نویسندگان
1 دانشیار دانشگاه الزهرا
2 دانشجو دکتری حسابداری دانشگاه علامه طباطبایی
3 کارشناس ارشد دانشگاه شهید بهشتی
4 دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه علوم اقتصادی
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Accounting conservatism has been a challenging subject during the last century. Accounting researchers examined the advantages and disadvantages of this financial reporting characteristic. The advocates suggest that conservatism helps the owners to control the managers by mitigating their ability in opportunistic behaviors. On the other hand, the critics suggest that accounting conservatism reduce the firm's available financial resources by reducing net assets and earnings. This research examines the relation between conditional accounting conservatism and financial flexibility. Data are analyzed using multivariate linear regression; 2 proxies of conservatism, Basu (1997) and Ball and Shivakumar (2005); and 3 criteria of financial flexibility, cash balance, financial leverage and dividends. The sample consists of 80 firms listed in TSE. The results show no significant relation between conditional accounting and financial flexibility.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
سیستم حسابداری و گزارشگری مالی یکی از شریان‌های اصلی اطلاعات شرکت میباشد (واتز و زیمرمن، 1986). این سیستم دارای ویژگی‌های کیفی است که بر شکل و محتوای این اطلاعات اثرگذار میباشد. یکی از این ویژگی‌های کیفی محافظهکاری حسابداری1است. درباره‌ی آثار به کارگیری محافظهکاری حسابداری دیدگاه‌های متفاوتی وجود دارد. از دید طرفداران، محافظهکاری حسابداری از طریق محدود کردن توانایی مدیران در انجام رفتارهای فرصتطلبانه (مثل اغراق در انعکاس عملکرد مالی) به نظارت وحاکمیت صاحبان سرمایه کمک کرده و درانتقال حق کنترل شرکت به تامین کنندگان سرمایه اثرگذار است. بنابراین تامین کنندگان به افزایش سرمایهگذاری تمایل بیشتری نشان می‌دهند و دستیابی شرکت به منابع مالی افزایش می‌یابد. در این شرایط، فرض می‌شود شرکت‌های با گزارشگری محافظهکارانهتر انعطافپذیری مالی بیشتری دارند.
از دید منتقدان، حسابداری محافظهکارانه باعث می‌شود خالص دارایی‌ها به صورت انباشته کمتر از واقع در ترازنامه نشان داده شود و شناسایی بهنگامتر زیان‌ها در مقابل سودها نیز سود خالص را کمتر از واقع نشان میدهد. بنابراین، هردوی این اثرات باعث تضعیف قدرت ترازنامه شده و دسترسی شرکت را به منابع مالی کاهش میدهد. در این شرایط فرض می‌شود شرکت‌های محافظهکارتر انعطاف پذیری مالی کمتری خواهند داشت.
انعطافپذیریمالی به معنای توانایی شرکت در دسترسی و تجدید ساختار منابع مالی با حداقل هزینه میباشد (لی، 2011). شرکت‌های انعطافپذیر در مواقع بروز شوک‌های منفی و بحرانهای مالی بخوبی قادرند که از زیر فشارهای مالی جان سالم بدر برده، و در مواقع بروز فرصتهای سودآور به سهولت وجوه مورد نیاز خود را جهت سرمایهگذاری بدست آورند. اندازهگیری توانایی دسترسی شرکت به منابع مالی و انعطافپذیری مالی آن خیلی دشوار میباشد، اما میتوان انعطافپذیریمالی شرکت را در تصمیمات مالی آن مشاهده نمود. بنابراین با بررسی فعالیتهای مختلف تامینمالی شرکت، از جمله مدیریت نقدینگی شرکت2، صدور بدهی یا سهام3 و تصمیمات پرداخت به سهامداران4 میتوان انعطافپذیری مالی شرکت را مشخص نمود (لی، 2011). بر همین اساس، میتوان اثرات محافظهکاری بر هر یک از معیارهای مذکور انعطاف پذیری مالی را مورد بررسی قرار داد.
