محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام در بحران مالی

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانشیار دانشگاه تربیت مدرس دانشکده مدیریت و اقتصاد – گروه حسابداری

2 دانشجوی کارشناسی ارشد، دانشگاه تربیت مدرس دانشکده مدیریت و اقتصاد – گروه حسابداری

چکیده

هدف اصلی این پژوهش، بررسی رابطۀ محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام (که براساس بازده سهام و بازده غیرعادی سهام اندازه‌گیری شده است) در شرایط بحران مالی است. اطلاعات لازم از صورت‌های مالی 71 شرکت دارای بحران مالی و 71 شرکت بدون بحران مالی در بازۀ زمانی 1383 تا 1392 جمع‌آوری شده است. ملاک طبقه‌بندی بحران مالی شرکت‌ها عبارت است از: 1.سه سال متوالی زیان گزارش کند، 2. سود تقسیمی هر سال نسبت به سال قبل بیش از 40 درصد کاهش پیدا کرده باشد، 3. مشمول مادۀ 141 قانون تجارت شده باشد. برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، رگرسیون چندمتغیره با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد در شرکت‌های بدون بحران مالی، بین محافظه‌کاری با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد، در حالی که در شرکت‌های دارای بحران مالی بین محافظه‌کاری با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام، رابطۀ مثبت و معناداری وجود داردکه نشان می‌دهد شرکت‌های دارای بحران مالی، سیاست‌های محافظه‌کارانۀ بیشتری نسبت به شرکت‌های بدون بحران مالی اتخاذ می‌کنند. در نتیجه زیان ارزش سهام آنها کمتر از شرکت‌های بدون بحران مالی است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Conservatism and Stock Value Performance in Financial Crisis

نویسندگان [English]

  • hossein Etemadi 1
  • leila abdoli 2
1 Associate Professor, Tarbiat Modarres University faculty of Management & Economics, Accounting Department
2 Msc Student, Tarbiat Modarres University Faculty of Management & Economics, Accounting Department
چکیده [English]

The main purpose of this research is to consider the relationship between conservatism and stock value performance (measured by stock return and abnormal returns) in financial crisis. Using information in the financial statements of 71 financial distressed companies and 71 financial non-distressed companies during the period 2004 to 2014. Criteria for the classification of financial distressed companies include: (1) three consecutive years of losses report, (2) dividend every year over the previous year more than 40% declined and (3) Article 141 of the Commercial Code. To test research hypotheses multivariate regression models is utilized. The results show that for the financial non-distressed companies, there is significant negative relation between conservatism with return stock and abnormal return stock. However, for the financial distressed companies, there is significant positive relation between conservatism with return stock and abnormal return stock. In other words, the financial distressed companies adopt more conservative policies than do the financial non-distressed companies, which shows loss of value of their stock is less than that of the financial non-distressed companies.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Conservatism
  • Stock value performance
  • Financial crisis

مقدمه

 

این پژوهش، تأثیر حسابداری محافظه‌کارانه را در عملکرد ارزش سهام در بحران مالی بررسی می‌کند. بحران مالی وضعیتی است که شرکت برای کسب منابع مالی کافی برای ادامۀ عملیات ناتوان است و در انجام امور خود دچار زحمت می‌شود [26]. در این وضعیت شرکت برای عمل به تعهدات خود در سررسید ناتوان است [28]. همچنین شرکت در تولید وجه‌ نقد کافی برای رفع نیازهایش همچون پرداخت‌ها به وام‌دهندگان و ... توانایی کافی را ندارد [16]. برخی ازپژوهش‌های حسابداری نشان داده‌اند مدیران شرکت‌ها در موقع بحران مالی، به انتقال اطلاعات واخبارخوب به بازارسرمایه مایل هستند تا اینگونه ازکاهش ارزش شرکت جلوگیری کنند [31،6]. واتس[1] (2003) معتقد است محافظه‌کاری حسابداری به‌عنوان یک ساز وکار مؤثر درتنظیم قرارداد میان گروه‌های مختلف با به تأخیرانداختن شناخت اخبارخوب مانند سود، رفتار جانبدارانۀ مدیر را در شناسایی سود خنثی می‌کند. با توجه به مطالب فوق، در این پژوهش، تأثیرات حسابداری محافظه‌کارانه در عملکرد ارزش سهام (که با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام اندازه‌گیری شده است) در بحران مالی بررسی شده است؛ بنابراین به این دلیل، این موضوع برای پژوهش انتخاب شد که هیچ پژوهش در خور توجهی دربارۀ محافظه‌کاری در شرکت‌های دارای بحران مالی و بدون بحران مالی که در آن شرکت‌ها از لحاظ قابلیت مقایسه در صنایع مشابه و از نظر اندازه (لگاریتم طبیعی فروش) همسان انتخاب شده باشند و نیز تأثیر آن در عملکرد ارزش سهام (که با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام اندازه‌‌گیری شده ‌است) انجام نشده است. هدف اصلی این پژوهش، بررسی رابطۀ بین محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام در بحران مالی است. همچنین بررسی محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام در دورۀ بدون بحران مالی به‌عنوان مقایسه در کنار هدف اصلی پژوهش مطرح‌ شده است؛ بنابراین بر اساس این، شرکت‌ها به دو گروه شرکت‌های بدون بحران مالی و شرکت‌های دارای بحران مالی تفکیک شده و سعی شده است به این پرسش‌ پاسخ داده شود که آیا مدیران شرکت‌های دارای بحران مالی باحسابداری محافظه‌کارانۀ بیشتربه بهبود عملکرد ارزش سهام (بازده سهام وبازده غیرعادی سهام) کمک می کنند یا خیر؟ به عبارت دیگر در شرکت‌های دارای بحران مالی، حسابداری محافظه‌کارانه تا چه حد در عملکرد ارزش سهام تأثیر می‌گذارد؟

 

