Authors
Abstract
Keywords
مقدمه
ورشکستگی شرکت‌هایی مثل ورلد کام، انرون، آدلفیا و پارمالات باعث افزایش اهمیت موضوع مدیریت سود بین محققین مختلف شد. این موضوع تصویب قانون ساربنیز-آکسلی در کشور آمریکا و باعث تبدیل شدن مدیریت سود به کانون توجه استراتژی‌های تجاری و تحقیقات دانشگاهی را به دنبال داشت (جوبر و فخواخ، 2012).
مدیریت سود زمانی رخ می‌دهد که مدیران شرکت‌ها، معاملات رخ داده در واحد تجاری را برای گزارشگری در صورت‌های مالی تغییر میدهند. این موضوع باعث گمراهی برخی از ذینفعانشرکت در ارزیابی عملکرد اقتصادی شرکت می‌شود، در نتیجه یکی از تبعات آن این است که باعث تغییر در نتایج قرار دادهای منعقده با شرکت می‌شوند چون در اجرای این قراردادها بر اطلاعات حاصل از سیستم گزارشگری مالی اتکا می‌شود. اما مدیریت سود عبارتست از استفاده اختیاری و با انگیزه‌های خاص مدیران واحدهای تجاری از اصول و استانداردهای حسابداری است که اثر قابل ملاحظه‌ای بر سود شرکت دارد. ادبیات تحقیق نشان می‌دهد محققین همواره به دنبال بررسی دلیل مدیریت سود نیز بوده اند، آنها نشان دادند مدیریت سود می‌تواند دلایل مختلفی داشته باشد. به عنوان مثال تئو و همکاران (1998) نشان دادند که مدیریت سود ابزاری برای افزایش سود یا بهبود سود گزارش شده در جهت کاهش هزینه سرمایه شرکت، افزایش پاداش مدیران، اطمینان از امنیت شغلی مدیران واحد تجاری، اطمینان از اجرای مفاد قراردادهای منعقده با واحد تجاری وحمایت از شرکت در مقابل هزینه‌های سیاسی می‌باشد.
یکی از موضوعات بسیار مهم در مدیریت سود شرکت‌ها، بررسی مدیریت سود در شرکتهای توزیع کننده سود است. سود سهمی، سودی است که در قالب سهام بین سهامداران توزیع می‌شود. این موضوع باعث افزایش تعداد سهام شرکت می‌شود. در ادبیات مربوط به بازار سهام و سرمایه خبر مربوط به افزایش تعداد سهام (از طریق فروش سهام یا از طریق سود سهمی) جزو اخبار بد برای سرمایه‌گذاران محسوب می‌شود. افزایش تعداد سهام به هر نحوی باعث رقیق سازی ساختار مالکیت شرکت می‌شود. با افزایش تعداد سهام شرکت، ممکن است ارزش بازار سهام شرکت و در نتیجه ارزش شرکت کاهش یابد، برای جلوگیری از این موضوع مدیران شرکت‌ها سود سهمی بیشتری را پرداخت میکنند و ممکن است سود شرکت را بخاطر حفظ ارزش سهام شرکت و توانایی پرداخت سود، دستکاری نمایند. اگر شرکت با افزایش تعداد سهامش سود سهام را افزایش داد و سود سهام از پایداری بیشتری برخوردار بود این موضوع می‌تواند به عنوان اخبار خوب برای سرمایه‌گذاران تلقی شود چون مقادیر بازده هر واحد پولی سرمایه‌گذاری شده در واحد تجاری را افزایش می‌دهد. سهامداران در عمل به خرید سهام شرکت‌هایی که سود سهمی خوبی میدهند رغبت دارند. جالب است واکنش بازار سهام به اعلان این رویداد شرکت بطور کلی مثبت و قابل توجه است. واکنش کوتاه مدت بازار بصورت مطلوب، یا به عنوان علامت مثبت درباره جریان‌های نقدی آتی شرکت یا تغییر در ریسک توجیه می‌شود.
مطالعه مدیریت سود و در شرکتهای ایرانی از چند بعد حائز اهمیت است، درابتدا از آنجا که ایران جز بازارهای نوظهوراست، صورت‌های مالی و اطلاعات استخراج شده از آنها در این شرکت‌ها از شفافیت لازم برخوردار نیست، بازار سرمایه ناکارآمد است، هزینه معاملات در این بازار بسیار بالاست و گزارش‌های مالی، مخصوصا اطلاعاتی مثل سود مهم ترین اطلاعات مورد استفاده برای تصمیم‌گیریهای افراد ذینفع مختلف در این کشور می‌باشد.
در این تحقیق با استفاده از مدل تعهدی تعدیل شده جونز به وسیله ارائه شواهدی از مدیریت سود از دو بعد مختلف به ادبیات مدیریت سود افزوده می‌شود. اول، با بررسی مدیریت سود در کشور ایران و دوم با بررسی موضوع مدیریت سود در شرکتهای توزیع کننده سود سهمی.
در این تحقیق به این سوال که آیا سود سهمی، می‌تواند انگیزه‌ای برای مدیریت سود ایجاد کند یا خیر؟ پاسخ داده خواهد شد.