در تحقیق پیش رو به بررسی آثار محافظهکاری بر انعطاف پذیری مالی پرداخته می‌شود. بررسی این موضوع از این حیث اهمیت دارد که می‌تواند بینش عمیق‌تری را نسبت به محافظهکاری حسابداری فراهم کرده و نقش این رویه‌ی حسابداری را در تصمیمات مالی داخل شرکت نشان دهد. بخش قابل توجهی از تحقیقات قبلی، نقش و منافع محافظهکاری رابرای وامدهندگان و وامگیرندگان در قراردادهای تامینمالی خارجی تائید کردهاند، امابه این موضوع نپرداختهاند کهگزاشگری محافظهکارانه چگونه بر تصمیمات مالی داخلی سازمان مانند مدیریت نقدینگی، انتخاب نوع تامین مالی (بدهی یاحقوق صاحبان سهام)، واکنش سرمایهگذاریها در مقابل محدودیتهای تامینمالی وسیاستهای پرداخت سود نقدی به سهامداران اثرگذار است و بررسی‌های این موضوع از طریق به کار گیری دو معیار متفاوت از محافظهکاری شرطی از نوآوری‌های تحقیق پیش رو میباشد.
مبانی نظری پژوهش
مرور پیشینه
واتز (2003) در تحقیق مشهور خود، محافظهکاری را دارای قدمتی طولانی در دنیای کسب و کار می‌داند. از نگاه او علیرغم انتقادات وارده از سوی منتقدان محافظهکاری، به ویژه استاندارد گذاران، نه تنها محافظهکاری قرن هاست که به حیات خود در حسابداری ادامه میدهد، بلکه طی 30 سال اخیر افزایش نیز یافته است. واتز (2003) اعتقاد دارد افزایش قابل توجه دعوی حقوقی از سوی سهامداران شرکت‌ها در دهه‌ی 1960 و همچنین آثار قوانین مالیاتی بر گزارشگری مالی از سال 1909 میلادی تا کنون منجر به افزایش محافظهکاری حسابداری در ایالات متحده آمریکا شده است.
تحقیقات تجربی بسیاری بر اساس نظرات واتز (2003) به بررسی آثار محافظهکاری پرداخته‌اند. احمد و همکاران (2002) شواهدی را در مورد نقش محافظهکاری در تعدیل تضاد منافع بر سر سود تقسیمی میان سهامداران و اعتباردهندگان یافتند. همچنین نتایج تحقیق نشان می‌داد شرکت‌هایی که با تضاد منافع بیشتری در مورد سود تقسیمی روبرو هستند، تمایل دارند حسابداری محافظه‌کارانه‌تری را به کار گیرند. آنها در تحقیق خود متوجه نوعی بده بستان میان محافظهکاری و هزینه‌ی بدهی شدند، به گونه‌ای که شرکت‌های محافظهکارتر هزینه بدهی کمتری دارند.
لا فوند و واتز (2006) نشان دادند محافظهکاری باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیر وصاحبان سرمایه شده وتوانایی مدیر را برای نشان بیش از واقع عملکرد مالی کاهش میدهد.
لافوند و رایچادهاری (2007) به بررسی آثار مالکیت مدیریتی بر محافظهکاری گزارشگری مالی پرداختند. آنان دریافتند که محافظهکاری اندازهگیری شده با معیار عدم تقارن زمانی سود با مالکیت مدیریتی کاهش می‌یابد.
لی (2011) به بررسی نقش محافظهکاری حسابداری بر تصمیمات مالی شرکت‌های پذیرفته شده در ایالات متحده پرداخت. وی با استفاده از معیارهای انعطاف پذیری مالی چون مقدار وجه نقد نگهداری شده، اهرم مالی و سود نقدی تقسیمی نشان داد محافظهکاری حسابداری اثرات منفی بر انعطافپذیری مالی شرکت‌ها دارد.
واتز و زو (2013) در تحقیق خود به بررسی آثار محافظهکاری حسابداری بر ارزش شرکت‌ها طی دوره‌های بحران مالی پرداخته‌اند. نتایج تحقیق آنها نشان داد شرکت‌هایی که قبل از دوره‌ی بحران سیاست‌های محافظه‌کارانه‌ای را پیگیری میکنند، در دوره‌های بحران دسترسی بیشتری به منابع استقراضی داشته و همچنین شاهد کاهش بازده سهام کمتری می‌باشند.