مبانی نظری پژوهش

محافظه‌کاری

محافظه‌کاری در حسابداری،گرایش وتمایل برای به‌کارگیری سطح بالاتری ازتأییدپذیری برای شناسایی اخبارمساعد در مقایسه با اخبار نامساعداست [32]. هندریکس و نوبردا[2] (1992) علت وجود محافظه‌کاری را که ناشی از عدم اطمینان است، در دو عامل تداوم فعالیت واحد تجاری در آینده‌ای پیش‌بینی‌پذیر و الزام به برآورد یا تخمین برخی از مبالغ می‌دانند. آنها همچنین دلایلی را برای کاربرد محافظه‌کاری برشمردند؛ ازجمله اینکه بدبینی حاصل از اصل محافظه‌کاری در فرایند گزارشگری مالی موجب تعدیل خوش‌بینی برآوردهای عمدۀ مدیریت دربارۀ‌ عملکرد واحد تجاری است [12]. لافوند و واتس (2008) استفاده از محافظه‌کاری را به‌دلیل تعدیل‌کنندۀ خوش‌بینی بیش از حد مدیریت در برآوردها الزامی می‌دانند [22]. باسو[3] (1997) محافظه‌کاری را الزام به داشتن درجۀ بالایی از تأیید برای شناخت اخبار خوب مانند سود درمقابل شناخت اخبار بد مانند زیان تعریف می‌کند. این تعریف، محافظه‌کاری را از دیدگاه سود و زیان توصیف می‌کند؛ اما تعریف دیگر، تعریف محافظه‌کاری از دیدگاه ترازنامه است. براساس این دیدگاه، در مواردی که تردیدی واقعی در انتخاب وجود داشته باشد و یا چند روش گزارشگری مدنظر باشد، روشی باید انتخاب شودکه کمترین اثر مطلوب را در حقوق صاحبان سهام داشته باشد. تعریف سوم دربارۀ محافظه‌کاری بر پایۀ دیدگاه ترکیبی از سود و زیان و ترازنامه‌ای است، در این مفهوم محافظه‌کاری یعنی کاهش سود انباشتۀ گزارش‌شده باشناخت دیرتر درآمد وشناخت سریع‌تر هزینه که به ارزیابی پایین دارایی و ارزیابی بالای بدهی منجر می‌شود [14]. دسته‌بندی دیگری برای تعریف محافظه‌کاری را رایان[4] (2006) ارائه کرده است که عبارت است از محافظه‌کاری شرطی و محافظه‌کاری غیرشرطی. محافظه‌کاری شرطی، محافظه‌کاری‌ای است که با استانداردهای حسابداری الزام شده است؛ یعنی شناخت به‌موقع زیان در صورت وجود اخبار بد و نامطلوب و نشناختن سود در مواقع وجود اخبارخوب ومطلوب [30].

 

محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام

با توجه به اینکه یکی از معیارهای اساسی برای تصمیم‌گیری در بورس، بازده سهام است، بازده سهام خود به‌تنهایی محتوای اطلاعاتی دارد و بیشتر سرمایه‌گذاران بالفعل و بالقوه در تجزیه و تحلیل مالی و پیش‌بینی‌ها از آن استفاده می‌کنند. همچنین هدف سرمایه‌گذاران از سرمایه‌گذاری، کسب سود و درنهایت به حداکثررساندن ثروت است. برای تحقق این امر، سرمایه‌گذاران در دارایی‌هایی سرمایه‌گذاری می‌کنند که بازده بالا و ریسک نسبتاً پایینی دارد. چنانچه نرخ بازده یک سرمایه‌گذاری بیش از نرخ بازده مدّنظر باشد، ارزش آن دارایی بیشتر است و ثروت سرمایه‌گذار افزایش می‌یابد. پژوهشگران، رویکردهای مختلفی را در ارزیابی این محتوای اطلاعاتی در پیش می‌گیرند و الگو‌های مختلفی نیز برای اثبات ادعاهای خود به کار می‌برند که از پرکاربردترین این الگو‌ها، الگو‌های مبتنی بر بازده غیرعادی سهام است.

پیامدهای اقتصادی محافظه‌کاری بر ارزش سهام نیز  به درک مزایا و هزینه‌های محافظه‌کاری می‌تواندکمک کند. پژوهش‌های قبلی نشان داده‌اند در مواقع بحران مالی، مدیران واحدهای تجاری مایل هستند با انتشار اخبار خوب مانند شناسایی سودهایی که هنوز تحقق ‌نیافته‌اند، سود شرکت را مثبت نشان دهند [31،6]. واتس (2003) معتقد است اگر قراردادهای شرکت با گروه‌های مختلف مانند سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان براساس ارقام حسابداری تنظیم شود،آنگاه به‌علت وجود تضاد منافع میان مدیران وآن گروه‌ها، مدیران شرکت‌ها سعی خواهندکرد با انجام رفتارهای جانبدارانه،آن ارقام را به نفع خود دستکاری کنند؛ مثلاً سود و یا دارایی‌ها را افزایش و بدهی‌ها را کاهش می‌دهند [32]. لافوند و واتس[5] (2008) ادعا می‌کنند «گزارشگری مالی محافظه‌کارانه، یک ساز وکار قراردادی مؤثر است که توانایی مدیران را برای دستکاری و غلوّ عملکرد مالی کاهش می‌دهد و باعث افزایش جریان نقدی و ارزش شرکت می‌شود» [22]. از سوی دیگر، مخالفان محافظه‌کاری استدلال می‌کنند که چون محافظه‌کاری، تعصبات به گزارشگری مالی است،  عدم تقارن اطلاعات را افزایش می‌دهد و به استنباط نادرست استفاده‌کنندگان گزارش‌های مالی ازجمله سرمایه‌گذاران خارجی منجر می‌شود. درنتیجه محافظه‌کاری به‌طور بالقوه می‌تواند به تخصیص منابع ناکارآمد و کاهش ارزش شرکت منجر شود [13،15].

