رابطه بین پیشبینی اجباری سودو تعدیل پیشبینی با اقلام تعهدی غیرعادی
تاریخ دریافت: 20/01/1401 تاریخ پذیرش: 22/03/1401 علیرضا رحیمی
عارف فروغی
مجید آزادی ششده
چکیده
سود خالص و تعدیلات آن از باارزش‌ترین اطلاعات مورد استفادهسرمایه‌گذاراناست. این مقالهبه دنبال پاسخ به این سوال است که آیا شرایط شرکت (ابهام یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی) بر رابطه بین خطای پیشبینی و تعدیل پیشبینی سود توسط مدیریت اثر گذار است یا خیر؟بدین منظور ابتدا رابطه بین اقلام تعهدیغیرعادی و جمع اقلام تعهدی و خطا و تعدیل پیشبینی سود، آزمون و سپس تاثیر ابهام و ناتوانی شرکتی در درک اطلاعات اقتصادی بر رابطه فوق مورد بررسی قرار گرفت. به منظور آزمون فرضیه‌های پژوهش از رگرسیون چند متغیره بهره گرفته شده است. نمونه مورد مطالعه شامل91 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. یافتههای پژوهش بیانگر این است که بین اقلام تعهدی سرمایه درگردش و اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش باخطای پیشبینی سود توسط مدیریت رابطه مستقیم وجود دارد،اما بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش باتعدیل پیشبینی رابطه معکوس وجود دارد. همچنین ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی این رابطه را تقویت می‌کند در حالی که شرایط ابهام بر رابطه مذکور اثر گذار نمی‌باشد.
واژه‌های کلیدی: اقلام تعهدی، اقلام تعهدی غیرعادی، خطای پیشبینی سود مدیریت، تعدیل پیشبینی سود.
1- مقدمه
استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی شرکت‌ها علاوه بر اطلاعات تاریخی، نیاز به اطلاعاتی درباره آینده واحدهای اقتصادی نیز دارند و همواره به دنبال دسترسی به اطلاعاتی هستند که روند سودهای آتی را نشان دهد. سود یکی از اقلام مهم و اصلی صورت‌های مالی است که توجه استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی را به خود جلب می‌کند. پیش‌بینی‌های سود به سرعت بین استفاده‌کنندگان منتشر میشود و هرگونه بازنگری در آن دارای اهمیت می‌باشد توجه بیش از حد به رقم سود خالص باعث شده است که استفاده‌کنندگان کمتر به این نکته توجه کنند که رقم نهایی سود، حاصل یک فرآیند نسبتاٌ پیچیده حسابداری است که در آن امکان اعمال نظر توسط مدیران وجود دارد. در این میان، برخی تلاش‌ها برای گریز از توجه صرف به رقم سود خالص، نظر استفاده‌کنندگان را به اقلام تشکیل‌دهنده سود معطوف کرده است. از این‌رو علاوه بر سود خالص، یکی از مهمترین اجزا آن، یعنی اقلام تعهدی نیز مورد توجه قرار می‌گیرد (رحمانی و فلاح نژاد، 1389).
پیش‌بینی‌های سود مدیریت بسیار با اهمیت و تاثیرگذار هستند، زیرا بر قیمت سهام، پیش‌بینی‌های تحلیلگران و عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر دارند (باگینسکی و همکاران، 1997؛ کالر، 1997؛ پونال و همکاران، 1993). با توجه به اینکه مدیران تصمیم‌گیرندگان شرکت‌ها بوده و مسئول گزارشگری مالی شرکت هستند، اطلاعات بیشتری در مورد عملکرد شرکت و سیاست‌های گزارش‌دهی دارند و پیش‌بینی‌های خودشان را به خاطر تاثیر محافظه‌کاری اندکی تعدیل میکنند (اوتا، 2010). واحدهای تجاری که از الزامات افشای اجباری پیروی میکنند معمولا هزینه‌های اقتصادی مازادی را متحمل می‌شوند. این هزینه‌ها در برگیرنده هزینه‌های مربوط به دعاوی قضایی و هزینه‌های کاهش ارزش سهام می‌باشد. بسیاری از سرمایه‌گذاران پیش‌بینی‌ها را به عنوان نماینده تعهدات واحد تجاری در نظر می‌گیرند. بنابراین، ناتوانایی در دستیابی به پیش‌بینی‌های سود سبب سقوط قیمت سهام میشود. این موقعیت باعث میشود تا واحدهای تجاری پیش‌بینی‌های مدیریتی را با دقت بالاتری افشا کنند تا از اصلاحات منفی جلوگیری نمایند (کالر، 1997).
ارزیابی تاثیر پیش‌بینی‌های اجباری سود نیازمند ارزیابی تاثیرات اطلاعات حسابداری است. در این راستا، مقایسه اقلام تعهدی (اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی عادی سرمایه در گردش) با اشتباهات پیش‌بینی‌های اولیه سود توسط مدیریت حائز اهمیت است. این مقایسه به تجزیه و تحلیل میزان تاثیرات اطلاعات حسابداری بر پیش‌بینی‌های سود توسط مدیریت کمک می‌کند. علاوه بر ارزیابی اطلاعات حسابداری، برآورد سود نیازمند شناخت محیط عملیاتی واحد تجاری است (پنمن، 2001). هنگامی که محیط عملیاتی مبهم است سودهای حسابداری معمولا در برگیرنده ارزیابی اشتباهات مرتبط با جریان‌های نقدی آتی است. به علاوه، عدم اطمینان محیطی میتواند توانایی مدیریت در نفوذ بر اطلاعات را به منظور برآورد صحیح و موثر، محدود کند. در نتیجه ممکن است مدیران بر اطلاعات تاریخی حسابداری اتکای بیشتری داشته باشند. عدم اطمینان محیطی همچنین ممکن است سبب ایجاد اشتباهاتی در اندازهگیری اقلام تعهدی و پیش‌بینی‌های اولیه سود توسط مدیریت شود. برای نمونه وقتی پیشبینی محیط عملیاتی خوش‌بینانه است، اقلام تعهدی حسابداری افزایش مییابد (پالیپو و همکاران، 2004).
با توجه به موارد بیان شده، در این پژوهش رابطه بین پیشبینی اجباری سود و تعدیل پیشبینی با اقلام تعهدی غیرعادی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است و این شرایط در شرکت‌هایی که عدم اطمینان محیطی (ابهام) بر آنها حاکم است یا در تجزیه و تحلیل اطلاعات اقتصادی مشکل دارند نیز مورد بررسی قرار گرفته است. سوالات اصلی این پژوهش را می‌توان اینگونه بیان کرد که آیا بین اقلام تعهدی غیرعادی با پیشبینی اجباری سود و تجدید ارائه پیشبینی ارتباط وجود دارد یا خیر؟ و همچنین، آیا بین اقلام تعهدی غیرعادی با پیشبینی اجباری سود و تجدید ارائه پیشبینی شرکت‌هایی که عدم اطمینان محیطی (ابهام) بر آنها حاکم است یا تجزیه و تحلیل اطاعات اقتصادی مشکل دارند ارتباطی وجود دارد یا خیر؟
در ادامه، مبانی نظری پژوهش، پیشینه پژوهش، فرضیات، مدلها، روش‌های اندازهگیری متغیرها و در نهایت نتایج حاصل از آزمون فرضیات پژوهش و بحث و نتیجه‌گیری و منابع آورده شده است.