دنووان و همکاران (2013) در تحقیق خود به بررسی رابطهی محافظهکاری و نرخ بازیافتی اعتباردهندگان برای شرکت‌هایی که در بازپرداخت اصل و یا بهره قصور کرده و یا در شرف ورشکستگی هستند، پرداختند. نتایج تحقیق آنها نشان داد اعتباردهندگان شرکت‌های محافظهکارتر، نرخ بهره بیشتری را برای بازیافت وام خود در نظر می‌گیرند، اما در عین حال شرکت‌های محافظهکار، با سرعت بیشتری از وضعیت ورشکستگی و یا عدم توانایی بازپرداخت وام‌ها خارج شده و نرخ بازده بیشتری را در این مدت کسب می‌نمایند.
مشایخی و همکاران (1388) در تحقیق خود رابطهی محافظهکاری با میزان توزیع سود و پایداری آن را بررسی نموده‌اند. نتایج تحقیق نشان داد بین محافظهکاری (اندازهگیری شده با معیار اقلام تعهدی غیر عملیاتی) و توزیع سود سهام رابطه‌ای منفی وجود دارد. اما نتایج حاکی از عدم پذیرش فرضیه‌ی دوم تحقیق با استفاده از معیار اقلام تعهدی غیر عملیاتی و در مقابل پذیرش فرضیه‌ی مزبور با استفاده از معیار نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار تعدیل شده میباشد و بنابراین امکان اظهارنظر صریح در خصوص تأثیر محافظهکاری حسابداری بر پایداری سود برای این محققان وجود نداشته است.
فخاری و عرب (1391) به بررسی رابطهی محافظهکاری حسابداری و مدیریت وجوه نقد شرکت پرداختند. نتایج تحقیق آنها نشان داد رابطهی معنادار و منفی میان محافظهکاری و مقدار وجه نقد دوره و تغییرات وجه نقد به جریان‌های نقدی آزاد وجود دارد.
فرضیه‌های پژوهش
با توجه به مبانی نظری ارائه شده 3 فرضیه‌ی زیر آزمون خواهند شد:
روش پژوهش
از حیث هدف، میتوان تحقیق پیش رو را یک تحقیق کاربردی دانست. همچنین این تحقیق یک تحقیق توصیفی است که روش مورد استفاده‌ی آن همبستگی میباشد. به واسطه‌ی آن که این تحقیق از داده‌های گذشته مربوط به صورت‌های مالی و قیمت سهام استفاده می‌کند، میتوان آن را یک تحقیق پس رویدادی نیز دانست. جامعه‌ی آماری مورد بررسی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده و قلمرو زمانی آن دوره‌ی هفت سالهی 1383-1389 را در بر خواهد گرفت. نمونه‌های تحقیق شامل شرکت‌هایی است که تمامی معیارهای زیر را داشته باشند:
در مجموع 80 شرکت مورد بررسی قرار گرفتند. داده‌های مربوط به صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از لوح‌های فشرده حاوی آرشیو تصویری صورت‌های مالی این شرکت‌ها و وب سایت مرکز تحقیق، توسعه و مطالعات اسلامی بورس اوراق بهادار تهران استخراج شده است. داده‌های متغیر قیمت سهام شرکت‌ها از طریق وب سایت سازمان بورس اوراق بهادار تهران استخراج شده است. در این تحقیق جهت تجزیه و تحلیل داده‌ها و انجام آزمون‌های فرضیه‌ها از نرم افزارهای آماری Minitab و SPSS استفاده شده است.
برای اندازهگیری محافظهکاری از 2 معیار استفاده خواهد شد. اولین معیار، عدم تقارن زمانی است که از سوی باسو (1997) ارائه شده است. این مدل بر مبنای شناسایی زودتر زیان‌ها (اخبار بد) و شناسایی دیرتر سودها (اخبار خوب) شکل گرفته است. در این مدل متغیر بازده نشان دهنده‌ی اخبار میباشد. بر این اساس مقدار بازده مثبت به عنوان اخبار خوب و بازده منفی به عنوان اخبار بد در نظر گرفته می‌شود. در معیار باسو همبستگی بیشتر میان سود و اخبار بد (که منفی)، نشان دهنده‌ی وجود محافظهکاری است. معیار دوم، معیار اقلام تعهدی ارائه شده از سوی بال و شیواکومار (2005) میباشد. در این معیار نیز محافظهکاری شناسایی زودتر اخبار بد و به تعویق انداختن شناسایی اخبار خوب را در بر می‌گیرد. اما در این معیار به جای بازده، جریان‌های نقدی عملیاتی نشان دهنده‌ی اخبار بوده و همبستگی بیشتر اقلام تعهدی و اخبار بد به معنای وجود محافظهکاری خواهد بود. هر دوی این معیارها، محافظهکاری شرطی را بررسی می‌نمایند. محافظهکاری شرطی که آن را محافظهکاری وابسته به اخبار نیز می‌نامند، به معنای شناسایی زودتر اخبار بد و شناسایی دیرتر اخبار خوب میباشد. جهت آزمون فرضیه‌های تحقیق از دو مدل زیر استفاده می‌شود. مدل اول، مدل تعمیم یافتهی باسو (1997) است که از سوی لی (2011) ارائه شده است.