با توجه به مطالب فوق، شرکت‌های دارای بحران مالی با اتخاذ حسابداری محافظه‌کارانه‌تر، زیان ارزش کمتری در مقایسه با شرکت‌های بدون بحران مالی خواهند داشت. این اتفاق به چند دلیل است: اول، جنسن و مکلینگ[6] (1976) و میتون[7] (2002) معتقدند شرکت‌هایی که در بحران مالی قرار می‌گیرند، در معرض عدم تقارن اطلاعات بیشتر و مشکلات نمایندگی بیشتر هستند [17،27]. در این وضعیت، مدیران احتمال بیشتری برای دستکاری سود با استفاده از اطلاعات خصوصی برای منافع شخصی خود دارند [19]. افزایش دستکاری سود و افزایش خطرات نمایندگی به سهامداران در طول دورۀ بحران، بازده منفی‌تر تحمیل می‌کنند؛ بنابراین محافظه‌کاری به‌عنوان یک ساز و کار انضباطی کارآمد، به کاهش مشکلات و خطرات نمایندگی و درنتیجه کاهش ارزش شرکت در طول دورۀ بحران منجر می‌شود [9]. دوم، زمانی که اقتصاد خوب است، به‌دلیل فراوانی فرصت‌های سرمایه‌گذاری، سرمایه‌گذاران به‌احتمال زیاد،کمتر به کیفیت اطلاعات حسابداری توجه می‌کنند [27]. با این حال، بحران می‌تواند سرمایه‌گذاران را مجبورکند ضعف در کیفیت اطلاعات حسابداری را که در تمام مدت وجود داشته‌ است، به رسمیت بشناسند. از آنجا که محافظه‌کاری، نقش مهمی در ارائۀ اطلاعات با کیفیت بالا برای سرمایه‌گذاران دارد، اگر شرکتی به‌طور مداوم ارقام حسابداری محافظه‌کارانه‌تر به سرمایه‌گذاران خارجی گزارش دهد، کیفیت اطلاعات بالاتر آن را نشان می‌دهد؛ بنابراین انتظار می‌رود شرکت‌های با شیوه‌های حسابداری محافظه‌کارانه‌تر،کاهش کمتری در قیمت سهام درنتیجه ارزش شرکت در طول بحران داشته باشند [3،4]. سوم، اثر محافظه‌کاری شرکت‌ها در تأمین مالی، سرمایه‌گذاری و فعالیت‌های دیگر نیز  به جلوگیری از زیان ارزش شرکت در طول دورۀ بحران می‌تواند کمک کند؛ به‌عنوان مثال، پژوهش‌های قبلی نشان می‌دهد محافظه‌کاری، به کاهش هزینۀ تأمین مالی [33]، افزایش بهره‌وری سرمایه‌گذاری [1]، افزایش ارزش دارایی‌های نقدی [24]،کنترل خطرات مختلف شرکت‌ها ازجمله خطر ورشکستگی[7] و خطر سقوط قیمت سهام [20] منجر می‌شود. تأثیر محافظه‌کاری در این فعالیت‌ها می‌تواند در کاهش ازدست‌دادن ارزش شرکت در طول بحران مالی مهم باشد.

 در این پژوهش، رابطۀ محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام (که با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام اندازه‌گیری شده است) در دورۀ بحران مالی بررسی شده است.

 

پیشینۀ پژوهش

اسدی و بیات (1394) ارتباط گزارشگری مالی محافظه‌کاری‌ شرطی و غیرشرطی را با ارزش شرکت بررسی کردند. نتایج نشان می‌دهد محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی با ارزش شرکت، رابطۀ مستقیم و معنادار دارد. هرچه میزان محافظه‌کاری بین مدیران بیشتر باشد، ارزش شرکت‌ها افزایش می‌یابد؛ بنابراین حسابداری محافظه‌کاری در عرضه وتقاضای سهام تأثیرگذار است و ازاین‌رو سبب تغییر در ارزش شرکت می‌شود [2]. حاجیها و قائم مقامی (1391) نقش محافظه‌کاری را در کاهش خطر ورشکستگی شرکت بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان می‌دهد رابطۀ معناداری میان محافظه‌کاری و ریسک ورشکستگی وجود دارد و عملیات شرکت‌ها شامل اعمال حسابداری محافظه‌کارانه برای کاهش ورشکستگی است [11]. اسلامی و همکاران (1390) محافظه‌کاری و بحران مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان می‌دهد رابطه‌ای معنادار و مستقیم بین شاخص محافظه‌کاری با بحران مالی وجود دارد [8]. ستایش و جمالیان‌پور (1389)  عوامل مؤثر در محافظه‌کاری شرکت‌های پذیرفته‌شدۀ بورس اوراق بهادار را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان می‌دهد در اغلب موارد، پاسخ نامتقارن بین سود حسابداری و بازده سهام (خواه در سطح کلیّۀشرکت‌ها و خواه درسطح صنایع مختلف) وجودندار. علاوه برآن، اقلام برآمده از محافظه‌کاری مدیران وحسابداران، یعنی اقلام تعهدی غیرعملیاتی، با گذشت زمان تغییر در خور توجهی نداشته است [29].

