 114/- 054/0 10/2- 036/0
Cons(عرض از مبدأ) 007/0- 005/0 43/1- 152/0
منبع: یافتههای پژوهشگر
نتایج حاصل از تخمین مدل در جدول 10 نشان داد که سطح معنی‌داری متغیر تعاملی سرمایه‌گذاری و محافظه‌کاری غیرشرطی (UCC* NETINVi,t) برابر با 000/0 است که کمتر از 5% می‌باشد، لذا در سطح اطمینان 95% می‌توان بیان کرد که ضریب این متغیر معنی‌دار است؛ بنابراین فرضیه پژوهش رد نمی‌شود. با توجه به ضریب مثبت این متغیر می‌توان بیان کرد سرمایه‌گذاری واحدهای تجاری که سطح بالاتری از محافظه‌کاری غیرشرطی را اعمال می‌کنند موجب افزایش بازده سهام می‌گردد. ضریب به دست آمده برای متغیر سرمایه‌گذاری دوره جاری (NETINVi,t) و محافظه‌کاری شرطی (UCC) نیز معنی‌دار است زیرا سطح معنی این دو متغیر کمتر از سطح خطای 5% است.
مقدار ضریب تعیین نشان می‌دهد که 13% از تغییرات متغیر وابسته، ناشی از تغییرات رخ داده در متغیرهای توضیحی است یا به عبارتی متغیرهای مستقل حدود 13% از تغییرات متغیر وابسته را تبیین و توضیح می دهند؛ بنابراین نیکویی براز مناسب ارزیابی می‌گردد. سطح معنی‌داری آزمون والد برابر با 000/0 است که کمتر از 5% می‌باشد لذا اعتبار کل مدل نیز تأیید می‌گردد.
از میان متغیرهای کنترلی ضریب متغیرهای سطح نگه داشت وجه نقد (Cash)، نرخ رشد فروش (SG) و سهامداران نهادی بانکی (BANK) معنی‌دار است لذا کنترل آنها لازم به نظر می‌رسد.
8- بحث و نتیجه‌گیری
این پژوهش، نتیجه‌گیری‌های اقتصادی محافظه‌کاری را از دیدگاه سرمایهگذاران بازار سهام با تحلیل تأثیر دو نوع محافظه‌کاری بر روی سطح سرمایه‌گذاری شرکت‌ها و ارزش سهام، بررسی می‌کند. نتایج فرضیه اول نشان داد که سطح بالایی محافظه‌کاری شرطی مانع سرمایه‌گذاری در پروژههای جدید میشود و فروش سرمایهگذاریهای موجود را تسهیل می‌کند. شرکت‌هایی که سطح بالای محافظه‌کاری شرطی را تجربه می‌کنند، تمایل به سرمایه‌گذاری در پروژههای کم ریسک دارند محافظه‌کاری شرطی یک فرایند حسابداری است که به دنبال به رسمیت شناختن هزینه یا زیان، اخبار بد یا زیان‌های اقتصادی است. اگر یک شرکت محافظه‌کار شرطی را اعمال می‌کند، مشکل است تا زمان دوره بعدی مدیران، از تشخیص هزینه و زیان حسابداری از یک پروژه فاقد سود تأخیر کنند. احتمال بیشتری وجود دارد که مدیران این هزینه و زیان را در طول مدت اجرایی خود ثبت کنند. نظارت بر تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاری مدیریتی به این ترتیب شدیدتر است در مقابل، نتایج فرضیه دوم نشان داد که شرکت‌هایی که سطح بالایی از محافظه‌کاری غیرشرطی را به کار می‌گیرند، در پروژههای بیشتری سرمایه‌گذاری می‌کنند. همچنین این پروژه‌ها دارای ریسک بالاتری دارند. این نتایج سازگار با این ایده است که سطح بالایی از محافظه‌کاری غیرشرطی منجر به ریسک محدودی میشود. اگر فرض شود مدیران ریسک گریز هستند، محافظه‌کاری غیرشرطی، ظرفیت ریسک‌پذیری مدیریت را افزایش می‌دهد و سرمایه‌گذاری در پروژههای پر ریسک را ممکن می‌کند. به هر حال نتایج این دو فرضیه نشان می‌دهد که هر دو نوع محافظه‌کاری میتواند منجر به بهبود کارایی سرمایه‌گذاری‌ها شود. در