(معادله 1)
که در این معادله E i,t، سود خالص شرکت i در سال مالی t؛ P i,t، قیمت سهام شرکت i در ابتدای سال مالی t؛ RET i,t، بازده سالانه خرید و نگهداری سهام شرکت i برای سال مالی t؛ DRi,t، متغیر مجازی که اگر RET منفی باشد عدد 1 و در غیر این صورت صفر خواهد بود. از آنجایی که بازده منفی نشان دهنده‌ی اخبار بد است، معناداری β3به معنای وجود محافظهکاری شرطی خواهد بود. X i,t، هر کدام از معیارهای 3 گانه انعطاف پذیری مالی شامل CASH، DFL و DIVDCHG. CASH i,t، جمع وجوه نقد شرکت i در انتهای سال مالی t؛ DFL i,t، اهرم مالی شرکت i در پایان سال مالی t که برابر است با نسبت بدهی‌های بلند مدت به جمع بدهی‌ها و حقوق صاحبان سهام؛ DIVDCHG i,t، تغییر در سود تقسیمی شرکت i در سال مالی t نسبت به سال قبل از آن میباشد. منظور از سود تقسیمی، سود نقدی تقسیم شده میباشد. BM i,t (متغیر کنترلی)، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام شرکت i در پایان سال مالی t و SIZE i,t (متغیر کنترلی)، لگاریتم طبیعی ارزش دارایی‌های شرکت i در پایان سال مالی t. بر اساس فرضیات تحقیق انتظار میرود که β7معنادار باشد.
مدل دوم تحقیق، مدل تعمیم یافتهی بال و شیواکومار (2005) میباشد که توسط لی (2011) ارائه شده است.
(معادله 2)
که در این معادله ACC i,t، تفاضل سود عملیاتی از جریان‌های نقدی عملیاتی شرکت i در سال مالی t تقسیم بر قیمت سهام در ابتدای سال مالی؛ CFO i,t، جریان نقدی عملیاتی شرکت i در سال مالی t تقسیم بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای سال مالی؛ DCFO i,t، متغیر مجازی که اگر CFO منفی باشد عدد 1 و در غیر این صورت صفر خواهد بود. از آنجایی که جریان‌های نقدی منفی نشان دهنده‌ی اخبار بد است، معناداری β3به معنای وجود محافظهکاری شرطی خواهد بود. X i,t، هر کدام از معیارهای 3 گانه انعطاف پذیری مالی شامل CASH، DFL و DIVDCHG. CASH i,t، جمع وجوه نقد شرکت i در انتهای سال مالی t؛ DFL i,t، اهرم مالی شرکت i در پایان سال مالی t؛ DIVDCHG i,t، تغییر در سود تقسیمی شرکت i در سال مالی t نسبت به سال قبل از آن میباشد. BM i,t (متغیر کنترلی)، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام شرکت i در پایان سال مالی t و SIZEi,t (متغیر کنترلی)، لگاریتم طبیعی ارزش دارایی‌های شرکت i در پایان سال مالی t. بر اساس فرضیات تحقیق، انتظار میرود که β7 معنادار باشد.
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی:
نگاره (1) فراوانی شرکت‌های نمونه را در هر صنعت نشان میدهد. بر این اساس بیشترین تعداد شرکت‌ها متعلق به صنعت خودرو و ساخت قطعات و کمترین تعداد شرکت‌ها متعلق به صنایع انتشار، چاپ و تکثیر، استخراج ذغال سنگ، قند و شکر، کاشی و سرامیک، لاستیک و پلاستیک، محصولات کاغذی، استخراج سایر معادن، حمل و نقل، انبارداری و ارتباطات و وسایل اندازهگیری پزشکی می‌باشند.