منگاناریس و همکاران[8] (2015) رابطۀ بین ارزش اطلاعات حسابداری و محافظه‌کاری مشروطرا  در بخش بانکی اروپا بررسی کردند. نتایج نشان داد ویژگی‌های خاص کشور نه‌تنها بر افزایش بالقوه در کیفیت حسابداری، بلکه رابطۀ بین ارزش و محافظه‌کاری مشروط نقش دارد [25].کیم و همکاران[9] (2013) نقش حسابداری محافظه‌کاری در بازار سهام را مطالعه کردند. نتایج این پژوهش نشان داد شرکت‌ها با درجۀ محافظه‌کاری بالاتر، عکس‌العمل‌های ‌منفی کمتری نسبت به اطلاعیۀ عرضۀ فصلی سهام تجربه می‌کنند [18]. بیدل و همکاران[10] (2010) با بررسی رابطۀ علّی و معلولی دوطرفه میان محافظه‌کاری حسابداری و خطر ورشکستگی دریافتند محافظه‌کاری شرطی وغیرشرطی، رابطۀ منفی با خطر ورشکستگی دارد. همچنین آنها دریافتند خطر ورشکستگی با محافظه‌کاری غیرشرطی، رابطۀ مثبت و با محافظه‌کاری شرطی، رابطۀ منفی دارد. آنها در پژوهش خود به‌کارگیری رویّه‌های محافظه‌کاری را به‌عنوان یک اصل مهم در حسابداری مالی مطرح کردند [6]. ویچیتساراونگ و انگ[11] (2010) نشان دادند در کشورهای هنگ‌کنگ، مالزی، سنگاپور و تایلند در بحران مالی1997، میزان به‌کارگیری محافظه‌کاری پایین بوده است و مدیران تمایل به ارائۀ زود هنگام اخبار خوب و ارائۀ اخبار بد با تأخیر دارند. نتیجۀ پژوهش آنها نشان داد به‌کارگیری محافظه‌کاری پس از بحران مالی آسیا افزایش پیداکرده است. نتیجۀ پژوهش آنها به این موضوع اشاره داردکه تأثیر به‌کارگیری محافظه‌کاری و یا استفاده از رویّه‌های محافظه‌کارانۀ حسابداری برای پس از دورۀ بحران مالی سودمند بوده است [31].کلین و مارکوآرت[12] (2006) نشان دادند رابطه‌ای مستقیم میان افزایش محافظه‌کاری غیرشرطی و افزایش زیان‌دهی شرکت‌ها وجوددارد. آنها در یک دورۀ50 ساله ازشرکت‌های امریکایی به رابطۀ مستقیمی میان محافظه‌کاری و زیان‌دهی شرکت‌ها دست یافتند [21].گیولی و هاین[13](2000) نشان دادند سودآوری در چهار دهۀ گذشته در امریکا کاهش یافته است؛ اما این کاهش، موجب کاهش جریان‌های نقدی نشده است. نتایج پژوهش آنها به این موضوع اشاره دارد که شناخت زیان نسبت به سود زودتر انجام می‌شود و میزان محافظه‌کاری غیرشرطی وگزارش زیان به 35 درصد در گزارشگری مالی امریکا افزایش یافته است [14].

این پژوهش به‌دنبال یافتن پاسخی برای این پرسش است که آیا مدیران شرکت‌های دارای بحران مالی با حسابداری محافظه‌کارانۀ بیشتر به بهبود عملکرد ارزش سهام (بازده سهام و بازده غیرعادی سهام) منجر می‌شوند یا خیر؟ همچنین بررسی محافظه‌کاری و عملکرد ارزش سهام در دورۀ بدون بحران مالی که به‌عنوان مقایسه در کنار هدف اصلی پژوهش مطرح شده است. فرضیه‌های زیر متناسب با پرسش‌ها تدوین شده است:

فرضیۀ 1) بین محافظه‌کاری و بازده سهام در شرکت‌های بدون بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

فرضیۀ 2) بین محافظه‌کاری و بازده سهام در شرکت‌های دارای بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

فرضیۀ 3) بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام در شرکت‌های بدون بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

فرضیۀ 4) بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام در شرکت‌های دارای بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

 

روش پژوهش

جامعۀ آماری این پژوهش شامل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و بازۀ زمانی این پژوهش از سال 1383 تا پایان سال 1392 است. ملاحظات مرتبط با انتخاب نمونه به‌شرح زیر است:

1. جزء بانک‌ها، مؤسسات مالی، سرمایه‌گذاری، هلدینگ و لیزینگ نباشد؛ زیرا به‌دلیل ماهیت فعالیت خاص آنها، رابطۀ مؤلفه‌های بررسی‌شده در این پژوهش‌ برای چنین مؤسساتی متفاوت است و تعمیم‌دادنی به سایرین نیست.

2. برای رعایت قابلیت مقایسه‌پذیری، سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفندماه هر سال باشد و تغییر دورۀ مالی نداشته باشند.

برای انتخاب شرکت‌های دارای بحران مالی در پژوهش‌های مختلف، شاخص‌های متفاوتی در نظر گرفته‌اند. انتخاب تنها یک شاخص برای بحران مالی باعث می‌شود شرکت‌هایی مدّنظر قرار نگیرند که از جهات دیگر بحرانی هستند. در این پژوهش،‌ سه شاخص مالی برای شرکت‌های دارای بحران مالی تعریف شده است و چنانچه شرکتی هر کدام از موارد فوق را داشته باشد، دارای بحران مالی تلقی می‌شود. این شاخص‌ها عبارت‌ند از:

1. شرکت، سه سال متوالی زیان گزارش کند (جانتادج،2006)، 2. در صورتی که سود تقسیمی هر سال نسبت به سال قبل بیش از 40 درصد کاهش یابد (جانتادج،2006)، 3. شرکت‌هایی که بر اثر زیان واردشده، حداقل نیمی از سرمایۀ آنها از بین برود (مادۀ 141 قانون تجارت).


 

 

 

 

جدول (1) نمونۀ نهایی انتخاب‌شده

 

شرکت‌های دارای بحران مالی

سه سال زیان متوالی

10

کاهش بیش از 40 درصد سود تقسیمی

33

مادۀ 141 قانون تجارت

28

تعداد کل شرکت‌های دارای بحران مالی

71

 

 

برای تطابق با شرکت‌های دارای بحران، نمونۀ 71 تایی از شرکت‌های بدون بحران نیز انتخاب شدند. در انتخاب شرکت‌های بدون بحران ‌مالی سعی شد به تعداد شرکت‌های دارای بحران‌مالی از شرکت‌های موجود در صنایع مشابه و از نظر اندازه (لگاریتم طبیعی فروش) همسان انتخاب شود. پس درمجموع، نمونۀ استفاده‌شده در پژوهش شامل 142 شرکت (71 شرکت دارای بحران مالی و 71 شرکت بدون بحران مالی) است. داده‌های جمع‌آوری‌شده با استفاده از نرم‌افزار اکسل تلخیص شد و سپس متغیرهای مدّنظر محاسبه شده‌اند. محاسبات آماری و برآوردها با استفاده از نرم‌افزار Eviews نسخۀ 8 انجام شده است.