قسمت دوم این پژوهش به دنبال تأثیر محافظه‌کاری بر ارزش سهام از طریق رفتارهای سرمایه‌گذاری شرکت است. نتایج فرضیه سوم و چهارم نشان می‌دهد که تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی، فرآیند نظارت پیشین، بهبود کارایی سرمایه‌گذاری شرکت‌ها را افزایش می‌دهد و از طریق اثر تحریک‌پذیری خطر، کم سرمایه‌گذاری را کاهش می‌دهد این به طور مثبت ارزش سهامدار را تحت تأثیر قرار می‌دهد از سوی دیگر، هنگامی تصویب محافظه‌کاری غیرشرطی باعث ریسک گریزی بیش از حد مدیران میشود، میتواند منجر به سرمایه‌گذاری بیش از حد شرکت‌ها شود و تأثیر منفی بر بهره‌وری سرمایه‌گذاری و ارزش سهام داشته باشد. بر اساس تئوری نمایندگی، زمانی که مدیران اطلاعات خوبی راجع به وجود فرصت‌های سرمایه‌گذاری پرمنفعت داشته باشند، امکان دارد که آن را به دلیل مشکلات دنبال نکنند. لذا به نظر می‌رسد که محافظه‌کاری، موجب کاهش مشکلات گزینش نادرست و بهبود سیاست‌های سرمایه‌گذاری میشود؛ اما از سوی دیگر ممکن است سیاست‌های محافظه‌کارانه موجب عدم انتخاب برخی از پروژههای با ارزش فعلی خالص به دلیل مخاطرات یا ریسک آن گردد. محافظه‌کاری شرطی میتواند منجر به کاهش سرمایه‌گذاری شود و از طرفی محافظه‌کاری غیرشرطی میتواند منجر به افزایش سرمایه‌گذاری شود. محافظه‌کاری حسابداری اثر منفی روی نقش متناسب صورت‌های مالی برای کمک به سرمایهگذاران در پیشبینی ارزش بنیادی شرکت می‌گذارد. این یافته‌ها با تحقیقات بال و شیواکومار (2005) و فرانسیس و مارتین (2010) منطبق است. یافتههای این پژوهش برای محققانی که به دنبال تعادل مطلوب بین محافظه‌کاری و بی‌طرفی هستند و نیز برای نهادهای تدوین‌کننده استانداردهای حسابداری مهم است. همانطور که در تحقیق گذشته نشان داده شده است، هر دو نوع محافظه‌کاری سبب ساده‌سازی قراردادها می‌شوند، اما نتایج این پژوهش نشان داد که ممکن است پیامدهای اقتصادی مختلفی در سطح سرمایه‌گذاری و ارزش سهام وجود داشته باشد؛ بنابراین، هنگام تنظیم استانداردهای حسابداری، از بین بردن محافظه‌کاری یا تغییر نوع محافظه‌کاری، مهم است که عواقب غیرمنتظره اقتصادی این اقدامات را برای شرکت یا سرمایهگذاران بازار سهام در نظر بگیریم. با توجه به اینکه نتایج پژوهش نشان داد محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی میتواند سرمایهگذاریهای آتی شرکت و ارزش شرکت را تحت تأثیر قرار دهد به سرمایهگذاران پیشنهاد میشود در هنگام اتخاذ تصمیمات در خصوص خرید سهام این شرکت‌ها اثرات محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی را در نظر بگیرند. پیشنهاد میشود تأثیر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی بر رابطه سرمایه‌گذاری با نوسانات بازده سهام نیز بررسی گردد. در انجام پژوهش فوق برخی محدودیت‌ها وجود داشت که میتواند قدرت تعمیم نتایج را کاهش دهد. از جمله اینکه برای محاسبه محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی به ترتیب از مدل خان و واتس (2009) و بیور و رایان، 2000 استفاده گردید که ممکن است استفاده از دیگر روش‌های اندازه‌گیری نتایج دیگری ایجاد کند.