نگاره (1): فراوانی شرکت‌های نمونه‌ی تحقیق به تفکیک صنعت
|
عنوان صنعت |
فراوانی |
عنوان صنعت |
فراوانی |
|
انتشار، چاپ و تکثیر |
1 |
سایر محصولات کانی غیر فلزی |
2 |
|
استخراج کانه‌های فلزی |
6 |
سیمان، آهک و گچ |
10 |
|
استخراج ذغال سنگ |
1 |
فرآورده‌های نفتی، کک و سوخت هسته ای |
2 |
|
خودرو و ساخت قطعات |
13 |
فلزات اساسی |
6 |
|
ساخت محصولات فلزی |
3 |
قند و شکر |
1 |
|
کاشی و سرامیک |
1 |
لاستیک و پلاستیک |
1 |
|
ماشین آلات و تجهیزات |
6 |
ماشین آلات و دستگاه‌های برقی |
1 |
|
محصولات شیمیایی |
6 |
محصولات غذایی بجز قند و شکر |
4 |
|
محصولات کاغذی |
1 |
مواد و محصولات دارویی |
12 |
|
استخراج سایر معادن |
1 |
حمل و نقل، انبارداری و ارتباطات |
1 |
|
وسایل اندازهگیری پزشکی |
1 |
- |
- |
نگاره (2) نشان میدهد میانگین و میانه‌ی متغیر RET به ترتیب 2112/0 و 0413/0 میباشد و میانه‌ی متغیر DR نیز صفر میباشد. بر این اساس مشاهده می‌شود میزان اخبار خوب پیرامون شرکت‌ها در دوره‌ی مورد بررسی بیشتر از اخبار بد میباشد. مقدار میانه و میانگین متغیر CFO به ترتیب برابر 2435/0 و 1842/0 و میانه‌ی متغیر DCFO برابر صفر میباشد. چنانچه مطابق نظر بال و شیواکومار (2005)، جریان‌های نقدی به عنوان معیاری از اخبار در نظر گرفته شود، اخبار خوب در مورد شرکت‌ها در دوره‌ی مورد بررسی بیشتر از اخبار بد بوده است.
نگاره (2): آمار توصیفی
|
|
میانگین |
انحراف معیار |
Min |
میانه |
Max |
|
E/P |
2397/0 |
2873/0 |
3177/2- |
2042/0 |
8998/2 |
|
RET |
2112/0 |
9438/0 |
8785/0- |
0413/0 |
0247/9 |
|
DR |
4618/0 |
4990/0 |
0/0 |
0/0 |
0/1 |
|
ACC |
0312/0 |
3547/0 |
5221/2- |
0291/0 |
1858/2 |
|
CFO |
2435/0 |
3370/0 |
8113/0- |
1842/0 |
7614/2 |
|
DCFO |
1135/0 |
3175/0 |
0/0 |
0/0 |
0/1 |
|
CASH |
04230/0 |
03998/0 |
00045/0 |
03163/0 |
24346/0 |
|
DFL |
2080/0 |
2414/0 |
5546/0- |
1299/0 |
7335/2 |
|
DIVDCHG |
01349/0 |
07542/0 |
35304/0- |
00541/0 |
44996/0 |
|
BM |
7745/0 |
2751/0 |
0005/0 |
7973/0 |
7219/1 |
|
SIZE |
661/13 |
596/1 |
662/10 |
450/13 |
517/19 |
نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش:
آزمون نرمال بودن متغیر وابسته: نرمال بودن متغیر وابسته یکی از مفروضات اصلی بررسی‌های همبستگی است. برای بررسی نرمال بودن متغیر وابسته از آزمون کلموگروف – اسمیرنوف استفاده شده است. نگاره (3) نتایج حاصل از این آزمون را برای متغیر وابسته هر یک از مدل‌ها نشان میدهد. با توجه به سطح معناداری برای هر یک از دو متغیر و بیشتر بودن مقدار آن از 5% فرض نرمال بودن متغیر وابسته قابل پذیرش میباشد.