محافظه‌کاری، متغیر مستقل پژوهش را تشکیل می‌دهد. از الگوی گیولی و هاین استفاده شد که بر متغیرهای حسابداری مبتنی است. براساس این روش، وجود مستمر اقلام تعهدی عملیاتی منفی در یک دورۀ زمانی بلندمدت در شرکت‌ها، معیاری از محافظه‌کاری به شمار می‌رود؛ یعنی هرچه میانگین اقلام تعهدی عملیاتی در دورۀ مربوط، منفی و بیشتر باشد، محافظه‌کاری بیشتر خواهد بود. در عین حال نرخ انباشتگی خالص اقلام تعهدی منفی، نشان‌دهندۀ تغییر درجۀ محافظه‌کاری در طول زمان است. شاخص محافظه‌کاری گیولی و هاین (2000) به‌صورت زیر محاسبه می‌شود:

(1)

 

که در آن:CONSEAVATISM: محافظه‌کاری، AFCC: اقلام تعهدی عملیاتی (تفاوت سود خالص و جریان نقدی عملیاتی به‌علاوۀ هزینۀ استهلاک) و TA: ارزش دفتری دارایی‌ها.

بازده سهام، بازده به کل عایدی سرمایه‌گذار در طول مدت سرمایه‌گذاری وی اطلاق می‌شود و می‌تواند از دو محل ناشی شود. یکی از محل تغییر قیمت سهام و دوم پرداخت سود سهام که شرکت سرمایه‌پذیر انجام می‌دهد و در پژوهش حاضر با استفاده از رابطۀ زیر محاسبه شده است:

(2)

 

 

که در آن:  بازده سهام شرکت iدرسالt،  قیمت سهام در پایان سال t،  قیمت سهام در ابتدای سالt و  سود سهام پرداختنی. با استفاده از  الگوی (3) که در برخی از پژوهش‌های مبتنی بر بازده سهام استفاده شده است، می‌توان تفاضل بازده شرکت با بازده بازار را مقایسه و تفاضل حاصل را بازده غیرعادی آن شرکت تلقی کرد (زیوبرسکی، 2004).

(3)

 

 

که در آن:  : بازده غیرعادی سهام شرکت i، : بازده سهام شرکت i برای سال t و : بازده بازار سهام شرکتi برای سال t. بازده بازار سهام با استفاده از فرمول زیر محاسبه شده‌ است:

(4)

 

 

که در آن: درسالt، : بازده قیمت و سود نقدی سهام در سال 1-t

متغیرهای کنترلی که شامل بازده دارایی، اهرم‌ مالی، نگهداشت وجوه، اندازۀ شرکت، رشد شرکت، دارایی‌های مشهود، رشد فروش و ریسک سیستماتیک (بتا) هستند و ممکن است عملکرد ارزش سهام و ارزیابی عملکرد ارزش سهام را تحت تأثیر قرار دهند [23،10].

اهرم ‌مالی Leverage: از نسبت مجموع بدهی‌های کوتاه و بلندمدت بر کل دارایی‌ها محاسبه شده‌است. نگهداشت وجوه : میزان وجه ‌نقدی که شرکت‌ها در هر سال در حساب‌های بانکی و یا صندوق موجود در خود شرکت ذخیره می‌کنند. دارایی‌های مشهودTangibility: اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات که در کل دارایی شرکت درج شده‌اند. اندازۀ شرکت  کهاز لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها محاسبه شده ‌است. رشد شرکت MBکه از نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری آن محاسبه شده‌است. بازده دارایی‌هاROA: از نسبت سودخالص پس از کسر مالیات بر کل دارایی‌ها محاسبه شده است. رشد فروش : تغییرات فروش در دو دورۀ متوالی tو1- t محاسبه شده ‌است.

بتاBeta: ریسک سیستماتیک (بازار) است که با استفاده از رابطۀ زیر محاسبه شده است.

(5)

 

 

که در آن:Beta بتا،COVکوواریانس،R بازده سهام، RM بازده بازار و  واریانس است.

برای آزمون فرضیه‌های آماری و تحلیل داده‌ها از رگرسیون خطی چندمتغیره استفاده شده است. برای آزمون فرضیه‌های اول و دوم از الگوی زیراستفاده شده است.

(6)

 

 

برای آزمون فرضیۀ سوم و چهارم از الگوی زیر استفاده شده است.

(7)

 

 

یافته‌ها

در جدول (2) خلاصه‌ای از آمار توصیفی متغیرهای الگو برای شرکت‌های بدون بحران مالی و در جدول (3) خلاصه‌ای از آمار توصیفی متغیرهای الگو برای شرکت‌های دارای بحران مالی آورده شده است.