2- مبانی نظری پژوهش
اقلام تعهدی
اقلام تعهدی به اقلامی گفته میشود که آثار مالی معاملات و سایر وقایع و رویدادهایی که برای شرکت جریان نقدی ایجاد می‌کند را در دوره‌ای ثبت میکنند که آن معاملات، وقایع و رویدادها، تحقق پیدا کرده‌اند نه دوره‌ای که جریان نقدی ایجاد شده است )نوروش و همکاران، 1385). براون و همکاران (1987) اثبات کردند که شرکت‌هایی با سود گزارش شده بالاتر از جریان وجوه نقد عملیاتی، در سال‌های آتی کاهش در سود عملیاتی را تجربه خواهند کرد. بنابراین حجم اقلام تعهدی یک شاخص خوب برای کیفیت سود می‌باشد. اقلام تعهدی تفاوت بین سود حسابداری و جریان وجوه نقد حاصل از عملیات را بیان میکنند. معمولاً استفاده از مبنای تعهدی در شناسایی و گزارشگری سود منجر به ایجاد اختلاف بین سود عملیاتی گزارش شده با خالص جریان‌های نقدی حاصل از عملیات و گزارش یکسری اقلام تحت عنوان اقلام تعهدی در صورت‌های مالی خواهد شد (مهدوی و حسین‌آبادی، 1390). اسلوان (1996) اقلام تعهدی را به عنوان تغییرات در سرمایه در گردش به کسر هزینه استهلاک در نظر گرفت. این تعریف از اقلام تعهدی، شامل داراییهای عملیاتی غیر جاری، بدهیهای عملیاتی غیر جاری، داراییها و بدهیهای مالی غیر نقدی نمی‌شود. مطالعاتی نظیر اسلوان (1996) بیانگر آن است که اقلام تعهدی با بازده سهام رابطه دارد و سرمایه گذاران می‌توانند با استفاده از اطلاعات اقلام تعهدی به بازده‌های اضافی دست یابند. بنابراین، شناخت ویژگی‌های اقلام تعهدی به عنوان جزئی از سود حسابداری ضروری به نظر می‌رسد. هدف اولیه مطالعات حسابداری در زمینه اقلام تعهدی بررسی این موضوع است که چگونه اقلام تعهدی به سرمایه‌گذاران در تصمیم‌گیری کمک می‌کند.
شاید هدف نخست فرآیند حسابداری اندازهگیری سود به شکل ادواری برای واحدهای تجاری باشد اصطلاح سود یکی از مفاهیم سیال در دنیای تجارت است. حسابداری آن قدر توسعه نیافته است که بتواند سود را به گونه‌ای تعریف کند که برای همه پذیرفتنی باشد. مبانی اندازهگیری سود در حسابداری تحت تأثیر دو اصل اساسی حسابداری یعنی اصل بهای تمام شده و اصل تحقق درآمد قرار دارد. کاربرد این اصول در حسابداری منجر به بروز تردید جدی در زمینه نتیجه بخش بودن گزارش‌های حسابداری مالی برای مقاصد تصمیم‌گیری شده است. در حالت ایده‌آل سود زمانی به اندازهگیری دقیق نتایج عملکرد واحد تجاری منجر خواهد شد که پیامدهای نقدی مربوط به معاملات و رویدادهای واحد تجاری در یک دوره باشند. یعنی، چرخه‌های عملیاتی و سرمایه‌گذاری واحد تجاری بسیار کوتاه باشند. در این حالت خالص دریافت‌های نقدی با قابلیت اتکای کامل، نتایج عملکرد واحد تجاری را نشان می‌دهد. اما در دنیای واقعی، دریافت‌ها و پرداخت‌های نقدی در دوره‌هایی اتفاق می‌افتند که با زمان وقوع معاملات و رویدادهای ایجاد شده لزوماٌ یکسان نیست. در این حالت سود ضرورتاً مساوی خالص دریافت‌های نقدی نیست. در این شرایط استفاده از اقلام تعهدی برای اندازهگیری نتایج عملکرد واحد تجاری بهتر از اندازهگیری خالص دریافت‌های نقدی خواهد بود. اما مسأله این است که اقلام تعهدی برخلاف اقلام نقدی با درجه‌ای قضاوت همراه هستند که باعث کاهش قابلیت اتکای آنها میشود. این ذهنی بودن اقلام حسابداری از برآورد جریان‌های نقدی آتی ناشی میشود که شامل خطا و اشتباهات عمدی و سهوی در اندازهگیری این اقلام است. به بیان دیگر این امر ناشی از دو علت است؛ اول اینکه برخی از اقلام تعهدی مربوط به جریان‌های نقدی هستند، اما به علت نداشتن قابلیت اتکای کافی به وسیله اصول حسابداری شناسایی نمی‌شوند و دوم اینکه، بسیاری از اقلام تعهدی گزارش شده در صورت‌های مالی اساسی محصول اصول حسابداری هستند.
پیش بینی سود مدیریت
پیشبینی سود توسط مدیریت (به صورت اختیاری و یا اجباری) یکی از مکانیزم‌هایی است که مدیریت از طریق آن اطلاعاتی را درباره وضعیت سودآوری آتی شرکت ارائه می‌کند. ارائه این اطلاعات یکی از ابزارهایی است که از طریق آن مدیران، انتظارات بازار نسبت به سودآوری شرکت، اعتبار شرکت در خصوص شفافیت اطلاعاتی و نیز دقت اطلاعات ارائه شده را مدیریت میکنند (هیرتس، 1999). اطلاعاتی که مدیران در اختیار بازار سرمایه می‌گذارند، همواره منابع مهم اطلاعاتی به شمار می‌روند. برخی از این اطلاعات، برآوردها و پیشبینی سودهای آتی شرکت‌ها هستند که در فواصل زمانی مختلف در اختیار بازار سرمایه قرار می‌گیرند؛ بطوری که امروزه پیشبینی و افشا مدیریت از سود مهمترین منبع اطلاعاتی سرمایه‌گذاران و تحلیلگران شمرده میشود. ولی چون تهیه و ارائه اطلاعات مالی بر عهده مدیران است و آنان در برآوردها آزادی عمل دارند و می‌توانند قضاوت‌های شخصی خود را در این برآوردها دخالت دهند، این انگیزه در آنها ایجاد میشود که با افشای خود بازار را تحت تاثیر قرار دهند.
گونگ و همکاران (2009) نشان دادند اقلام تعهدی با اشتباهات پیش‌بینی‌های سود رابطه معناداری دارد. اشتباهات پیشبینی اولیه سود توسط مدیریت میتواند به شهرت مدیر و همچنین قابلیت اتکای پیش‌بینی‌های او آسیب وارد نماید. اگر مدیران از اطلاعات حسابداری برای پیشبینی سود استفاده کنند، اقلام تعهدی میتواند به اشتباهات در پیشبینی سود سال بعد کمک کند.
دیچو و دیچاو (2002) اقلام تعهدی را به اقلام تعهدی عادی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش طبقه‌بندی کرده‌اند. آنها اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش را مرتبط به تحقق جریان‌های نقدی معرفی کرده‌اند. به همین ترتیب، اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش شامل اشتباهات اندازهگیری بیشتر جریان‌های نقدی نسبت به اقلام تعهدی عادی سرمایه در گردش است. اگر خطای اندازهگیری اقلام تعهدی باعث ایجاد رابطه مستقیم بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت شود آنگاه رابطه بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت بیشتر خواهد شد.
در شرکتهای سهامی مدیران ممکن است سود را با استفاده از اطلاعات حسابداری شرکت پیشبینی کنند. اشتباهات در سود حسابداری (به ویژه در اقلام تعهدی حسابداری) ممکن است با اشتباهات موجود در پیشبینی سود مرتبط باشد. به علاوه عملکرد منفی واحد تجاری سبب سقوط قیمت سهام در بازار میگردد. در نتیجه مدیران معمولا پیش‌بینی‌های خود را طی سال اصلاح میکنند و یا سودهای واقعی سال بعد را دستکاری می‌نمایند (دی جورج و همکاران، 1994؛ کازنیک، 1999؛ بارتو و همکاران، 2002؛ ماتسو موتو، 2004؛ داس و همکاران، 2011). اگر برآورد اولیه سود توسط مدیریت در برگیرنده اشتباهات مرتبط با اقلام تعهدی باشد، پیش‌بینی‌ها براساس کلیه اطلاعات در دسترس اصلاح میگردد. هنگامی که برآورد در برگیرنده یک اشتباه افزایشی باشد، مدیران تمایل دارند تا پیش‌بینی‌ها را به صورت کاهشی اصلاح نمایند. در نتیجه مدیران دقت پیش‌بینی‌های خود را بهبود می‌بخشند و رابطه بین اقلام تعهدی و خطاهای پیشبینی به علت خطای اندازهگیری اقلام تعهدی ضعیف میشود.