نگاره (3): آزمون نرمال بودن متغیرهای وابسته
|
مدل |
باسو (1997) |
بال و شیواکومار (2005) |
|
متغیر وابسته |
E/P |
ACC |
|
آماره‌ی Z |
642/0 |
595/0 |
|
معناداری |
804/0 |
871/0 |
مدل باسو (1997): نگاره (4) نتایج تجزیه و تحلیل رگرسیونی را برای مدل باسو (1997) و با در نظر گرفتن هر یک از معیارهای انعطاف پذیری مالی نشان میدهد. مقدار آماره‌ی همخطی که با VIF5 بیانگر آن است فرض عدم همخطی میان متغیرهای مستقل مدل قابل پذیرش میباشد. با توجه به مقدار معناداری هر یک از معیارهای انعطاف پذیری، ضریب هیچ کدام از 3 متغیر RET*DR*CASH، RET*DR*DFL و RET*DR*DIVDCHG در سطح 95% معنادار نبوده و بنابراین نمی‌توان میان محافظهکاری شرطی بر مبنای عدم تقارن زمانی سود، و معیارهای انعطاف پذیری مالی مورد بررسی در تحقیق، رابطهی معناداری را مشاهده نمود.
نگاره (4): تجزیه و تحلیل رگرسیون، مدل باسو (1997)
|
معیار انعطاف پذیری مالی (X) |
CASH |
DFL |
DIVDCHG |
||||||
|
|
β |
معناداری |
VIF |
β |
معناداری |
VIF |
β |
معناداری |
VIF |
|
مقدار ثابت |
574/0- |
094/0 |
_ |
652/0- |
055/0 |
_ |
759/0- |
031/0 |
_ |
|
RET |
247/0 |
0/0 |
053/2 |
375/0 |
0/0 |
066/2 |
3017/0 |
0/0 |
336/3 |
|
DR |
353/0- |
002/0 |
374/4 |
190/0 |
152/0 |
977/2 |
084/0- |
503/0 |
497/2 |
|
DR*RET |
522/0 |
073/0 |
618/4 |
570/0 |
059/0 |
651/2 |
3611/0 |
231/0 |
480/2 |
|
X |
012/0 |
991/0 |
221/1 |
220/0 |
220/0 |
263/1 |
905/1 |
036/0 |
951/2 |
|
DR*X |
782/0 |
709/0 |
869/5 |
885/1- |
0/0 |
164/5 |
173/1 |
506/0 |
926/2 |
|
RET*X |
022/1- |
286/0 |
061/2 |
623/0- |
001/0 |
994/2 |
369/0- |
367/0 |
113/3 |
|
RET*DR*X |
144/1 |
842/0 |
861/5 |
102/1- |
064/0 |
664/5 |
735/2 |
392/0 |
879/3 |
|
BM |
1885/0 |
195/0 |
109/1 |
241/0 |
099/0 |
094/1 |
469/0 |
003/0 |
165/1 |
|
SIZE |
0306/0 |
212/0 |
067/1 |
028/0 |
255/0 |
69/1 |
0319/0 |
212/0 |
051/1 |
نگاره (5) خلاصه نتایج مدل باسو (1997) را با در نظر گرفتن هر یک از معیارهای انعطاف پذیری مالی نشان میدهد.
نگاره (5): خلاصه نتایج مدل باسو (1997)
|
معیار انعطاف پذیری |
R2 |
R2 تعدیل شده |
آماره‌ی F |
سطح معناداری |
آماره‌ی دوربین-واتسون |
|
CASH |
5/23% |
1/22% |
08/17 |
0. 0 |
45/2 |
|
DFL |
1/21% |
7/19% |
87/14 |
0. 0 |
43/2 |
|
DIVDCHG |
9/15% |
4/14% |
50/10 |
0. 0 |
37/2 |
مقدار آماره‌ی دوربین –واتسون مدل با در نظر داشتن هر یک از معیارهای انعطاف پذیری مالی، بین 5/1 تا 5/2 میباشد، بنابراین فرض رگرسیون مبنی بر عدم همبستگی جملات خطا قابل قبول میباشد. مقدار ضریب تعیین مدل برای هر یک از معیارهای CASH، DFL و DIVDCHG به ترتیب برابر 5/23%، 1/21% و 9/15% میباشد. بر اساس مقدار آماره‌ی F و سطح معناداری آن با در نظر گرفتن هر معیار، حداقل یکی از متغیرهای مستقل مدل با متغیر وابسته (E/P) در سطح 95% رابطهی خطی خواهد داشت.