 

 

 

 

 

 

جدول (2) آمار توصیفی متغیرهای الگو برای شرکت‌های بدون بحران مالی

نوع متغیر

متغیر

شاخص‌های مرکزی

شاخص پراکندگی

شاخص‌های توزیع

میانگین

میانه

انحراف معیار

ضریب چولگی

ضریب کشیدگی

مستقل

CONSERVATISM

0209/0-

0031/0-

1155/0

3270/0-

4724/2

وابسته

R

3148/0

2501/0

3821/0

6783/0

8570/2

AR

0453/0

0228/0

0593/0

7648/2

8041/11

کنترلی

FRIMSIZE

7892/5

7515/5

3805/0

4499/0

8093/2

ROA

1164/0

1057/0

0829/0

8913/0

1519/3

LEVERAGE

5822/0

6146/0

1561/0

6025/0-

8503/2

MB

5776/1

2953/1

9624/0

2455/1

9474/3

SALES GROWTH

1998/0

1607/0

2357/0

7336/0

2657/3

CASH HOLDINGS

2097/4

3080/4

4616/0

0759/0

0245/3

TANGIBILITY

0624/5

0265/5

4570/0

4216/0

6167/2

BETA

0229/0

0120/0

03030/0

8245/0

9811/0

 

 

اصلی‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نشان‌دهندۀ نقطۀ تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص خوبی برای نشان‌دادن مرکزیت داده‌ها است؛ برای مثال مقدار میانگین برای متغیر اندازۀ شرکت(FRIMSIZE)  برابر با 7892/5 است که نشان می‌دهد بیشتر داده‌ها حول این نقطه تمرکز یافته‌اند. همچنین پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی از یکدیگر یا میزان پراکندگی آنها نسبت به میانگین است. از مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. در بین متغیرهای پژوهش، ‌بتا (BETA) کمترین و رشد شرکت(MB) بیشترین میزان پراکندگی را دارند.


 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (3) آمار توصیفی متغیرهای الگو برای شرکت‌های دارای بحران مالی

نوع متغیر

متغیر

شاخص‌های مرکزی

شاخص پراکندگی

شاخص‌های توزیع

میانگین

میانه

انحراف معیار

ضریب چولگی

ضریب کشیدگی

مستقل

CONSERVATISM

0098/0

0168/0

1117/0

1978/0-

6691/2

وابسته

R

2180/0

1273/0

6632/1

0226/3

2775/68

AR

0044/0

0003/0

0708/0

5306/13

9422/218

کنترلی

FRIMSIZE

7963/5

7751/5

4746/0

2462/0

4194/2

ROA

0199/0

0295/0

08307/0

9103/0-

9966/3

LEVERAGE

7797/0

7586/0

2216/0

9436/0

1411/4

MB

3543/1

2515/1

3027/1

0190/0-

2289/4

SALES GROWTH

0775/0

0583/0

2423/0

3391/0

4864/3

CASH HOLDINGS

0070/4

9561/3

6122/0

0030/0

1969/2

TANGIBILITY

0349/5

0121/5

4718/0

1832/0

7682/2

BETA

0252/0-

0272/0-

0320/0

5065/0

8955/2

 

 

در تمامی فرضیه‌ها، فرض صفر آزمون F لیمر رد شده و روش داده‌های تابلویی پذیرفته می‌شود. همچنین با توجه به مقدار سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون هاسمن، در تمام فرضیه‌ها به‌جز فرضیۀ 4، فرض صفر آزمون هاسمن تأیید شده و روش آثار تصادفی پذیرفته می‌شود و در فرضیۀ 4 رد شده و روش آثار ثابت پذیرفته می‌شود.

 طبق فرضیه اول بین محافظه‌کاری و بازده سهام در شرکت‌های بدون بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (4) نتایج آزمون فرضیۀ اول

متغیر وابسته بازده عادی سهام (R)

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

4124/17-

7044/22

7669/0-

4438/0

CONSERVATISM

8272/8-

4898/2

5452/3-

0005/0

LEVERAGE

8911/3-

4074/2

6163/1-

1072/0

CASH  HOLDINGS

2996/1-

4674/1

8856/0-

3766/0

TANGIBILITY

3021/6

7439/3

6832/1

0935/0

FRIM SIZE

6983/7

9832/5

2866/1

1993/0

MB

2168/0

3144/0

6895/0

4911/0

ROA

5354/35

2680/4

3259/8

0000/0

SALES GROWTH

7612/0

1020/1

6907/0

4903/0

BETA

5099/52

8119/19

6504/2

0085/0

آمارۀ دوربین واتسون

9356/1

Adjusted R-squared

Prob(F-statistic)

0000/0

5929/0

 

 

با توجه به نتایج حاصل از آزمون الگوی رگرسیون به‌شرح جدول فوق، مشاهده می‌شود که مقدار سطح معناداری مربوط به آمارۀ F، برابر 0000/0 است و نشان می‌دهد الگو درسطح اطمینان 95 درصد معنادار است. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر 5929/ 0است و نشان می‌دهد 59 درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیرمستقل و متغیرهای کنترلی الگو، تبیین‌شدنی است. همچنین آمارۀ دوربین واتسون 9356/1 است که نشان‌دهندۀ عدم خودهمبستگی بین متغیرها است. با توجه به آمارۀ t و سطح معناداری این متغیر، نتایج نشان‌دهندۀ معناداری این ضریب در سطح خطای 5 درصد است. این یافته‌ها نشان می‌دهد بین محافظه‌کاری و بازده سهام در شرکت‌های بدون بحران مالی، رابطۀ منفی و معنادار وجود دارد.

طبق فرضیه دوم بین محافظه‌کاری و بازده سهام در شرکت‌های دارای بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

 

 

 

جدول (5) نتایج آزمون فرضیۀ دوم

متغیروابسته بازده عادی سهام R))

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

3623/65

3076/9

0224/7

0000/0

CINSERVATISM

0811/3

6950/0

4331/4

0000/0

LEVERAGE

6121/0-

6281/0

9745/0-

3306/0

CASH HOLDINGS

7257/0

2868/0

5295/2

0120/0

TANGIBILITY

5987/4

7262/1

6640/2

0082/0

FRIM SIZE

4995/10-

5130/2

1779/4-

0000/0

MB

0016/0

0054/0

3093/0

7573/0

ROA

7005/9

0560/0

7181/4

0000/0

SALES GROWTH

0490/0-

2069/0

2367/0-

8130/0

BETA

8686/1-

0209/1

8301/1-

0683/0

آمارۀ دوربین واتسون

0405/2

Adjusted R-squared

Prob(F-statistic)

0000/0

5246/0

 

 

با توجه به نتایج حاصل از آزمون الگوی رگرسیون به‌شرح جدول فوق، مشاهده می‌شود که مقدارسطح معناداری مربوط به آمارۀF ، برابر 0000/0 است و نشان می‌دهد الگو درسطح اطمینان 95 درصد معنادار است. ضریب تعیین تعدیل‌شده رابر 5246/ است و نشان می‌دهد 52 درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی الگو، تبیین‌شدنی است. همچنین آمارۀ دوربین واتسون، 0405/2 است که نشان‌دهندۀ عدم خودهمبستگی بین متغیرها است. با توجه به آمارۀ t وسطح معناداری این متغیر، نتایج نشان‌دهندۀ معناداری این ضریب در سطح خطای 5 درصد است. این یافته‌ها نشان می‌دهد بین محافظه‌کاری سود و بازده سهام در شرکت‌های دارای بحران مالی، رابطۀ مثبت ومعناداری وجود دارد.