پیشینه تحقیق
کاسانن و همکاران (1996) نشان دادند، شرکت‌ها، بدلیل مسایل مالیاتی و پرداخت سودهای پایدار به سهامداران انگیزه زیادی برای مدیریت سودهای خود دارند. سابرامانیام (1996) به این نتیجه رسید، مدیران شرکتهای آمریکایی، از دستکاری اقلام تعهدی برای افزایش محتوای اطلاعاتی سود و سود سهام استفاده میکنند. دنیل و همکاران (2008) نیز به این موضوع اشاره کردند که شرکت‌هایی که میزان سود سهام آنها کاهش پیدا می‌کند تمایل زیادی برای مدیریت سود خود دارند. نتایج تحقیق کینونن (2000) نشان داد شرکت‌هایی که سهام جدیدی به کسر منتشر میکنند، افزایش قابل ملاحظه‌ای در میزان سود سهام پرداختی خود دارند و با استفاده از مدیریت سود فرصت طلبانه سود بیشتری را گزارش می‌نمایند، این موضوع باعث می‌شود شرکت‌ها سود انباشته خود را در سال‌های آتی افزایش داده و از این افزایش به عنوان منبعی برای اعلام سودهای پرداختی آتی استفاده کنند. تئو و همکاران (1998) نشان دادند مدیریت سود، ابزاری برای افزایش خوش بینی سرمایه‌گذاران واحد تجاری در مورد عملکرد آنها و پرداختهای آتی واحد تجاری می‌باشد. آنها به این نتیجه رسیدند عرضه اولیه سهام به عموم اگر بصورت تعهدی باشد عملکرد قیمت سهام پس از توزیع را تضعیف می‌کند. آنها در تحقیق دیگری دریافتند اقلام تعهدی اختیاری رابطه منفی با بازده غیر عادی بلند مدت شرکتهای ضعیف و کوچک دارند. با استفاده از مدل‌های مختلف اقلام تعهدی، رانگان (1998) نشان داد مدیریت سود می‌تواند بازده غیر عادی سهام و سود شرکت را پیش‌بینی کند. لوییز (2004) شواهدی پیدا کرد که نشان می‌داد شرکتهای توزیع کننده سهام برای تامین مالی خود به ترکیب و ادغام سهام می‌پردازند.
تا به امروز هیچ تحقیقی در مورد بررسی مدیریت سود در شرکتهای توزیع کننده سود سهمی در کشور ایران انجام نشده است.
فرضیات تحقیق
اینکه چرا شرکت‌ها به انتشار سود سهمی اقدام میکنند، سوالی است که سال‌هاست محققان با آن مواجه‌اند. عقاید مرسوم حاکی از این است که سهامداران هیچ نفع واقعی از سود سهمی نمی‌برند. سود سهمی بر ارزش حقوق صاحبان سهام نمی‌افزاید بلکه تنها ترکیب آن را به هم می‌زند، به طوری که در غالب موارد، سرمایه و سود انباشته درست به یک اندازه تغییر میکنند. با وجودی که تعداد سهام افزایش می‌یابد لیکن برای شرکت هیچ گونه وجه جدیدی به دنبال ندارد. در حقیقت این شرکت‌ها ممکن است سود سهمی را برای ارائه بازده به سهامداران به منظور صرفه جویی در وجوه نقد توزیع کنند. بسیاری از تحقیقات با بررسی مدیریت سود در شرکتهای منتشر کننده اولیه سهام نشان دادند مدیریت این شرکت‌ها بصورت فرصت طلبانه‌ای سود شرکت‌ها را افزایش میدهند تا عایدی حاصل از انتشار اولیه سهام افزایش پیدا کند (دوچارم و همکاران، 2001). اما نیل و همکاران (1995) به این نتیجه رسید که شرکتهای منتشر کننده اولیه سهام روش‌های حسابداری را انتخاب میکنند که سود بیشتری را گزارش و ارزش دارایی‌ها را افزایش دهند. تصمیم برای پرداخت سود سهمی نیز باعث افزایش تعداد سهام شرکت می‌شود و ممکن است انگیزه‌هایی را برای مدیران شرکت در مدیریت سود و افزایش سود واحد تجاری ایجاد کند چون مدیران می‌خواهند در تصمیمات ارزیابی قیمت سهام شرکت توسط سهامداران تأثیر گذار باشند. با افزایش تعداد سهام شرکت ممکن است ارزش بازار سهام شرکت و در نتیجه ارزش شرکت کاهش یابد، برای جلوگیری از این موضوع مدیران شرکت‌ها سود سهام بیشتری را پرداخت میکنند و ممکن است سود شرکت را بخاطر حفظ ارزش سهام شرکت و توانایی پرداخت سود، دستکاری نمایند. تئو و همکاران (1998) نشان دادند که شرکت‌ها، قبل از انتشار فصلی سهام مدیریت سود انجام میدهند تا قیمت فروش سهام را افزایش دهند و سرمایه‌گذاران بیشتری را جذب نمایند. شرکتهای منتشر کننده سهام با مدیریت سود خود به سود مورد نظر خود رسیده و باعث افزایش قیمت سهام و در نتیجه افزایش سرمایه شرکت می‌شوند (ژانگ، 2012). سابرامانیام (1996) به این نتیجه رسید که اقلام تعهدی اختیاری رابطة مثبت قوی با سودآوری آتی دارد. به باور ایشان، این رابطة مثبت، بیانگر توانایی اقلام تعهدی اختیاری در انتقال اطلاعات در مورد قدرت سودآوری آتی شرکت به عموم است. بنابراین وقتی که مدیران توزیع کننده سود سهمی به مدیریت سود می‌پردازند، آنها می‌توانند بطور ساختگی اجزاء تعهدی سود را در سال انتشار سود سهمی بوسیله انتقال سود از سال آتی به سال جاری متورم نشان دهند. بنابراین اقلام تعهدی شرکتهای توزیع کننده سود سهمی، در سالی که سود سهمی پرداخت میکنند پیش‌بینی می‌شوند که بیشتر از سال‌های قبل از انتشار باشد بنابراین فرضیه اول چنین بیان می‌شود:
فرضیه اول - شرکت‌هایی که سود سهمی توزیع میکنند در سال توزیع نسبت به سال قبل ازآن اقلام تعهدی بیشتری را ارایه میکنند.