مدل بال و شیوا کومار (2005):
نگاره (6) نتایج تجزیه و تحلیل رگرسیونی مدل بال و شیواکومار (2005) را نشان میدهد. مقدار آماره‌ی همخطی (VIF) نشان میدهد فرض رگرسیون مبنی بر عدم همخطی میان متغیرهای مستقل قابل پذیرش میباشد. ضریب DFL به عنوان معیار انعطاف پذیری مالی در سطح معناداری 95% مثبت و معنادار میباشد که این امر با فرضیه‌ی دوم تحقیق همخوانی دارد. اما ضرائب دو متغیر CASH و DIVDCHG در سطح 95% معنادار نمی‌باشد و لذا نمی‌توان رابطه‌ای معنادار میان محافظهکاری شرطی و این دو معیار انعطاف پذیری مالی مشاهده نمود که این یافته بر خلاف فرضیه‌ی اول و سوم تحقیق میباشد.
نگاره (6): نتایج تجزیه و تحلیل رگرسیونی مدل بال و شیواکومار (2005)
|
معیار انعطاف پذیری مالی (X) |
CASH |
DFL |
DIVDCHG |
|||||||
|
|
β |
معناداری |
VIF |
β |
معناداری |
VIF |
β |
معناداری |
VIF |
|
|
مقدار ثابت |
3180/0 |
363/0 |
_ |
534/0 |
094/0 |
_ |
355/0 |
281/0 |
_ |
|
|
CFO |
611/1- |
0/0 |
510/3 |
39/1- |
0/0 |
790/1 |
61/1- |
0/0 |
680/1 |
|
|
DCFO |
018/0 |
934/0 |
439/3 |
317/0 |
112/0 |
121/3 |
048/0 |
782/0 |
228/2 |
|
|
CFO*DCFO |
2123/0 |
737/0 |
001/4 |
66/1- |
016/0 |
319/3 |
67/0- |
241/0 |
208/2 |
|
|
X |
149/1 |
431/0 |
208/2 |
95/0- |
0/0 |
747/1 |
86/1 |
011/0 |
187/2 |
|
|
CFO*X |
264/1 |
695/0 |
012/4 |
45/0- |
265/0 |
396/1 |
575/4 |
027/0 |
187/2 |
|
|
DCFO*X |
861/5 |
155/0 |
239/3 |
006/0- |
986/0 |
653/2 |
404/8 |
114/0 |
351/2 |
|
|
CFO*DCFO*X |
23/2- |
908/0 |
799/3 |
211/7 |
001/0 |
405/2 |
10/17 |
228/0 |
356/2 |
|
|
BM |
485/0- |
001/0 |
165/1 |
511/0- |
0/0 |
160/1 |
18/0- |
237/0 |
293/1 |
|
|
SIZE |
025/0 |
310/0 |
114/1 |
025/0 |
286/0 |
147/1 |
007/0 |
770/0 |
112/1 |
|
نگاره (7) خلاصه نتایج برازش مدل بال و شیواکومار (2005) را نشان میدهد. مقدار آماره‌ی دوربین-واتسون با در نظر داشتن هر یک از سه معیار انعطاف پذیری بین 5/1 و 5/2 است، لذا فرض رگرسیون مبنی بر عدم همبستگی جملات خطا برقرار میباشد. با در نظر داشتن متغیر DFL به عنوان معیار انعطاف پذیری، ضریب تعیین مدل 6/39% و مقدار آماره‌ی F آن 43/36 میباشد که در سطح 95% معنادار میباشد. با در نظر داشتن CASH و DIVDCHG ضریب تعیین به ترتیب برابر 6/31%و 1/36% و مقدار آماره‌ی F نیز برابر 7/25 و 5/31 خواهد بود که هر دو در سطح معناداری 95% معنادار می‌باشند. در نتیجه برازش خطی مدل برای هر سه حالت قابل قبول بوده و در سطح 95% حداقل یکی از متغیرهای مستقل، رابطه‌ای خطی با متغیر وابسته مدل (ACC) دارد.