هنگامی که مدیران برآوردهای خود را از طریق تجزیه و تحلیل اطلاعات اقتصادی اصلاح میکنند، رابطه بین اقلام تعهدی و خطای پیشبینی نهایی سود ممکن است ضعیف شود. به این معنا که برآوردهای تعدیل شده با اقلام تعهدی ارتباط منفی خواهد داشت. رابطه بین اقلام تعهدی و تعدیل پیشبینی، یک تعمیم ساده از وابستگی بین اقلام تعهدی و اشتباهات پیشبینی سود است. با این حال، اهمیت آن نباید نادیده گرفته شود. اقلام تعهدی حسابداری نیاز به اقلام تعهدی غیرعادی در یک دوره دارد که در دوره بعد معکوس شوند؛ بنابراین، احتمال رابطه منفی بین اقلام تعهدی غیرعادی در سال جاری و سود سال بعد وجود دارد. علاوه براین، سود واقعی در سال بعد نیز احتمالا شامل اقلام تعهدی اختیاری به دلیل مدیریت سود است.
دی جورج و همکاران (1999) استدلال کردند که برآوردها هنگامی خوب و صحیح است که استراتژی‌های واحد تجاری و همچنین تجزیه و تحلیل مالی زیربنای آن مناسب باشد. توانایی برآورد صحیح مدیریت برای سودهای آتی به عوامل متعددی از جمله عمق دادههای اقتصادی بستگی دارد. به منظور برآورد سودهای آتی، استفاده از اطلاعات حسابداری در کنار سایر اطلاعات اقتصادی امری ضروری است.
با توجه به کم کردن اولین پیشبینی از آخرین پیشبینی جهت تعریف تعدیل پیش بینی. انتظار می‌رود هرچه اقلام تعهدی بیشتر باشد پیشبینی نهایی رقم سود کمتر باشد. بنابراین هرچه اقلام تعهدی بیشتر باشد انتظار می‌رود تعدیل پیشبینی منفی‌تر و لذا کمتر باشد. به همین خاطر در نوشتن فرضیه از عبارت معکوس استفاده شده است.
3- پیشینه پژوهش
مرادزاده‌فر و همکاران (1392) در تحقیقی خطای پیشبینی سود مدیریت و محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی در شرکتهای پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. از نظر آنان آگاهی از دورنمای عملکرد اقتصادی واحدهای تجاری، سرمایه‌گذاران بالقوه و اعتباردهندگان را در اخذ تصمیمات اقتصادی یاری می‌نماید. تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران برای خرید، فروش یا نگهداری سهام بر مبنای سودهای پیشبینی شده بر اهمیت هرچه بیشتر خطای پیشبینی سود میافزاید. بنابراین خطای پیشبینی سود نقش مهمی در عملکرد بازار دارد. نتایج تحقیق بیان می‌کند رابطه معکوس بین خطای پیشبینی سود مدیریت و کل اقلام تعهدی اختیاری وجود دارد. همچنین پیشبینی مدیریت جهت تأمین مالی از طریق بدهی‌ها، رابطه مثبت و معنادار بین اقلام تعهدی اختیاری مثبت با خطای پیشبینی سود مدیریت ایجاد می‌کند و از طرف دیگر تأمین مالی از طریق بدهی‌ها، بین اقلام تعهدی اختیاری رابطه معناداری با خطای پیشبینی سود رابطه وجود ندارد.
علی‌پناه و همکاران (1392) این موضوع را بررسی کردند که آیا خطاهای پیشبینی مدیریت از سود را می‌توان به حسابداری محافظه‌کارانه نسبت داد؟ در این راستا از نسبت ارزش دفتری خالص داراییها به ارزش بازار آنها بعنوان معیاری برای محافظه‌کاری، و از تفاوت سود هر سهم واقعی با مقادیر پیشبینی شده آن توسط مدیریت بعنوان معیاری برای خطای پیشبینی مدیریت استفاده شده است. نتایج پژوهش آنها نشان داد ارتباط مستقیم بین سطح محافظه‌کاری و خطای پیشبینی مدیریت از سود وجود دارد. بدین معنا که حسابداری محافظه‌کارانه بعنوان جایگزینی برای پیش‌بینی‌های مدیریت عمل می‌کند. در واقع چون حسابداری محافظه‌کارانه به واسطه افشای به موقع اخبار بد، عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران را کم می‌کند و نیز ریسک حقوقی مدیران را کاهش می‌دهد، مدیران انگیزه کمتری دارند که به منظور کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، پیشبینی سود را صحیح‌تر ارایه نمایند.
محفوظی و همکاران (1393) به نقش محافظه‌کاری حسابداری بر خطای پیشبینی سود مدیریت پرداختند. آنان معتقدند محافظه‌کاری نتیجه الزامات نامتقارن برای شناسایی سودها و زیان‌های اقتصادی در صورت‌های مالی شرکت است که منجر میشود حسابداران زیان‌های اقتصادی را نسبت به سودها به موقع‌تر شناسایی و منعکس کنند. بر این اساس انتظار می‌رود که در میزان سود تحقق یافته‌ای که قبلاً مدیریت به پیشبینی آن پرداخته تأثیر گذارد. در نتیجه خطای پیشبینی سود میتواند متأثر از سطوح محافظه‌کاری حسابداری شرکت باشد. بطوری که اگر مدیران در پیش‌بینی‌های خود اثرات محافظه‌کاری بر سود تحقق یافته را بطور کامل در نظر نگیرند، سود پیشبینی شده مدیران برای شرکتهای محافظه‌کار بزرگتر از سود تحقق یافته میشود. نتایج پژوهش نشان دهنده ارتباط معکوس بین محافظه‌کاری و خطای پیشبینی سود در شرکتهای مورد بررسی وجود دارد. همچنین در این پژوهش تأثیر متغیرهای نوسانات سود، طول چرخه عملیات و تأمین مالی خارجی به عنوان معیارهایی از دشواری پیشبینی سود مدیریت بر شدت (میزان) ارتباط بین خطای پیشبینی سود و محافظه‌کاری مورد بررسی قرار گرفتند. نتایج نشان داد ارتباط معکوس بین محافظه‌کاری و خطای پیشبینی سود مدیریت بر اثر دشواری‌های پیشبینی ناشی از نوسانات سود و چرخه عملیات طولانی‌تر و قوی‌تر وجود دارد. در صورتی که این ارتباط در مقابلِ تأمین مالی خارجی، ضعیف‌تر میشود.
حساس‌یگانه و همکاران (1393) با بررسی رابطه بین حاکمیت شرکتی و کیفیت اقلام تعهدی اختیاری و غیراختیاری در شرکتهای پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران به این نتیجه رسیدند که رابطه بین ساختار مالکیت شرکت‌ها و اقلام تعهدی غیراختیاری مستقیم و اقلام تعهدی اختیاری معکوس می‌باشد. ولی بین متغیرهای اندازه موسسه حسابرسی و حسابرس داخلی با اقلام تعهدی اختیاری و غیراختیاری رابطه‌ای مشاهده نشد.
طرخورانی و همکاران (1399) به این نتیجه رسیدند که کیفیت گزارشگری مالی شرکت، نرخ بازده داراییهای شرکت و نرخ تغییرات درآمد فروش شرکت بر قیمت‌گذاری اقلام تعهدی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تاثیر معناداری دارند و می‌توان گفت کیفیت گزارشگری مالی بر قیمت‌گذاری اقلام تعهدی تاثیرگذار است.
خیری و حیدرپور (1399) در پژوهشی به بررسی تأثیر تفکیک اقلام تعهدی در قدرت پیشبینی آنها درباره جریانات نقد آتی پرداختند. نتایج حاکی از آن بود که تقسیم‌بندی اقلام تعهدی بر اساس نقش آنها در همترازی وجه نقد توانایی آنها را در پیشبینی وجه نقد را افزایش می‌دهد.
رجبی و عبدلی (1399) نشان دادند هرچه میزان شاخص‌های توانایی مدیران بیشتر باشد اقلام تعهدی اختیاری نیز بهتر خواهد بود، آنها همچنین بیان داشتند که میزان مشارکت مدیران در سرمایه شرکت‌ها، نوع تخصص مالی اعضای هیات مدیره، میزان و استقلال و بی‌طرفی اعضا هیات مدیره و دوگانگی وظایف مدیرعامل شرکت‌ها بر اقلام تعهدی اختیاری تاثیر دارد.