مطابق با فرضیه سوم بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام در شرکت‌های بدون بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

 

 

 

 

جدول (6) نتایج آزمون فرضیۀ سوم

متغیر وابسته بازده غیرعادی AR))

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

9697/21-

4832/24

8973/0-

3703/0

CONSEAVATISM

8423/8-

6852/1

2468/5-

0000/0

LEVERAGE

1351/3-

9254/1

6282/1-

1046/0

CASH HOLDINGS

0977/1

1208/1

9793/0

3283/0

TANGIBILITY

6411/5

9034/3

4451/1

1496/0

FRIM SIZE

7612/6

9924/6

9669/0

3344/0

MB

1936/0

3340/0

5796/0

5626/0

ROA

2103/39

0963/4

5720/9

0000/0

SALES GROWTH

8039/1

0694/1

6868/1

0928/0

BETA

1316/46

6490/20

2340/2

0263/0

آمارۀ دوربین واتسون

9960/1

Adjusted R-squared

Prob(F-statistic)

0000/0

5982/0

 

 

با توجه به نتایج حاصل از آزمون الگوی رگرسیون به‌شرح جدول فوق، مشاهده می‌شود که مقدار سطح معناداری مربوط به آمارۀ F، برابر 0000/0 است و نشان می‌دهد الگو درسطح اطمینان 95 درصد معناداراست. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر 5982/0 است و نشان می‌دهد تقریباً60 درصد تغییرات متغیر وابسته با متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی الگو، تبیین‌شدنی است. همچنین آمارۀ دوربین واتسون، 9960/1 است که نشان‌دهندۀ عدم خودهمبستگی بین متغیرها است. با توجه به آمارۀ  tوسطح معناداری این متغیر، نتایج نشان‌دهندۀ معناداری این ضریب در سطح خطای 5 درصد است. این یافته‌ها نشان می‌دهد بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام در شرکت‌های بدون بحران مالی، رابطه‌ای منفی و معنادار وجود دارد.

بر اساس فرضیه چهارم بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام در شرکت‌های دارای بحران مالی، رابطۀ معناداری وجود دارد.

 

 

 

جدول (7) نتایج آزمون فرضیۀ چهارم

متغیر وابسته بازده غیرعادی AR))

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

2282/60

1748/41

4627/1

1447/0

CONSERVATISM

5416/2

3931/0

4641/6

0000/0

LEVERAGE

9441/4-

3914/1

5531/3-

0004/0

CASH HOLDINGS

4222/6-

4319/1

4848/4-

0000/0

TANGIBILITY

2390/20

1467/9

2127/2

0277/0

FRIM SIZE

3459/22-

9009/9

2596/2-

0248/0

MB

0253/0-

0368/0

6873/0-

4925/0

ROA

7856/4

8608/8

5600/0

5896/0

SALES GROWTH

7237/3

1118/2

7632/1

0790/0

BETA

5700/17

2378/9

91019/1

0582/0

آمارۀ دوربین واتسون

2711/2

Adjusted R-squared

Prob(F-statistic)

0000/0

5051/0

 

 

با توجه به نتایج حاصل از آزمون الگوی رگرسیون به‌شرح جدول فوق، مشاهده می‌شود  مقدار سطح معناداری مربوط به آمارۀ F برابر 0000/0 است و نشان می‌دهد الگو درسطح اطمینان 95 درصد معناداراست. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر 5051/0 است و نشان می‌دهد تقریباً 51 درصد تغییرات متغیر وابسته با متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی الگو، تبیین‌شدنی است. همچنین آمارۀ دوربین واتسون،2711/2 است که نشان‌دهندۀ عدم خودهمبستگی بین متغیرها است. با توجه به آمارۀ  tوسطح معناداری این متغیر، نتایج نشان‌دهندۀ معناداری این ضریب در سطح خطای 5 درصداست. این یافته‌ها نشان می‌دهد بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام در شرکت‌های دارای بحران مالی، رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد.

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

این پژوهش، محافظه‌کاری در شرکت‌های دارای بحران مالی و بدون بحران مالی و تأثیر آن بر عملکرد ارزش سهام (که با بازده سهام و بازده غیرعادی سهام اندازه‌‌گیری شده‌ است) را بررسی می‌کند. نتایج به‌دست‌آمده از فرضیه‌های اول و دوم نشان می‌دهد در شرکت‌های بدون بحران مالی بین محافظه‌کاری و بازده سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد و همچنین در شرکت‌های دارای بحران مالی، رابطۀ مثبت و معناداری بین محافظه‌کاری و بازده سهام وجود دارد. نتایج به‌دست‌آمده از فرضیه‌های سوم و چهارم نشان می‌دهد در شرکت‌های بدون بحران مالی بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد؛ اما در شرکت‌های بدون بحران مالی بین محافظه‌کاری و بازده غیرعادی سهام، رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از فرضیه‌ها، شرکت‌های دارای بحران مالی در طول دورۀ بحران مالی، سیاست‌های محافظه‌کارانۀ بیشتری نسبت به شرکت‌های بدون بحران مالی اتخاذ می‌کنند. درنتیجه زیان ارزش شرکت کمتری نسبت به شرکت‌های بدون بحران مالی دارند. همچنین درشرکت‌های دارای بحران مالی، محافظه‌کاری حسابداری می‌تواند رفتار جانبدارانۀ مدیر را در بیش‌نمایی سود خنثی کند و به تأخیر اندازد. درنتیجه پرداخت‌های اضافی به مدیر وسایرگروه‌ها نظیرسهامداران محدود می‌شود و ارزش شرکت نیز در بلندمدت افزایش می‌یابد؛ بنابراین افزایش محافظه‌کاری موجب ارتقاء ارزش شرکت‌های دارای بحران مالی در بلندمدت می‌شود. پس محافظه‌کاری حسابداری در تنظیم قرارداد با گروه‌های مختلف برای کاهش رفتار جانبدارنۀ مدیر به‌عنوان یک ساز وکار مؤثر می‌تواند عمل کند.