نگاره (7): خلاصه نتایج مدل بال و شیواکومار (2005)
|
معیار انعطاف پذیری |
R2 |
R2 تعدیل شده |
آماره‌ی F |
سطح معناداری |
آماره‌ی دوربین-واتسون |
|
CASH |
6/31% |
4/30% |
70/25 |
0. 0 |
86/1 |
|
DFL |
6/39% |
5/38% |
43/36 |
0. 0 |
003/2 |
|
DIVDCHG |
1/36% |
35% |
50/31 |
0. 0 |
89/1 |
نتیجه‌گیری
در این تحقیق رابطهی محافظهکاری و انعطاف پذیری مالی بررسی شد. به این منظور 3 فرضیه‌ی تحقیق پیرامون رابطهی محافظهکاری و میزان نگهداری وجه نقد، اهرم مالی و میزان پرداخت سود به سهامداران به عنوان معیارهایی از انعطاف پذیری مالی شکل گرفت. فرضیه‌های تحقیق با دو مدل رگرسیونی ارائه شده از سوی لی (2011) آزمون شد. مدل اول مدل تعمیم یافتهی باسو (1997) و مدل دوم مدل تعمیم یافتهی بال و شیواکومار (2005) بود.
نتایج تجزیه و تحلیل مدل باسو (1997) نشان میدهد میان محافظهکاری و معیارهای انعطاف پذیری مالی استفاده شده در این تحقیق رابطهی معناداری وجود ندارد. تحلیل مدل بال و شیواکومار (2005) نشان میدهد رابطهی مثبت و معناداری میان محافظهکاری و اهرم مالی شرکت وجود دارد. این یافته مطابق با نظر طرفداران محافظهکاری مبنی بر نقش آن در کاهش محدودیتهای مالی و افزایش انعطافپذیری مالی است. تجزیه و تحلیل مدل بال و شیواکومار (2005) نشان داد بین محافظهکاری و دو معیار دیگر انعطاف پذیری مالی رابطهی معناداری وجود ندارد. در نتیجه فرضیه‌ی اول و سوم تحقیق رد می‌شود اما به دلیل یافته‌های متفاوت در مورد رابطهی محافظهکاری و اهرم مالی با استفاده از دو مدل تحقیق، نمی‌توان در مورد فرضیه‌ی دوم اظهار نظر قطعی نمود. این نتایج می‌تواند نشان دهنده‌ی آن باشد که محافظهکاری به عنوان یک رویه‌ی حسابداری نقشی با اهمیت را در تصمیمات داخلی شرکت‌های مورد بررسی بازی نمی‌کند.
در مقایسه با یافته‌های سایر تحقیقات مشابه، نتایج تحقیق بر خلاف یافته‌های تحقیقات خارجی چون احمد و همکاران (2002) پیرامون رابطهی محافظهکاری و بدهی‌ها، لی (2011) پیرامون رابطهی محافظهکاری و انعطاف پذیری مالی و برخی تحقیقات داخلی مانند مشایخی و همکاران (1388) پیرامون رابطهی محافظهکاری و توزیع سود میباشد. دلیل این امر می‌تواند تفاوت قلمرو مکانی و زمانی این تحقیقات باشد. همچنین مطابق نظر گیولی و همکاران (2006) هر یک از معیارهای اندازهگیری محافظهکاری، جنبه‌ای از محافظهکاری را می‌سنجد و لذا همین امر می‌تواند موجب تفاوت در یافته‌های تحقیقاتی شود که از روش‌های متفاوتی جهت اندازهگیری محافظهکاری استفاده می‌نمایند. از آنجایی که این تحقیق صرفاً به بررسی رابطهی محافظهکاری اندازهگیری شده بر اساس مدل‌های باسو (1997) و بال و شیواکومار (2005) با سه معیار انعطاف پذیری مالی پرداخته است، جهت بررسی و اظهار نظر جامع پیرامون محافظهکاری و نقش آن در تصمیمات داخلی و انعطاف پذیری مالی شرکت، بکارگیری سایر معیارهای محافظهکاری و انعطاف پذیری مالی در تحقیقات آتی مورد نیاز خواهد بود. موضوعات زیر میتوانند در تحقیقات آتی مورد بررسی قرار گیرند:
)