نیکبخت و همکاران (1399) به بررسی تأثیر خطای پیشبینی سود مدیریت بر پایداری اجزای نقدی و تعهدی سود و ارزشیابی بیش از حد سهام پرداختند. نتایج بیانگر آن بود که با افزایش سطح خطای پیشبینی سود مدیریت، پایداری اجزای نقدی و تعهدی سود کاهش یافته و ارزشیابی بیش از حد سهام افرایش مییابد
جهانبخشی و همکاران (1400) دریافتند اقلام تعهدی اختیاری بطور مثبت و معنادار بر سیاست تقسیم سود تاثیرگذار است؛ به عبارت دیگر هرچه اختیار مدیریت شرکت نسبت به اقلام تعهدی یا همان تفاوت بین سود فعالیت‌های متداول و جریان وجه نقد افزایش یابد، سیاست تقسیم سود به سمتی خواهد رفت که در آن نسبت سود پرداختی به سود خالص پس از کسر مالیات افزایش مییابد.
برزگر (1400) به این نتیجه رسید که اقلام تعهدی اختیاری میتواند بر بازده سهام تاثیر بگذارد ولی سرمایه‌گذاران هنگام مقایسه شرکت‌ها، اقلام تعهدی اختیاری را به میزان کمتر در نظر می‌گیرند. سطح بالاتری از مقایسه، محیط اطلاعات را بهبود می‌بخشد و به مدیران این امکان را می‌دهد تا اقلام تعهدی اختیاری را با دقت بیشتری تخمین بزنند.
فیض اللهی و لشکری زاده (1400) در مطالعه‌ای به بررسی تاثیر کیفیت اقلام تعهدی بر نوسانات بازده سهام پرداختند. نتایج نشان داد کیفیت اقلام تعهدی بر ریسک بازده سهام، تأثیر منفی و معنادار دارد. بدین معنی که با افزایش کیفیت اقلام تعهدی نوسانپذیری بازده سهام افزایش مییابد.
سابرامانیام (1996) در مطالعه‌ای به این نتیجه رسید که اقلام تعهدی غیرعادی رابطه‌ای مثبت و قوی با جریان‌های نقد عملیاتی سال بعد دارند و همچنین این اقلام با بازده سهام رابطه معناداری دارد.
العطار و همکاران (2008) در پژوهشی به بررسی محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی غیرعادی در پیش بینی جریان‌های نقد آتی پرداختند. نتایج بیانگر این بود که اقلام تعهدی غیرعادی همانند اقلام تعهدی عادی دارای قدرت پیش بینی در مورد جریان‌های نقد آتی هستند.
چان و همکاران (2014) رابطه اقلام تعهدی را با بازده آتی سهام بررسی کردند و نشان دادند که در شرکتهای با ارقام تعهدی زیاد در دوره بعد از گزارشگری اطلاعات مالی، بازده سهام کاهش مییابد. به اعتقاد آنها شرکت‌ها با کیفیت سود پایین (شرکت‌هایی که ارقام تعهدی بالایی دارند) در دوره پس از گزارشگری سود، دچار افت بازدهی می‌شوند، زیرا سرمایه‌گذاران به مساله کیفیت سود پایین شرکت‌ها پی می‌برند و قیمت سهام را متناسب با آن تعدیل میکنند.
روبین و وو (2014) با بررسی تاثیر رشد شرکت بر قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری به این نتیجه رسیدند که تفاوت معناداری در قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری بین شرکت‌هایی که رشد بالاتر و پایین‌تر دارند وجود ندارد.
آکی هیرو (2016) در پژوهشی رابطه بین اقلام تعهدی غیرعادی با پیشبینی اجباری سود مدیریت و تجدید ارائه پیشبینی را بررسی کرد و به این نتیجه رسید ارتباط مستقیمی بین اقلام تعهدی و اشتباهات برآوردهای اولیه سود مدیریت وجود دارد در حالی که ارتباط بین اقلام تعهدی و اصلاحات پیش‌بینی‌ها معکوس بود.
ها تای تو لی و همکاران (2021) دریافتند که شرکت‌هایی با کیفیت اقلام تعهدی بالاتر هزینه حقوق صاحبان سهام کمتری دارند، که نشان می‌دهد کیفیت اقلام تعهدی یک عامل تاثیرگذار بر قیمت و ریسک شرکت در بازار سهام است.
با توجه به مطالب بیان شده فرضیات پژوهش به صورت زیر مطرح می‌شوند:
فرضیه اول: بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی سود رابطه مستقیم وجود دارد.
فرضیه دوم: بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی سود رابطه مستقیم وجود دارد.
فرضیه سوم: بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی رابطه معکوس وجود دارد.
فرضیه چهارم: بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی رابطه معکوس وجود دارد.
فرضیه پنجم: رابطه مستقیم بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی سود در شرکت‌هایی که در شرایط عدم اطمینان هستند یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی دارند، بیشتر است.
فرضیه ششم: رابطه معکوس بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی در شرکت‌هایی که در شرایط عدم اطمینان هستند یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی دارند، بیشتر است.
4- روش شناسی پژوهش
این پژوهش از لحاظ هدف، کاربردی و از لحاظ روش پژوهش تجربی از نوع پس‌رویدادی است. در پژوهش‌های پس‌رویدادی، روابط احتمالی بین متغیرها از طریق مشاهده شرایط موجود، مورد مطالعه قرار می‌گیرد که در آن، موارد مورد مطالعه در گذشته رخ داده‌اند و توسط محقق قابل دستکاری نیستند. از لحاظ روش استدلال نیز این تحقیق از نوع پژوهش‌های استقرایی است که با استفاده از مشاهده اجزایی از جامعه (نمونه) نسبت به ارائه الگویی برای کل جامعه اقدام می‌نماید. پژوهش حاضر، از لحاظ نظریه، در زمره پژوهش‌های اثباتی قرار دارد و از لحاظ آماری از نوع تحقیقات همبستگی است که برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، رگرسیون خطی چند متغیره به‌کار می‌رود. به منظور پژوهش، دادههای کمّی مورد نیاز برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از صورت‌های مالی حسابرسی منتشر شده در سامانه جامع اطلاع‌رسانی ناشران (کدال) و نرم افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است. در مرحله بعد، جهت آماده سازی داده‌ها از نرم‌افزارExcel نسخه 2013 استفاده شده است و برای آزمونهای آماری از نرم‌افزار Eviews نسخه ۱۰ استفاده شده است.
4-1- جامعه و نمونه آماری پژوهش
در این پژوهش تمامی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1390 تا 1399 بعنوان جامعه انتخاب شدند و سپس با اعمال محدودیت‌های زیر نمونه آماری مشخص شد:
قبل از سال ۱۳90 در بورس پذیرفته شده باشند و تا پایان سال ۱۳۹9 در بورس حاضر باشند.
جزء شرکتهای سرمایه‌گذاری و سایر واسطه‌گری‌های مالی نباشند.
سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند هر سال باشد.
اطلاعات مورد نیاز آنها در دسترس باشد.
باتوجه به محدودیت‌های بیان شده ۹۱ شرکت (در مجموع 910 سال- شرکت) نمونه این پژوهش را تشکیل می‌دهند.
4-2- متغیرهای پژوهش و نحوه اندازهگیری آنها
متغیرهای مستقل
اقلام تعهدی سرمایه در گردش (WCA): در این پژوهش برای اندازهگیری اقلام تعهدی سرمایه در گردش از مدل دیچو و دیچاو (2002) مطابق با رابطه 1 استفاده شده است. مقدار خطا در رابطه زیر به عنوان اقلام تعهدی سرمایه در گردش می‌باشد.
(1)
(اقلام تعهدی سرمایه در گردش): از تغییرات داراییهای جاری شرکت i (بدون در نظر گرفتن وجه نقـد) منهای تغییرات بدهیهای جاری (بدون در نظر گرفتن بدهی کوتاه‌مدت مالی) بدست میآید.
(جریان نقد عملیاتی): جریان نقد عملیاتی شرکت i در زمان t وجوه نقدی است، که شرکت از طریق انجام فعالیت‌هـای تجاری خود ایجاد می‌کند.
رابطه فوق در سطح هر صنعت برآورد میشود. با استفاده از ضرایب به دست آمده و جایگذاری متغیرهای مدل با ارقام واقعی هر شرکت طی هر سال مقدار خطا که برآوردی از کیفیت اقلام تعهدی (به صورت معکوس) است محاسبه میشود.
اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش (ABWCA): برای محاسبه اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش از رابطه 2 به شرح زیر مطابق با پژوهش آکی‌هیرو (2016) استفاده شده است. بدین صورت که ابتدا با استفاده از ضرایب رگرسیون بدست آمده از مدل دیچو و دیچاو (2002) اقلام تعهدی هر شرکت را حساب کرده و سپس مطابق رابطه 3 از جمع اقلام تعهدی عادی سرمایه در گردش کم میکنیم، حاصل اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش خواهد بود.
(2)
ABWCA= WAC – NABWCA (۳)
متغیرهای میانجی:
گروهی از شرکت‌ها برای پیش‌بینی‌های خود علاوه بر اطلاعات گذشته (اغلب اطلاعات حسابداری) به اطلاعات آینده (معیارهای اقتصادی) نیز توجه میکنند. پس می‌توان شرکت‌ها را به دو گروه شرکتهای متکی به اطلاعات حسابداری و گروه کنترل تفکیک کرد که گروه کنترلی علاوه بر اطلاعات حسابداری به سایر اطلاعات (شرایط و معیارهای اقتصادی) نیز توجه میکنند. شرکت‌هایی که در محیط‌های کسب و کار ناپایدار و نامشخص کار میکنند و شرایط عدم اطمینان بر آنها حاکم است این شرکت‌ها دارای دو مشخصه، پراکندگی (نوسانات) در فروش و سودآوری می‌باشند.
عدم اطمینان محیطی می تواند توانایی مدیریت در نفوذ بر اطلاعات در دسترس به منظور برآورد صحیح و موثر را محدود کند. در نتیجه ممکن است مدیران نیازمند باشند که بر اطلاعات تاریخی حسابداری اتکای بیشتری داشته باشند. بنابراین عدم اطمینان محیطی سبب ایجاد اشتباهاتی در اندازهگیری اقلام تعهدی و پیش‌بینی‌های اولیه سود توسط مدیریت میشود. چنین شرکت‌هایی در کسب و کار از لحاظ فروش و سودآوری، اطمینان لازم و ثبات کافی را نداشته و پیشبینی سود برای سال آتی آنها دشوار اسـت. عدم اطمینان محیطی موجب متحمل شدن هزینه‌های اقتصادی قابل توجهی برای شرکت‌ها میشود ایـن هزینه‌ها شامل ترکیبی از هزینه‌های دادخواهی و کاهش ارزش سهام است و این شرکت‌هـا در گـروه متکـی بـه اطلاعات حسابداری هستند. چرا که ابهام محیطی آنها را ناگزیر به تکیه بر اطلاعات حسابداری می‌کند. در این پژوهش پراکندگی (انحراف معیار) فروش و سودآوری شرکت نماینده شرایط عدم اطمینان (ابهام) برای شرکت است. برای محاسبه پراکندگی فروش و سودآوری به صورت ذیل عمل میکنیم:
پراکندگی فروش
از نوسان رشد فروش در دادههای هر صنعت بدست میآید. انحراف معیار تغییرات فروش هر صنعت بر اساس یک دوره بدست آمده و با میانگین انحراف معیار تغییرات فروش کل صنایع مقایسه میگردد در صورت بیشتر بودن انحراف معیار تغییرات فروش صنعت نسبت به میانگین کل صنایع، صنعت جز گروه شرکتهای ناتوان در درک اطلاعات اقتصادی می‌باشد در غیر اینصورت جز گروه کنترلی است.
پراکندگی سودآوری
از نوسان سود خالص در دادههای هر صنعت بدست میآید. انحراف معیار تغییرات سودآوری هر صنعت بر اساس یک دوره بدست آمده و با میانگین انحراف معیار تغییرات سودآوری کل صنایع مقایسه میگردد در صورت بیشتر بودن انحراف معیـار تغییرات سودآوری صنعت نسبت به میانگین کل صنایع، صنعت جز گروه شرکتهای ناتوان در درک اطلاعات اقتصادی می‌باشد در غیر این صورت جز گروه کنترلی است. اندازه کوچکتر صنعت و زیان‌ده بودن صنعت نشان‌دهنده توانایی پایین صنعت در درک اطاعات اقتصادی است، این صنایع توانایی تجزیه و تحلیل اطلاعات اقتصادی را ندارند. توانایی صنعت در پردازش اطلاعات اقتصادی مربوط به دو متغیر اندازه و زیان‌ده بودن است. این صنایع معمولا در استفاده از اطلاعات اقتصادی ضعیف‌تر بوده و در پیشبینی سود دقت کمتری دارند بنابراین از دو متغیر اندازه و زیان‌ده بـودن استفاده و صنعتی که لگاریتم طبیعی داراییهای آنها از میانگین لگاریتم طبیعی داراییهای کل صنایع کوچکتر می‌باشند و همچنین صنایعی که دارای زیان هستند در گروه متکی به اطلاعات حسابداری قرار می‌گیرند. برای آزمون فرضیه پنجم و ششم، شرایط عدم اطمینان یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی بعنوان یک محدودیت در انتخاب جامعه آماری اعمال میشود. بنابراین چهار متغیر نوسانات فروش و سودآوری، زیان‌ده بودن و اندازه با توجه به مبانی نظری بالا برای تعیین رابطه اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش با خطای پیشبینی مدیریت و تعدیل پیشبینی در شرایط عدم اطمینان یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی مورد استفاده قرار می‌گیرد در نتیجه صنایعی که نوسانات فروش و نوسانات سودآوری آنها نسبت به میانگین کل صنایع بیشتر می‌باشد صنایع در شرایط عدم اطمینان و صنایع کوچک و زیان‌ده، صنایع ناتوان در درک اطلاعات اقتصادی می‌باشند تصور بر این است که رابطه مستقیم بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت و همچنین رابطه معکوس بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی در میان شرکتهای فعال در محیط‌های کسب و کار نامشخص و یا ناتوان در تجزیه و تحلیل اطلاعات اقتصادی شدیدتر می‌باشد.
متغیرهای وابسته
خطای پیشبینی سود هر سهم (MFERR): متغیر وابسته در این پژوهش خطای پیشبینی سود هر سهم می‌باشد که مطابق با پژوهش‌های آکی‌هیرو (2016)، کاتو و همکاران (2009)، کونگ و همکاران (2009) و اًتا (2011) به شرح رابطه 4اندازهگیری میشود.
(4)
که در آن؛
: خطای برآورد سود هر سهم شرکت i در سال t
: سود خالص پیشبینی شده توسط مدیر شرکت i در سال t
: سود خالص واقعی هر سهم شرکت i در سال t
:کل داراییها شرکت i برای سال1 t –
تعدیل پیشبینی سود (REVISION): مطابق با پژوهش‌های آکی‌هیرو (2016)، کاتو و همکاران (2009)، اندازهگیری تعدیل پیش بینی سود از تفاضل آخرین سود پیشبینی شده و اولین سود پیشبینی شـده تقسیم به کل دارایی به شرح رابطه 5 بدست میآید.
(۵)
که در آن؛
FINALMEi, t: آخرین سود پیشبینی شده توسط مدیر شرکت i در سال t
: اولین سود خالص پیشبینی شده توسط مدیر شرکت i در سال t
:کل داراییها شرکت i برای سال1 t –
متغیرهای کنترلی
اندازه شرکت (MVE) : از لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام برای سنجش اندازه شرکت استفاده میگردد (آکی هیرو، ۲۰۱۶).
سودآوری شرکت (ROA) : عبارت است از تقسیم سود خالص بر داراییهای شرکت اندازهگیری میگردد (کازنیک، 1999).
اهرم مالی شرکت (LEV) : از نسبت بدهیهای شرکت به داراییهای آن اندازهگیری میگردد (آکی هیرو، ۲۰۱۶).
فرصت رشد شرکت (MTB) : از نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام به دست میآید (آکی هیرو، ۲۰۱۶).
بازده شرکت (RET) : از نسبت لگاریتم ارزش بازار سهام در سال جاری به لگاریتم ارزش بازار سهام در سال قبل دست میآید (آکی هیرو، ۲۰۱۶).
انحراف فروش (SALE) : از نسبت لگاریتم طبیعی فروش پایان دوره به لگاریتم طبیعی فروش اول دوره اندازهگیری میشود (آکی هیرو،۲۰۱۶).