تعداد زیادی از تحقیقات به بررسی این موضوع پرداختند که مدیریت سود صورت گرفته در زمانهای قبل از انتشار اولیه سهام در سال‌های بعد از انتشار سهام چه تأثیری بر سودهای آتی شرکت خواهد داشت (تئو و همکاران، 1998؛ رانگان 1998). نتایج این تحقیقات نشان داده‌اند که مدیریت سود در سال انتشار اولیه سهام رابطه معکوسی با سودهای سال‌های بعد شرکت خواهد داشت.
کوردینالی و تورانی راد (2008) بیان کردند که، افزایش اقلام تعهدی بصورت ساختگی (مدیریت سود) نمی‌تواند برای مدت زمان طولانی ادامه داشته باشد و در نهایت به سطح قبل از مدیریت خود بر میگردد. چون مدیریت سود در سال انتشار سود سهمی باعث می‌شود که سودهای آتی کاهش یابد. زیرا برخی از اجزاء اقلام تعهدی که متعلق به سودهای آتی است به سود سال جاری منتقل شده است. از این رو اگر مدیران برای سود سهمی منتشره شرکت‌ها بصورت فرصت طلبانه‌ای به دستکاری سود بپردازند انتظار می‌رود در سودهای آتی نسبت به اقلام تعهدی سال رویداد تغییراتی را شاهد باشیم. بنابراین فرضیه دوم تحقیق بصورت زیر بیان می‌شود:
فرضیه دوم - بین تغییرات سودهای آتی در شرکتهای توزیع کننده سود سهمی و اقلام تعهدی رابطه معکوسی معنی داری وجود دارد.
به اعتقاد پن من (2007) شرکت‌هایی که سودهای خود را دستکاری میکنند، باعث می‌شوند در آینده سودآوری یا بازده سهام آنها کاهش (افزایش) یابد. این موضوع یکی از تبعات مدیریت سود شرکت‌ها نیز است. اسلوان (1996) و دچو و همکاران (2003) نیز نشان دادند که بین اقلام تعهدی و بازده بلند مدت شرکت‌ها رابطه معکوسی وجود دارد.
بالسام و همکاران (2003) به این نتیجه رسید که در دوره گزارش سود شرکت، اقلام تعهدی اختیاری غیر مترقبه رابطه معکوسی با بازده سهام دارد. تئو و همکاران (1998) نشان دادند شرکت‌ها سود خود را با استفاده از اقلام تعهدی جاری در زمان انتشار سهام فصلی افزایش میدهند و این موضوع باعث می‌شود در دوره قبل از انتشار سهام رابطه مثبتی بین این اقلام تعهدی و بازده غیر عادی سهاموجود داشته باشد و برعکس در دوره‌های بعد از انتشار سهام رابطه این اقلام با بازده غیر عادی سهام معکوس باشد. به عبارت دیگر مدیریت سود در سال انتشار باعث می‌شود که سودهای آتی کاهش یابد. بنابراین انتظار می‌رود ضریب اقلام تعهدی اختیاری رابطه منفی با تغییرات در بازده شرکت‌ها داشته باشد. در حقیقت این رابطه نشان می‌دهد که سرمایه‌گذاران بی تجربه بدون توجه به اقلام تعهدی اختیاری در محاسبه سود، به سود ارایه شده شرکت‌ها قبل از انتشار سهام توجه میکنند، در صورتیکه این سود، سود واقعی شرکت نیست. اگر سرمایه‌گذاران متوجه نشوندکه سود در حال افزایش است آنها خوشبینانه عمل نموده و قیمت سهام شرکت‌ها رابیش از حد قیمت گذاری میکنند. هنگامی که اثرات مدیریت سود در سال بعد از بین برود، سود شرکت کاهش خواهد یافت و بازار بطور غیر منتظره واکنش منفی به این کاهش سود نشان خواهد داد. در نتیجه انتظار می‌رود بازده بازار سهام شرکتهای توزیع کننده سود سهمی با اقلام تعهدی در سال انتشار سود سهمی رابطه معکوسی داشته باشد (کوردینالی و تورانی راد، 2008). بنابراین فرضیه سوم چنین بیان می‌شود:
فرضیه سوم - عملکرد سهام شرکت‌هایی که سود سهمی توزیع میکنند ارتباط منفی با اقلام تعهدی دارد.
روش تحقیق
این تحقیق از نظر روش علی- مقایسه ای یا پس رویدادی و همبستگی است.
جامعه و نمونه آماری
جامعه آماری پژوهش شرکتهای تولیدی فعال پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است. دوره زمانی پژوهش سال‌های 1384 تا 1389 می‌باشد. شرکتهای نمونه با لحاظ برخی محدودیت‌ها انتخاب شدند.
الف) جزء شرکتهای سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری، تامین مالی و هلدینگ نباشد
ب) پایان سال مالی شرکت‌ها منتهی به پایان اسفند باشد و شرکت‌ها در دوره مورد مطالعه تغییر سال مالی نداشته باشد.
ج) اطلاعات مالی شرکت در دوره مورد مطالعه در دسترس باشد.
د) وقفه معاملاتی شرکت‌ها نباید بیش از پنج ماه باشد چرا که برای محاسبه بازده شرکت‌ها و قیمت بازار سهام که به صورت ماهیانه اندازه‌گیری می‌شود به این اطلاعات در پایان هرماه نیاز است.
بر این اساس تعداد 87 شرکت در نمونه لحاظ شد.
روش جمع آوری داده‌ها
با توجه به ماهیت این تحقیق از دو روش میدانی و کتابخانه‌ای استفاده می‌شود.
روش کتابخانه ای: استفاده از منابع کتابخانه‌ای که شامل کتاب، مجلات، پایان نامه‌ها، مقالات و اینترنت می‌باشد. این روش برای انجام مطالعات مقدماتی، تدوین فصل ادبیات تحقیق وچارچوب نظری پژوهش بکار می‌رود.