4-3- مدلهای پژوهش
جهت آزمون فرضیه اول پژوهش از مدل 1 استفاده میکنیم:
(۱)
که در آن MFERRi,t، خطای پیشبینی سود توسط مدیر شرکت در سال t؛ WCAi,t، اقلام تعهدی سرمایه در گردش شرکت i در سال t؛ ROAi,t، بازده دارایی شرکت i در سال t، DEBTRi,t، بدهی (اهرم مالی) شرکت i در سال t؛ LOSSi,t، زیان شرکت i در سال t (زیان: متغیر مجازی است و اگر شرکت زیان‌ده باشد عدد 1 و در غیر اینصورت عدد 0 می‌باشد)؛ SALEi,t∆، نوسانات فروش شرکت i در سال t (لگاریتم طبیعی: فروش امسال / فروش سال قبل)؛ MTBi,t، فرصت رشد شرکت i در سال t (از نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام بدست میآید)؛ RETi,t، بازده سهام شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی: ارزش بازار سهام در پایان سال مالی / ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی)؛ MVEi,t، اندازه شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام بدست میآید)؛
جهت آزمون فرضیه دوم و پنچم پژوهش از مدل 2 استفاده میکنیم:
توضیح اینکه جهت آزمون فرضیه پنجم از همین مدل یک‌بار در شرکتهای متکی به اطلاعات حسابداری و یک‌بار در شرکتهای ناتوان در درک اطلاعات اقتصادی یا شرایط عدم اطمینان (گروه کنترل) آزمون شده و ضرایب t در دو گروه شرکت‌ها با هم مقایسه شده است.
(۲)
که در آن MFERRi,t، خطای پیشبینی سود توسط مدیر شرکت در سال t؛ ABWCAi,t، اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش شرکت i در سال t؛ ROAi,t، بازده دارایی شرکت i در سال t، DEBTRi,t، بدهی (اهرم مالی) شرکت i در سال t؛ LOSSi,t، زیان شرکت i در سال t (زیان: متغیر مجازی است و اگر شرکت زیان‌ده باشد عدد 1 و در غیر اینصورت عدد 0 می‌باشد)؛ SALEi,t∆، نوسانات فروش شرکت i در سال t (لگاریتم طبیعی: فروش امسال / فروش سال قبل)؛ MTBi,t، فرصت رشد شرکت i در سال t (از نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام بدست می‌اید)؛ RETi,t، بازده سهام شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی: ارزش بازار سهام در پایان سال مالی / ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی)؛ MVEi,t، اندازه شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام بدست میآید)؛ NABWCAi,t، اقلام تعهدی عادی (اختیاری) سرمایه در گردش شرکت i در سال t؛
جهت آزمون فرضیه سوم پژوهش از مدل 3 استفاده میکنیم:
(۳)
که در آن REVISIONi,t، خطای پیشبینی سود توسط مدیر شرکت در سال t؛ WCAi,t، اقلام تعهدی سرمایه در گردش شرکت i در سال t؛ ROAi,t، بازده دارایی شرکت i در سال t، DEBTRi,t، بدهی (اهرم مالی) شرکت i در سال t؛ LOSSi,t، زیان شرکت i در سال t (زیان: متغیر مجازی است و اگر شرکت زیان‌ده باشد عدد 1 و در غیر اینصورت عدد 0 می‌باشد)؛ SALEi,t∆، انحراف (تغییرات) فروش شرکت i در سال t (لگاریتم طبیعی: فروش امسال / فروش سال قبل)؛ MTBi,t، فرصت رشد شرکت i در سال t (از نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام بدست میآید)؛ RETi,t، بازده سهام شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی: ارزش بازار سهام در پایان سال مالی / ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی)؛ MVEi,t، اندازه شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام بدست میآید)؛
و در نهایت جهت آزمون فرضیه چهارم و ششم از مدل 4 استفاده میکنیم:
توضیح اینکه جهت آزمون فرضیه ششم از همین مدل یک‌بار در شرکتهای متکی به اطلاعات حسابداری و یک‌بار در شرکتهای ناتوان در درک اطلاعات اقتصادی یا شرایط عدم اطمینان آزمون شده و ضرایب t در دو گروه شرکت‌ها با هم مقایسه شده است.
(۴)
که در آن REVISIONi,t، خطای پیشبینی سود توسط مدیر شرکت در سال t؛ ABWCAi,t، اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش شرکت i در سال t؛ ROAi,t، بازده دارایی شرکت i در سال t، DEBTRi,t، بدهی (اهرم مالی) شرکت i در سال t؛ LOSSi,t، زیان شرکت i در سال t (زیان: متغیر مجازی است و اگر شرکت زیان‌ده باشد عدد 1 و در غیر اینصورت عدد 0 می‌باشد)؛ SALEi,t∆، نوسانات فروش شرکت i در سال t (لگاریتم طبیعی: فروش امسال / فروش سال قبل)؛ MTBi,t، فرصت رشد شرکت i در سال t (از نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام بدست میآید)؛ RETi,t، بازده سهام شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی: ارزش بازار سهام در پایان سال مالی / ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی)؛ MVEi,t، اندازه شرکت i در سال t (از لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام بدست میآید)؛ NABWCAi,t، اقلام تعهدی عادی (اختیاری) سرمایه در گردش شرکت i در سال t؛
5- یافتههای پژوهش
آمار توصیفی
در این بخش و قبل از انجام آزمون فرضیهها، آمار توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه شدهاند. آمارههای مذکور شمایی کلی از وضعیت توزیع دادههای پژوهش را ارائه میکنند. همانگونه که از جدول مشخص است میانگین خطا پیشبینی مدیر 09/0 است، بدین معنا که بطور متوسط 9 درصد مدیران در پیشبینی خود اشتباه میکنند. همچنین میانگین تجدید ارائه پیشبینی سود مدیر نشان می‌دهد، پیشبینی مدیران سیر نزولی داشته است. بیشترین داده مربوط به متغیر زیان‌ده بودن شرکت و کمترین داده مربوط به اقلام تعهدی سرمایه در گردش می‌باشد و 39 درصد شرکتهای نمونه زیان‌ده هستند.
جدول 1- آمار توصیفی
متغیر علائم اختصاری میانگین بیشینه کمینه انحراف معیار
خطای پیش بینی سود مدیر MFERR 09/0 079/0 085/0- 11/0
تجدید ارائه پیش بینی سود مدیر REVISION 006/0- 183/0 21/0- 013/0
اقلام تعهدی سرمایه در گردش WCA 062/0 41/0 37/0- 08/0
اقلام تعهدی غیر عادی سرمایه در گردش ABWCA 011/0 163/0 074/0- 021/0
بازده دارایی ROA 19/0 67/0 26/0- 11/0
اهرم مالی DEBTR 49/0 95/0 23/0 21/0
زیان ده بودن شرکت LOSS 39/0 1 0 27/0
انحراف فروش SALE 13/0 32/0 083/0 1072/0
فرصت رشد MTB 84/2 29/5 92/0 02/0
بازده سهام RET 24/0 61/0 24/0- 13/0
اندازه شرکت MVE 52/14 15/19 50/10 43/1
منبع: یافتههای پژوهشگر
نتایج آزمون نرمال بودن
برای بررسی نرمال بودن از آماره جارکو-برا استفاده شده است. در صورتی که آماره این آزمون در سطح خطا ۵ درصد معنادار باشد، اجزا اخلال مدل از توزیع نرمال پیروی میکنند. همانگونه که در جدول 2 ملاحظه میشود، بررسی مقدار این آماره گویا آن است که فرض نرمال بودن جز اخلال برقرار است.
جدول 2- نتایج آزمون نرمال بودن
مدل آماره جارکو ـ برا p- value نتیجه آزمون
مدل ۱ 18/0 92/0 نرمال
مدل ۲ 63/0 32/0 نرمال
مدل۳ 89/0 16/0 نرمال
مدل ۴ 24/1 104/0 نرمال
منبع: یافتههای پژوهشگر
نتایج آزمونهای انتخاب الگوی مناسب برآورد
قبل از برآورد مدلها لازم است تا از آزمون چاو (F لیمر) استفاده شود. این آزمون تعیین‌کننده استفاده از مدل اثرات تصادفی یا مدل اثرات ثابت است. اگر آمارهF در سطح خطا ۵ درصد معنیدار باشد، فرضیه صفر (مدل اثرات تصادفی) رد میشود و مدل اثرات ثابت پذیرفته میشود. نتایج آزمون چاو در جدول 3 ارائه شده است و گویای آن است که استفاده از مدل اثرات ثابت ارجحیت دارد.