روش میدانی: برای جمع آوی داده‌های مربوط به فرضیات تحقیق به گروه شرکتهای پذیرفته شده در بورس مراجعه می‌شود و پس از استخراج اطلاعات مورد نیاز از طریق نرم افزار تدبیرپرداز، ره آورد نوین و بانکهای اطلاعاتی سازمان بورس و تجمیع داده‌ها در ستونهای Excel و محاسبه متغیرها به وسیله نرم افزار SPSS به آزمون و تحلیل وتفسیر نتایج جهت تصمیم‌گیری در خصوص فرضیات پژوهش پرداخته می‌شود.
شیوه اندازه گیری اقلام تعهدی
اقلام صورت‌های مالی به دو بخش نقدی و تعهدی تقسیم می‌شود. مدیران واحدهای تجاری اقلام نقدی صورت‌های مالی را نمی‌توانند دستکاری نمایند. تمام اقلام تعهدی صورت‌های مالی نیز قابل دستکاری نیست. بنابراین مدیران از طریق دستکاری اقلام تعهدی اختیاری سود را مدیریت میکنند. به همین دلیل اقلام تعهدی اختیاری به عنوان متغیر وابسته برای هموارسازی سود مورد تجزیه وتحلیل قرار می‌گیرد.
اقلام تعهدی اختیاری یکی از متغییر‌های درون زای این پژوهش می‌باشد. برای محاسبه اقلام تعهدی اختیاری ابتدا باید مجموع اقلام تعهدی شرکت در سال مورد نظر محاسبه شود. برای محاسبه مجموع اقلام تعهدی از دو روش ترازنامه ای و جریان وجوه نقد استفاده میگردد.
|
معادله (1) |
در این پژوهش برای اینکه از خطاهای اندازه‌گیری در برآورد اقلام تعهدی با استفاده از رویکرد ترازنامه‌ای اجتناب شود، برای محاسبه اقلام تعهدی از روش جریان وجوه نقد استفاده می‌شود. در روش جریان وجوه نقد، مجموع اقلام تعهدی به شکل زیر محاسبه میگردد:
TAi,t= OEi,t– CFO i,t
|
TAi,t |
: مجموع اقلام تعهدی شرکت i در پایان سال t |
|
OEi,t |
: سود عملیاتی شرکت i در پایان سال t |
|
CFO i,t |
: جریان‌های نقدی عملیاتی شرکت i در پایان سال t |
اقلام تعهدی اختیاری معادل تفاوت بین مجموع اقلام تعهدی و اقلام تعهدی غیراختیاری می‌باشد. به منظور برآورد اقلام تعهدی غیراختیاری، ابتدا مدل تعدیل شده جونز به شکل زیر تخمین زده می‌شود:
|
TAi,t/ Ai,t-1 = α1 (1/ Ai,t-1) +α2[ (ΔREVi,t – Δ RECi,t) /Ai,t-1] + α3 (PPEi,t/ Ai,t-1) +ε +εi,t
|
|
معادله (2) |
که در این رابطه:
|
TA i,t |
: مجموع اقلام تعهدی شرکت i در پایان سال t |
|
ΔREVi,t |
: تغییرات در مبلغ در آمد شرکت i در طی سال‌های t و t-1 |
|
ΔRECi,t |
: تغییرات در مبلغ حساب‌های دریافتنی شرکت i در طی سال‌های t و t-1 |
|
PPE i,t |
: مبلغ اموال، ماشین آلات و تجهیزات شرکت i در پایان سال t |
|
Ai,t-1 |
: مجموع دارایی‌های شرکت i در پایان سال t-1 |
|
ε |
: خطای مدل در سال t برای شرکت i می‌باشد. |
خطای باقیمانده مدل بالا اقلام تعهدی غیر اختیاری را نشان می‌دهد.
و در نهایت اقلام تعهدی اختیاری به شکل زیر محاسبه میگردد:
|
معادله (3) |
DAi,t= TAi,t– NDAi,t
DAi,t: اقلام تعهدی اختیاری شرکت i در پایان سال t.
شیوه اندازه گیری بازده غیرعادی سهام
در این تحقیق برای محاسبه بازده غیر عادی سهام از رابطه زیر استفاده می‌شود:
|
معادله (4) |
ARp,t= Rm– Rp
|
ARp,t |
: بازده غیر عادی سهام شرکت i در سال t |
|
Rm |
: بازده بازار |
|
Rp |
: بازده پرتفوی |
برای محاسبه بازده پرتفوی ابتدا باید پرتفوی تعیین گردد. در این تحقیق پنج پرتفوی ایجاد شد. برای ایجاد پرتفوی از اندازه شرکت‌ها استفاده می‌شود. برای سنجش اندازه شرکت از لگاریتم ارزش روز دارایی‌ها استفاده می‌شود. بازده پرتفوی به شکل زیر محاسبه می‌شود:
Wi× RiΣRp
که Wi نشان دهنده وزن پرتفوی می‌باشد.
در این تحقیق بازده واقعی سهام شرکت شامل کلیه مزایایی است که در یک دوره به سهام تعلق گرفته است. همچنین بازده سهام با احتساب آورده‌ها و افزایش سرمایه‌ها اندازه گیری می‌شود. فرمول مورد استفاده به شکل ذیل می‌باشد.
|
سهام جایزه +حق تقدم+DPS+ (قیمت روز – قیمت پایه) (درصد افزایش سرمایه+ سرمایه از محل آورده × 1000) + قیمت پایه |
|
= درصد بازده با احتساب آورده |
|
معادله (5) |
شیوه آزمون فرضیات
شیوه آزمون فرضیه اول
برای آزمون فرضیه اول ابتدا اقلام تعهدی محاسبه و با استفاده از روش تعدیل شده جونز، اقلام تعهدی اختیاری و غیر اختیاری جداسازی می‌شوند. سپس بازده غیر عادی محاسبه می‌شود.
افزایش سرمایه به طرق مختلفی انجام می‌گیرد افزایش سرمایه می‌تواند با استفاده از آورده و مطالبات یا سود سهمی و اندوخته افزایش سرمایه صورت می‌پذیرد. برای آزمون این فرضیه از شرکتهای آزمون و کنترل استفاده میگردد. شرکتهای کنترل، شرکت‌هایی در نظر گرفته شده است که افزایش سرمایه آنها از طریق آورده و مطالبات بوده است. شرکتهای آزمون شرکت‌هایی هستند که افزایش سرمایه آنها از طریق سود سهمی و اندوخته بوده است.
شیوه آزمون فرضیه دوم
برای بررسی این فرضیه از یک روش شبیه به رانگان (1998) استفاده می‌شود. تغییرات در بازده دارایی شرکت‌ها، به وسیله رگرسیون اقلام تعهدی اختیاری محاسبه می‌شود:
معادله (6) ROA i,t+1 = α0 +α1 DA i,t + α2 SGRO i,t+Vi,t+1 Δ
که:
|
ΔROAi,t+1 |
: تغییرات در بازده دارایی‌های شرکت i از سال صفر تا سال 1 |
|
DAi,t |
: اقلام تعهدی اختیاری شرکت i در پایان سال t |
|
SGROi,t |
: تغییرات در فروش شرکتiدر سال t |
|
Vi,t+1 |
: خطای محاسبه |
شیوه آزمون فرضیه سوم
مدیریت سود در سال رویداد باعث می‌شود سهم از سود سهمی شرکتهای توزیع کننده به بیشترین قیمت برسد. هنگامی که اقلام تعهدی معکوس در سال بعد، قیمت سهام شرکت‌ها را تعدیل نماید، انتظار می‌رود سود در سال آینده (سود آتی) کمتر شود. در نتیجه بازده سهام شرکت‌ها بطور منفی با اقلام تعهدی اختیاری در سال رویداد مرتبط است برای محاسبه بازده
|
معادله (7) |
غیر عادی طبق روش برنارد و توماس (1990) از مدل زیر استفاده می‌شود:
ARi,t+1 = α0 + α1NDAi,t + α2DAi,t + α3MVi,t +α4 B/Mi,t + εi,t+1
که:
|
ARi,t+1 |
: بازده غیر عادی شرکت i در سال t+1 |
|
NDAi,t |
: اقلام تعهدی غیر اختیاری شرکت i در سال t |
|
DAi,t |
: اقلام تعهدی غیر اختیاری شرکت i در سال t |
|
MVi,t |
: ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t |
|
B/Mi,t |
: ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت i در سال t |
برنارد و توماس (1990) استدلال میکنند سود از گام تصادفی تبعیت می‌کند. بنابر این این امکان وجود دارد که به جای جذب اثر فرضیه مدیریت سود، اثر اقلام تعهدی اختیاری پس از اعلان سود جذب گردد. برای کاستن از این مشکل، رانگان (1998) استفاده از رگرسیون زیر را پیشنهاد کرد:
|
معادله (8) |
AR i,t+1 = γ0 + γ1 UE i,t + γ2 DA i,t + γ3 MV i,t +γ4 B/M i,t + εi,t+1
|
ARi,t+1 |
: بازده غیر عادی شرکت i در سال t+1 |
|
UE i,t |
: سود غیر منتظره شرکت i در سال t+1 |
|
DAi,t |
: اقلام تعهدی غیر اختیاری شرکت i در سال t |
|
MVi,t |
: ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t |
|
B/Mi,t |
: ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت i در سال t |
یافته‌های پژوهش
فرضیه اول
قبل از آزمون، فرضیه باید ابتدا شرکت‌هایی که در سال صفرافزایش سرمایه داده‌اند مورد آزمون قرار گرفتند سپس برای سال قبل از افزایش سرمایه و بعد از افزایش سرمایه آزمون شدند. سپس مقایسه لازم صورت گرفته و نتیجه‌گیری شد. بدین منظوری از آزمون مقایسه زوجی استفاده شد.
نتایج آزمون میانگین دو جامعه (مقایسه زوجی) شامل سه خروجی است. خروجی اول شاخص‌های آماری (آمار توصیفی) دو متغیر (اقلام تعهدی سال 0 و اقلام تعهدی سال 1-) را نشان می‌دهد.
نگاره (1): آمار توصیفی
|
خطای معیار میانگین |
انحراف معیار |
میانگین |
تعداد |
|
|
274/0 091/0 |
105/2 699/0 |
110/0 079/0 |
59 59 |
TA0 1- TA |
همبستگی معنی داری بین دو متغیر وجود ندارد H0:
همبستگی معنی داری بین دو متغیر وجود دارد H1:
خروجی دوم برای بررسی فرضیه‌های آماری فوق می‌باشد.
با توجه به نگاره 2، ضریب همبستگی برای 59 داده زوجی برابر 262/0 و با توجه به مقدار معناداری که برابر با 045/0 است، H0 رد می‌شود. در نتیجه بین این دو متغیر (TA0, TA-1) همبستگی معنی داری وجود دارد.
|
معناداری |
ضریب همبستگی |
تعداد |
|
|
045/0 |
262/0 |
59 |
TA0 , TA-1 |
نگاره (2): همبستگی بین متغیرهای تحقیق
خروجی سوم نتایج آزمون T را نشان می‌دهد. معناداری آزمون کوچکتر از 5 درصد است. بنابراین (H0: μd =0 ) رد و (H1: μd ≠ 0) پذیرفته می‌شود.