جدول 3- نتایج آزمون چاو (F لیمر)
نتایج آزمون چاو (F لیمر) نتایج آزمون هاسمن
مدل آماره سطح معناداری روش پذیرفته شده آماره سطح معناداری روش پذیرفته شده
مدل ۱ 87/22 00/0 اثرات ثابت 96/24 00/0 اثرات ثابت
مدل ۲ 33/19 00/0 اثرات ثابت 71/32 00/0 اثرات ثابت
مدل ۳ 72/16 00/0 اثرات ثابت 21/29 00/0 اثرات ثابت
مدل ۴ 52/21 00/0 اثرات ثابت 55/27 00/0 اثرات ثابت
منبع: یافتههای پژوهشگر
آزمون همخطی
همخطی به معنای وجود ارتباط خطی بین همه با برخی از متغیرهای توضیحی مدل رگرسیون است. در رگرسیون خطی فرض بر این است که هیچ یک از متغیرهای توضیحی وجود ندارد. نقض این فرض موجب بروز مشکل همخطی میشود. البته همخطی بر دو نوع همخطی کامل و همخطی ناقص است و در صورتی که همخطی از نوع کامل باشد، فرض مذکور نقض شده است. هنگامی که یک ارتباط خطی کامل مابین متغیرهای توضیحی یک مدل رگرسیون وجود داشته باشد، تخمین‌های مدل رگرسیون نمی‌تواند به طور منحصر به فردی محاسبه شود. همخطی دلالت بر این دارد که دو متغیر، ترکیب خطی کاملا نزدیکی با یکدیگر دارند. جهت تشخیص وجود همخطی، شاخص عامل تورم واریانس مورد استفاده قرار می‌گیرد آزمون همخطی (VIF) متغیرهای پژوهش به شرح جدول زیر است:
جدول 4- آزمون همخطی
متغیر علائم اختصاری VIF
اقلام تعهدی سرمایه در گردش WCA 21/1
اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش ABWCA 52/1
بازده دارایی ROA 12/1
اهرم مالی شرکت DEBTR 36/1
زیان شرکت LOSS 41/1
انحراف فروش SALE 22/1
فرصت رشد MTB 19/1
بازده سهام RET 16/1
اندازه شرکت MVE 03/1
منبع: یافتههای پژوهشگر
همانطور که در جدول 4 مشاهده میشود تمامی مقادیر هم خطی کوچکتر از 5 می‌باشند که نشان دهنده‌ی عدم وجود همخطی بین متغیرهای مستقل است.
آزمون فرضیه اول
نتایج آزمون فرضیه اول در جدول 5 نشان می‌دهد، سطح معناداری 00/0 رابطه بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت را تایید می‌کند و با توجه به ضریب، این رابطه مستقیم می‌باشد. از بین متغیرهای کنترلی، اهرم مالی، زیان‌ده بودن و فرصت رشد تاثیر مستقیم اما انحراف فروش، بازده سهام و اندازه شرکت رابطه معکوس و بازده داراییها هیچ تاثیری ندارد.
جدول 5- نتایج آزمون فرضیه اول پژوهش
متغیر ضریب متغیر آماره T سطح معناداری
WAC 09/0 38/3 000/0
ROA 06/0 04/1 153/0
DEBTR 001/0 45/8 000/0
LOSS 002/0 11/2 039/0
SALE 003/0- 97/1- 052/0
MTB 001/0 99/2 004/0
RET 34/0- 50/5- 000/0
MVE 01/0- 85/2- 005/0
β 041/0 84/0 354/0
F-statistic (P-Value) (000/0) 93/76
R- Squared 47/0
Adjusted R- Squared 45/0
Durbin – Watson Stat. 28/2
منبع: یافتههای پژوهشگر
آزمون فرضیه دوم
جدول 6 نتایج آزمون فرضیه دوم را نشان می‌دهد. با توجه به نتایج، در سطح اطمینان 99/0 این فرضیه تایید میشود. همچنین اهرم مالی، زیان‌ده بودن و فرصت رشد تاثیر مستقیم، بازده سهام تاثیر معکوس و بازده داراییها و انحراف فروض هیچ تاثیری ندارد.
جدول 6- نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش
متغیر ضریب متغیر آماره T سطح خطا
ABWCA 162/0 97/4 000/0
ROA 017/0 002/1 187/0
DEBTR 27/0 36/3 000/0
LOSS 05/0 2/2 038/0
SALE 001/0- 81/0- 41/0
MTB 02/0 55/2 021/0
RET 09/0- 14/2- 033/0
MVE 21/0- 15/1- 173/0
β 037/0 94/0 283/0
F-statistic (P-Value) (000/0) 79/69
R- Squared 39/0
Adjusted R- Squared 37/0
Durbin – Watson Stat. 23/2
منبع: یافتههای پژوهشگر
آزمون فرضیه سوم
جدول 7 نشان می‌دهد که بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی با سطح اطمینان 95/0 رابطه معکوس وجود دارد و زیان‌ده بودن و اندازه شرکت تاثیر مستقیم، بازده داراییها، انحراف فروش و بازده سهام تاثیر معکوس دارند.
جدول 7- نتایج آزمون فرضیه سوم پژوهش
متغیر ضریب متغیر آماره T سطح معناداری
WAC 121/0- 84/2- 012/0
ROA 021/0- 08/2- 039/0
DEBTR 02/0- 98/0- 241/0
LOSS 052/0 45/6 000/0
SALE 026/0- 19/2- 032/0
MTB 028/0- 99/1- 32/0
RET 065/0- 81/2- 009/0
MVE 27/0 12/5 000/0
β 02/0 99/0 296/0
F-statistic (P-Value) (000/0) 22/81
R- Squared 44/0
Adjusted R- Squared 42/0
Durbin – Watson Stat. 18/2
منبع: یافتههای پژوهشگر
آزمون فرضیه چهارم
همانگونه که از نتایج آزمون فرضیه چهارم در جدول 8 بر میآید اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش با سطح معناداری 025/0 با تعدیل پیشبینی رابطه دارد و از آنجا که ضریب برآورد شده، این رابطه نیز معکوس می‌باشد. از میان متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شده در این پژوهش، زیان‌ده بودن، انحراف فروش، بازده سهام و اندازه شرکت تاثیر مستقیم دارند و سایر متغیرهای کنترلی تاثیری ندارند.
جدول 8- نتایج آزمون فرضیه چهارم پژوهش
متغیر ضریب متغیر آماره T سطح خطا
ABWCA 045/0- 67/2- 025/0
ROA 03/0- 21/1- 152/0
DEBTR 034/0- 08/1- 185/0
LOSS 19/0 21/3 000/0
SALE 093/0 54/2 021/0
MTB 001/0 96/0 32/0
RET 052/0 67/2 016/0
MVE 074/0 28/2 039/0
β 024/0 73/0 325/0
F-statistic (P-Value) (000/0) 33/79
R- Squared 37/0
Adjusted R- Squared 34/0
Durbin – Watson Stat. 95/1
منبع: یافتههای پژوهشگر
آزمون فرضیه پنجم
جدول 9تاثیرات متفاوت اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش بر خطای پیشبینی مدیریت را بر مبنای پرتفوی خلاصه می‌کند. پرتفوی مربوط به اندازه، زیان، فروش و بازده دارایی واحد تجاری ایجاد گردید تا مشکلات پیش روی واحد تجاری در تجزیه و تحلیل اطلاعات اقتصادی را نمایش دهد. مشاهده گردید که ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای تجاری کوچک 1.6 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری بود. این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه در سطح 5% از لحاظ آماری معنادار است. به طور مشابه ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای تجاری زیان‌ده تقریبا 1.33 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری است. هر چند که این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه از لحاظ آماری معنادار نیست. همچنین، ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای فروش بالا 3.56 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری بود. این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه در سطح 5% از لحاظ آماری معنادار است. ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای بازده دارایی بالا 2.08 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری بود. این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه در سطح 5% از لحاظ آماری معنادار است. با توجه به اینکه رابطه مستقیم بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت در شرکت‌هایی که در شرایط عدم اطمینان هستند یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی دارند، بیشتر است، فرضیه پنجم پژوهش مورد تأیید واقع میشود.