به عبارت دیگر بین میانگین اقلام تعهدی سال صفر و میانگین اقلام تعهدی سال 1- در سطح خطای 5 درصد تفاوت قابل ملاحظه‌ای وجود دارد. فاصله اطمینان 95% برای اختلاف میانگین دو جامعه مذکور به صورت زیر است:
103/0 ≥μd ≥ 041/0
چون حد پایین و حد بالا هر دو مثبت هستند، میانگین اقلام تعهدی سال صفر از میانگین اقلام تهدی سال 1- بیشتر است.
نگاره (3): نتایج آزمون آماره T
|
معناداری
|
درجه آزادی |
آماره T |
تفاوت دو جامعه |
|
||||
|
فاصله اطمینان 95% |
خطای معیار میانگین |
انحراف معیار |
میانگین |
|||||
|
حد بالا |
حد پایین |
|||||||
|
003/0 |
58 |
108/0 |
103/0 |
041/0 |
183/0 |
406/1 |
031/0 |
TA0 , TA-1 |
در نگاره (3) میانگین (میانه) متغیرهای انتخاب شده برای شرکتهای کنترل و شرکتهای آزمون ارائه شده است. با توجه به نگاره فوق، در شرکتهای آزمون (شرکت‌هایی که افزایش سرمایه از محل توزیع سود سهمی و اندوخته داشته اند) میانگین مجموع اقلام تعهدی برای سال صفر که سال افزایش سرمایه است برابر 11% و دارای میانه به میزان 0. 3 % بوده و بیشتر از سال‌های قبل از افزایش سرمایه که دارای میانگینی به میزان 7. 9% و میانه به میزان 0. 4% و بعد از افزایش سرمایه دارای میانگینی به میزان 8%و میانه‌ای به میزان 0. 5% است.. هنگامی که مدیران توزیع کننده سود سهمی در مدیریت سود درگیر می‌شوند، آنها می‌توانند بطور ساختگی اجزاء تعهدی سود را در سال رویدادبوسیله قرض گرفتن سود از سال بعد متورم نشان دهند. با این حال، افزایش اقلام تعهدی ساختگی نمی‌تواند برای مدت زمان طولانی ادامه داشته باشد و در نهایت به سطح قبل از مدیریت خود بر میگردد. با توجه به نگاره فوق در سال بعد از افزایش سرمایه این میزان اقلام تعهدی ثبات نداشته و کمتر شده است. با توجه به این موضوع که اقلام تعهدی از تفاضل بین سود عملیاتی و جریان‌های نقدی عملیاتی بوجود می‌آید، و با توجه به نگاره فوق، این تحلیل برای این دو مورد هم صادق است. مجموع اقلام تعهدی اختیاری و غیر اختیاری برابر با مجموع اقلام تعهدی است.
نگاره (4): میزان افزایش یا کاهش اقلام تعهدی در سال‌های 1- تا 1+ در شرکتهای آزمون
|
|
شرکتهای آزمون |
||
|
1- |
0 |
1+ |
|
|
اقلام تعهدی |
(004/0) 079/0 |
(003/0) 110/0 |
(005/0) 080/0 |
|
جریان‌های نقدی عملیاتی |
(049/0) 350/0 |
(066/0) 564/0 |
(066/0) 504/0 |
|
سود عملیاتی |
(053/0) 429/0 |
(069/0) 674/0 |
(071/0) 584/0 |
|
اقلام تعهدی اختیاری |
(142/0) 106/0 |
(096/0) 163/0 |
(004/0) 073/0 |
|
اقلام تعهدی غیر اختیاری |
(138/0-) 027/0- |
(093/0-) 053/0- |
(001/0) 007/0 |
|
بازده غیر عادی |
---- |
---- |
(780/16-) 017/18- |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام |
---- |
(305/1) 872/2 |
---- |
|
ارزش دفتری به ارزش بازار |
---- |
(644/0) 756/0 |
---- |
نگاره (5): میزان افزایش یا کاهش اقلام تعهدی در سال‌های 1- تا 1+ در شرکتهای کنترل
|
|
شرکتهای کنترل |
||
|
1- |
0 |
1+ |
|
|
اقلام تعهدی |
(063/0) 237/0 |
(092/0) 096/0 |
(071/0) 163/0 |
|
جریان‌های نقدی عملیاتی |
(027/0) 271/0 |
(097/0) 637/0 |
(102/0) 614/0 |
|
سود عملیاتی |
(090/0) 508/0 |
(189/0) 733/0 |
(173/0) 777/0 |
|
اقلام تعهدی اختیاری |
(020/0) 027/0 |
(038/0) 146/0 |
(105/0) 067/0- |
|
اقلام تعهدی غیر اختیاری |
(043/0) 210/0 |
(054/0) 050/0- |
(034/0-) 230/0 |
|
بازده غیر عادی |
---- |
---- |
(207/14) 104/16 |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام |
---- |
(007/2) 129/3 |
---- |
|
ارزش دفتری به ارزش بازار |
---- |
(420/0) 768/0 |
---- |
سال 0: سال افزایش سرمایه-- سال 1: سال بعد از افزایش سرمایه -- سال 1-: سال قبل از افزایش سرمایه
برای اینکه بررسی شود آیا در شرکت‌هایی که افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده نقدی دارند، مدیریت در زمان افزایش سرمایه درگیر در مدیریت سود می‌شود یا خیر، این قبیل شرکت‌ها نیز مورد آزمون قرار گرفت، این نتیجه حاصل شد که در سال صفر که سال افزایش سرمایه است، اقلام تعهدی کمتری نسبت به سال قبل از افزایش سرمایه گزارش می‌شود و در سال بعد از افزایش سرمایه، اقلام تعهدی بیشتری گزارش می‌شود. و این روند احتمالا در سال‌های بعد به سطح قبل از مدیریت سود بر میگردد.