آزمون فرضیه ششم
جدول 9 تاثیرات متفاوت اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش بر تعدیل پیشبینی را بر مبنای پرتفوی خلاصه می‌کند. پرتفوی مربوط به اندازه، زیان، فروش و بازده دارایی واحد تجاری ایجاد گردید تا مشکلات پیش روی واحد تجاری در تجزیه و تحلیل اطلاعات اقتصادی را نمایش دهد. مشاهده شد که ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای تجاری کوچک 4.2 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری بود. هر چند که این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه از لحاظ آماری معنادار نیست. به طور مشابه ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای تجاری زیان‌ده تقریبا 0.11 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری است. هر چند که این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه از لحاظ آماری معنادار نیست. همچنین، ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای بالا 3.33 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری بود. هر چند که این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه از لحاظ آماری معنادار نیست. ضریب اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در میان واحدهای بازده دارایی 0.12 برابر بزرگتر از سایر واحدهای تجاری بود. هر چند که این تفاوت ضریب بین دو زیر مجموعه از لحاظ آماری معنادار نیست. با توجه به اینکه رابطه معکوس بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی مدیریت در شرکت‌هایی که در شرایط عدم اطمینان هستند یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی دارند، کمتر است، فرضیه ششم پژوهش مورد تأیید واقع نمی‌شود.
جدول 9- نتایج آزمون فرضیه پنجم و ششم پژوهش
متغیر مستقل متغیر وابسته گروه شرکتهای متکی به اطلاعات حسابداری (1) سایر شرکت‌ها (گروه کنترلی) (2) (2/1)
ضریب آماره t ضریب آماره t ضریب آماره t
ABWCA MFERR Size(000/0)
14/0 74/5
(000/0) 087/0 84/3
(000/0)
ABWCA REVISION 03/0 05/1
(000/0) 007/0 93/0
(214/0) 28/4 42/1
(86/0)
Adjusted R- Squared 12/0 18/0 - -
ABWCA MFERR Loss=1 Loss=0 33/1 67/1
(072/0)
163/0 99/2
(004/0) 22/0 25/3
(000/0)
ABWCA REVISION 008/0 16/0
(42/0) 06/0 65/0
(42/0) 11/0 314/0
(68/0)
Adjusted R- Squared 12/0 16/0 ـ ـ
ABWCA MFERR Sale ⩾ Median Sale< Median 56/3 45/6
(000/0)
21/0 52/4
(000/0) 06/0 36/1
(09/0)
ABWCA REVISION 02/0 53/0
(42/0) 006/0 26/0
(76/0) 33/3 27/0
(79/0)
Adjusted R- Squared 19/0 14/0 - -
ABWCA MFERR ROA ⩾ median ROA< median 08/2 85/13
(000/0)
15/0 96/6
(000/0) 07/0 81/2
(009/1)
ABWCA REVISION 001/0 42/0
(67/0) 008/0 01/1
(25/0) 12/0 61/0
(43/0)
Adjusted R- Squared 22/0 17/0 - -
منبع: یافتههای پژوهشگر
6- بحث و نتیجه‌گیری
هدف این پژوهش بررسی تاثیر شرایط شرکت (ابهام یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی) بر رابطه بین خطای پیشبینی و تعدیل پیشبینی سود توسط مدیریت می‌باشد. جامعه مورد مطالعه در این پژوهش کلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1390 تا 1399 بوده است.
نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول پژوهش حاکی از آن بود که بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت رابطه مستقیم وجود دارد، بدین معنا که هر قدر اقلام تعهدی سرمایه در گردش در شرکتهای سهامی افزایش یابد، خطای پیشبینی مدیریت افزایش مییابد. بنابراین فرضیه اول تایید میگردد نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول پژوهش با نتایج پژوهش آکی هیرو (2016) و کاتو و همکاران (2009) تطابق دارد. همچنین، بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت رابطه مستقیم وجود دارد که حاکی از تایید فرضیه دوم پژوهش می‌باشد. نتایج این فرضیه با نتایج تحقیق آکی هیرو (2016) و کاتو و همکاران (2009) مطابقت دارد.
نتایج حاصل از آزمون فرضیه سوم پژوهش بیانگر آن بود که بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی رابطه معکوس وجود دارد. وجود رابطه معکوس بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی بدین مفهوم است که هر چقدر اقلام تعهدی سرمایه در گردش در شرکتهای سهامی افزایش یابد تعدیل پیشبینی کاهش مییابد که با نتایج پژوهش‌های بارتو و همکاران (2002) و داس و همکاران (2011) مطابقت دارد. و در ادامه، آزمون فرضیه چهارم پژوهش نشان داد که بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی رابطه معکوس وجود دارد بدین معنی که هر اندازه اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در شرکتهای سهامی افزایش یابد، تعدیل پیشبینی کاهش مییابد که با نتایج پژوهش‌های بارتو و همکاران (2002) و داس و همکاران (2011) مطابقت دارد. در شرکت‌هایی که در شرایط عدم اطمینان هستند یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی دارند، بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت رابطه مستقیمی وجود دارد. نتایج با پژوهش دی جورج و همکاران (1999) منطبق است که بیانگر تایید فرضیه پنجم پژوهش می‌باشد. همچنین در شرکت‌هایی که در شرایط عدم اطمینان هستند یا ناتوانی در درک اطلاعات اقتصادی دارند، رابطه معکوس بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی وجود دارد که نتایج این رابطه را تایید نمیکند و نتایج با پژوهش دی جورج و همکاران (1999) مطابقت دارد.
با عنایت به یافتههای حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش، پیشنهاد میشود که استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی هنگام تجزیه و تحلیل صورت‌های مالی شرکتهای حسابرسی شده، به اقلام تعهدی سرمایه در گردش توجه داشته باشند. تعیین ارتباط اقلام تعهدی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی مدیریت از سوی تحلیلگران مالی و همچنین ارزیابی کیفیت اطلاعات مالی شرکت‌ها توسط آنها، میتواند اعتماد سرمایه‌گذاران را افزایش داده و کارایی بازار سرمایه را بهبود بخشد. به سرمایه‌گذاران پیشنهاد میگردد که در زمینه استفاده از اطلاعات در امر تصمیم‌گیری به رابطه اقلام تعهدی سرمایه در گردش و تعدیل پیشبینی مدیریت توجه داشته باشند. همچنین، با توجه به اینکه اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش در شرکتهای سهامی در اختیار مدیران نمی‌باشد به فعالان بازار سرمایه، تصمیم‌گیرندگان، تحلیلگران مالی و سرمایه‌گذاران بالقوه و بالفعل بورس اوراق بهادار پیشنهاد میشود تا در تحلیل طرح‌های سرمایه‌گذاری در داراییهای مالی و اوراق بهادار به نتیجه رابطه بین اقلام تعهدی غیرعادی سرمایه در گردش و خطای پیشبینی مدیریت شرکت که در این تحقیق بدان اشاره شد، توجه داشته باشند، چرا که لحاظ کردن این عوامل مهم منجر به انتخاب سبد سرمایه‌گذاری بهینه با کمترین مخاطره و بیشترین بازدهی میگردد. ضمن آنکه شفافیت محیط تصمیم‌گیری و نتایج حاصله را دو چندان می‌نماید. به سرمایه‌گذاران نیز پیشنهاد میگردد در زمان تصمیم‌گیری به این نوع محدودیت (شرایط عدم اطمینان) توجه نمایند و همچنین به مدیران شرکت پیشنهاد میگردد به تغییرات فروش و سود خالص بعنوان عاملین اصلی در این محدودیت (شرایط عدم اطمینان) توجه نمایند زیرا شرکت‌هایی که از لحاظ فروش و سود، اطمینان لازم را ندارند و بی‌ثبات باشند، پیشبینی سود برای سال آتی آنها دچار مشکل میشود.