با توجه به تحلیل فوق، فرضیه اول پژوهش تأیید می‌شود.
فرضیه دوم
برای بررسی این فرضیه از یک روش شبیه به رانگان (1998) استفاده می‌شود.
ROA i,t+1 = α0 +α1 DA i,t + α2 SGRO i,t+Vi,t+1 Δ
اگر مدیران سودهای آتی را برای افزایش سود جاری انتقال دهند، اقلام تعهدی اختیاری باید کاهش در سودهای آتی را توضیح دهد. ضریب اقلام تعهدی اختیاری رابطه منفی با تغییرات در بازده دارایی خواهد داشت.
شرکتهای که سود سهام ارائه میکنند ممکن است رشد فروش بالایی را تجربه کنند و ممکن است به منابع مالی کافی برای سرمایه‌گذاری در پروژه‌هایی که ارزش فعلی خالص مثبت دارند، نیاز داشته باشند. با این حال این پروژه‌ها ممکن است از 2 یا 3 سال بعد شروع به ایجاد درآمد کنند. برای جلوگیری از کمبود وجوه نقد، این شرکت‌ها ممکن است سود سهمی را برای ارائه بازده به سهامداران بمنظور صرفه جویی در وجوه نقد توزیع کنند.
رانگان (1998) استدلال کرد رشد فروش بالا باعث جذب رقابت شده و از این سودآوری در آینده کمتر می‌شود. بنابراین تغییرات در سود شرکتهای انتشاردهنده از سال صفر تا سال یک انتظار می‌رود بطور منفی با تغییر در فروش از سال قبل نسبت به سال صفر مرتبط باشد.
با توجه به نگاره 6، نتایج آزمون نشان می‌دهد که رابطه منفی معنی دای بین تغییرات در فروش و تغییرات در بازه دارایی‌ها وجود دارد t آماری برابر با 210/2- و سطح معنی داری برابر با 035/0 در سطح خطای 5 درصد معنی دار است، همچنین رابطه منفی معنی داری بین اقلام تعهدی اختیاری و تغییرات در بازه دارایی‌ها وجود دارد. t آماری برابر 395/7- و سطح معنی داری برابر 000/0 در سطح خطای 5 درصد معنی دار است. آماره F بیانگر معنی دار بودن مدل در سطح خطای 1 درصد است. آماره دوربین واتسون نیز که 108/2 و بین 5/1 تا 5/2 قرار دارد، بر عدم وجود خود همبستگی دلالت دارد. مقدار ضریب تعیین بیانگر این است که 4/11%کل تغییرات در بازه دارایی‌ها از طریق مدل مذکور تبیین می‌شودو 6/88 درصد تغییرات آن تحت تأثیر سایر عوامل است. بنابراین این فرضیه که تغییرات در سودهای آتی رابطه منفی با اقلام تعهدی دارد، در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود.
نگاره (6): نتایج رگرسیون چند متغیره برای فرضیه دوم
|
متغیر مستقل |
ضریب |
آماره T |
معناداری |
|
اقلام تعهدی اختیاری |
337/0- |
395/7- |
000/0 |
|
تغییرات در فروش |
120/0- |
210/2- |
035/0 |
|
آماره F |
851/27 |
||
|
معناداری |
000/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
108/2 |
||
فرضیه سوم
برای آزمون فرضیه معادله زیر برآورد می‌شود:
ARi,t+1 = α0 + α1NDAi,t + α2DAi,t + α3MVi,t +α4 B/Mi,t + εi,t+1
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و نرخ ارزش دفتری به ارزش بازار به عنوان متغییر‌های کنترلی در بازده غر عادی به مدل اضافه شده‌اند.
برنارد و توماس (1990) استدلال میکنند سود از گام تصادفی تبعیت می‌کند. بنابراین این امکان وجود دارد که به جای جذب اثر فرضیه مدیریت سود، اثر اقلام تعهدی اختیاری پس از اعلان سود جذب گردد. برای کاستن از این مشکل، رانگان (1998) استفاده از رگرسون زیر را پیشنهاد کرد:
AR i,t+1 = γ0 + γ1 UE i,t + γ2 DA i,t + γ3 MV i,t +γ4 B/M i,t + εi,t+1
ابتدا با استفاده از هر دو مدل به آزمون این فرضیه پرداخته می‌شود ولی ملاک برای آزمون این فرضیه مدل رانگان (1998) است.
در نگاره (7) نتایج حاصل از تحلیل آماری برای الگوی آزمون فرضیه سوم با استفاده از رگرسیون مدل برنارد و توماس (1990) ارائه شده است و در نگاره (8) نتایج حاصل از تحلیل آماری برای الگوی آزمون فرضیه سوم با استفاده از رگرسیون مدل رانگان (1998) ارائه شده است.
نگاره (7): نتایج رگرسیون چند متغیره برای فرضیه سوم با استفاده از مدل برنارد و توماس (1990)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
آماره T |
معناداری |
|
اقلام تعهدی غیر اختیاری |
031/0- |
648/0- |
517/0 |
|
اقلام تعهدی اختیاری |
078/0- |
606/1- |
019/0 |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام |
104/0 |
206/2 |
007/0 |
|
ارزش دفتری به ارزش بازار |
160/0 |
280/3 |
001/0 |
|
آماره F |
482/5 |
||
|
معناداری |
000/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
853/1 |
||
نگاره (8): نتایج رگرسیون چند متغیره برای فرضیه سوم با استفاده از مدل رانگان (1998)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
آماره T |
معناداری |
|
سود غیر منتظره |
071/0- |
495/1- |
036/0 |
|
اقلام تعهدی اختیاری |
068/0- |
402/1- |
022/0 |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام |
107/0 |
281/2 |
003/0 |
|
ارزش دفتری به ارزش بازار |
166/0- |
445/3 |
001/0 |
|
آماره F |
958/5 |
||
|
معناداری |
000/0 |
||
|
آماره دوربین- واتسون |
872/1 |
||
تحلیل فرصیه سوم با استفاده از مدل رانگان (1998):
نتایج آزمون مدل رانگان (1998) نشان می‌دهد بین اقلام تعهدی اختیاری و سود غیر منتظره با بازده غیر عادی رابطه منفی معنی داری وجود دارد. t آماری برابر با 495/1- و 402/1- و سطح معنی داری برابر 036/0 و 022/0 در سطح خطای 5 درصد معنی دار است. ضرایب متغیرهای کنترلی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری به ارزش بازار وجود رابطه مثبت و معنی دار با بازده غیر عادی را در سطح خطای 1 درصد تأیید می‌کند. آماره F بیانگر معنی داری مدل در سطح خطای 1 درصد است. آماره دوربین واتسون نیز که 872/1 و بین 5/1 تا 5/2 قرار دارد، بر عدم وجود خود هبستگی دلالت دارد.
بنابراین این فرضیه که عملکرد بازار سهام شرکت‌هایی که سود سهمی توضیع میکنند با اقلام تعهدی رابطه منفی دارد با استفاده از مدل رانگان (1998) در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود.
تحلیل فرضیه سوم با استفاده از مدل برنارد و توماس (1990):
نتایج مدل برناردو توماس (1990) نشان می‌دهد رابطه بین اقلام تعهدی غیر اختیاری و بازده غیر عادی شرکت از نظر آماری معنی دار نیست t آماری برابر 648/0- و سطح معنی داری برابر 517/0 در سطح خطای 5% معنی دار نیست ضرایب متغیرهای کنترلی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری به ارزش بازار وجود رابطه مثبت و معنی دار با ارزش بازار شرکت را در سطح خطای 1 درصد تأیید می‌کند. اگر بورس اوراق بهادار کارا باشد، ضریبUEباید تمامی اثرسود غیر منتظره بر بازده سهام را جذب کندو ضریب اقلام تعهدی اختیاری باید صفر شود. در آزمون این فرضیه این نتیجه حاصل شد. بنابراین به نظر می‌رسد بورس اوراق بهادار تهران کارا نیست. با این حال اگر سرمایه‌گذاران از مدیریت سود در سال انتشار آگاه نباشند، آنها قیمت سهام توزیع کننده را در سال قیمت گذاری بالایی میکنند. هنگامی که سودهای سال قبل از انتشار سود سهمی کمتر از سودهای مورد انتظار باشد، نتیجتا اشتباهات تصحیح خواهد شد. بنابراین اگر شرکتهای توزیع کننده سود سهمی درمدیریت سود درگیر شوند، ضریب اقلام تعهدی اختیاری ارتباط منفی با بازده غیر عادی سهام شرکت‌ها خواهد داشت.
نتیجه‌گیری
در این تحقیق مدیریت سود شرکتهای توزیع کننده سود سهمی در بورس اوراق بهادار تهران را بین سال‌های 1384 الی 1389 بررسی شد. یافته‌ها حاکی از این است که شرکت‌هایی که سود سهمی توزیع میکنند در همان سال اقلام تعهدی بیشتری را گزارش میکنند ولی در سال بعد از توزیع سود سهمی این اقلام تعهدی ثابت نبوده و به سطح قبل از اعمال مدیریت سود بر میگردد. این تحقیق همچنین نشان داد رابطه منفی بین تغییرات سود‌هایی آتی و اقلام تعهدی وجود دارد. ودر نهایت نتایج تحقیق نشان داد که عمکرد بازار سهام (بازده سهام) شرکت‌هایی که سود سهمی توزیع میکنند ارتباط منفی با اقلام تعهدی در همان سال دارد.
محدودیت‌های تحقیق و پیشنهاد برای تحقیقات آتی:
از جمله محدودیت‌های تحقیق آن است که موضوع اصلی در مدیریت سود، تعیین میزان قضاوت و آزادی عمل مدیریت است و این که در صورت وجود آن، آیا اعمال قضاوت به صورت آگاهانه و با هدف انجام مدیریت سود صورت گرفته است یا نه؟ همین موضوع، موجب ذهنی شدن آزمون مدیریت سود می‌شود. با توجه به تورم بالا در کشور ایران و عدم تهیه صورت‌های مالی تعدیل شده بر اساس تورم، ممکن است این موضوع بر دادهای تحقیق اثر داشته و در صورت تعدیل این اطلاعات نتایج متفاوتی بدست آید. تحقیقات دیگری را می‌توان انجام داد که مشابه این تحقیق باشد ولی تأثیر ساختار مالکیت بر مدیریت سود در شرکتهای ایرانی را کنترل نماید، بدلیل وجود ساختار مالکیت دولتی این شرکت‌ها و ساختار حاکمیت ضعیف این شرکت‌ها ممکن است این موضوع نیز یکی از دلایل مدیریت سود شرکت‌ها باشد. علیرغم تحقیقات گسترده انجام شده هم در خارج و هم در داخل کشور در زمینه مدیریت سود و ارتباط آن با سایر مفروضات حسابداری، چون شیوه‌های مدیریت سود در تحقیقات مختلف، متفاوت است، بدین ترتیب شواهد بیشتر بین المللی ممکن است در توضیح این تفاوت‌ها مفید باشد. در واقع با مطالعه چنین موضوعاتی، می‌توان نتایج خود را با نتایج بین المللی مقایسه کرد. در نهایت نوع صنعت شرکت‌ها نیز می‌تواند عامل بسیار اثر گذاری بر مدیریت سود و بازده سهام شرکت‌ها باشد می‌توان در تحقیقات آتی اثر صنعت را نیز کنترل نمود.
)