با توجه به نتایج فرضیه‌های این پژوهش به سرمایه‌گذاران وتحلیل‌گران توصیه می‌شود برای تصمیم‌های سرمایه‌گذاری کوتاه‌مدت وبلندمدت، در کنار استفاده از ارقام ارائه‌شده درصورت‌های مالی به روش‌های حسابداری شرکت‌ها ازجمله اتخاذ شیوه‌های حسابداری محافظه‌کارانه در تولید ارقام مذکور توجه کنند. به بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می‌شود با شناسایی شرکت‌های دارای بحران مالی، نظارت بر عملکرد آن شرکت‌ها و انجام اقدامات مقتضی دربارۀ تعیین تکلیف شرکت‌های مذکور برای عضوشدن یا نشدن در بورس اوراق بهادار تهران و از همه مهم‌تر، اطلاع‌رسانی صحیح و به‌موقع به سهامداران و سرمایه‌گذاران بالفعل و بالقوۀ این شرکت‌ها برای آگاهی از وضعیت شرکت‌های دارای بحران مالی برای حفظ و حمایت از ثروت سهامداران و سرمایه‌گذاران و به‌طور اعم، فعالان بازار سرمایه اقدام کند تا شاید اینگونه با شفاف‌سازی روند اطلاعات در بازار سرمایه، بازاری کارا و اثربخش بتوان ایجاد کرد. برای پژوهش‌های آینده پیشنهاد می‌شود از روش‌های دیگری استفاده شود که برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری معرفی شده است و مشاهده کردکه  نتایج حاصل از پژوهش را می‌توانند تحت تأثیر قراردهند یا خیر. همچنین موضوع پژوهش را درصنایع مختلف می‌توان بررسی کرد و با توجه به تفاوت ماهیت فعالیت شرکت‌ها و صنایع مختلف، نتایج حاصل را با نتایج این پژوهش مقایسه کرد.



[1] Watts

[2] Hendriksen&Berda

[3] Basu

[4] Ryan

[5] LaFond, & Watts

[6] Jensen &Meckling

[7] Mitton

[8] Manganaris et al

[9] Kim et al

[10]  Biddle et al

[11] Vichitsarawong&Eng

[12] Klein & Marquardt

[13] Givoly&Hayn

[1] Ahmed, A. S., & Duellman, S. (2011). Evidence on the role of accounting conservatism in monitoring managers’ investment decisions. Accounting & Finance. 51(3): 609-633.

[2] Asadi, G. H.,  & Bayat, M. (2015). The impact of conditional and un conditional conservatism on firm value. Journal of  Management Accounting. 24(8):1-12.

[3] Ball, R., Kothari, S. P., & Robin, A. (2000). The effect of international institutional factors on properties of accounting earnings. Journal of Accounting and Economics.29(1): 1-51

[4] Ball, R., & Shivakumar, L. (2005). Earnings quality in UK private firms: Comparative loss recognition timeliness. Journal of Accounting and Economics. 39(1): 83-128.

[5] Basu, S. (1997). The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings. Journal of Accounting and Economics, 24(1): 3–37.

[6] Biddle, G. C., Mary L. M. & Frank M. S. (2010) Accounting conservatism and Bankruptcy Risk, Financial Accounting and Reporting Section, Available at : www . ssrn.com, 1-20.

[7] Biddle, G., Ma, M., & Song, F. (2011). Accounting conservatism and bankruptcy risk. Working paper, University of Hong Kong.

[8] Eslami B. G., Nikomaram, H & Banimahdi, B.  (2012). Relation between accounting conservatism and financial crises in Tehran Stock Exchange. Journal of Financial Knowledge of Securities Analysis. 1(9): 125-146.

[9] Easley, D., O'Hara, M. (2004). Information and the cost of capital. The Journal of Finance. 59(4): 1553-1583.

[10]           Francis, B., Iftekhar, H., & Wu, Q. (2012). The benefits of conservative accounting to shareholders: Evidence from the financial crisis. Lally School of Management and Technology, Working Paper.

[11]           Haji, Z., & Ghaammaghmi, M. (2012).Investigation on the role of conservative the reduction of company bankruptcy risk. Journal of Management Accounting. 2(13): 1-15.

[12]           Hendriksen, E.S. & Berda, M. F. (1992). Accounting theory, 5th Edition, Irwin: Pence-Hill.

[13]           Gigler, F., Kanodia, C., Sapra, H., & Venugopalan, R. (2009). Accounting conservatism and the efficiency of debt contracts. Journal of Accounting Research. 47(3): 767-797.

[14]           Givoly, D. & Hayn, C. (2000), The changing time-series properties of earnings, cash flows and accruals: Has financial reporting become more conservative? Journal of Accounting and Economics. 29(3):287-320.

[15]           Guay, W., & Verrecchia, R. (2006). Discussion of an economic framework for conservative accounting and bushman and piotroski (2006). Journal of Accounting and Economics. (42): 149-165.

[16]           Jantadej, P. (2006).Using the combination of cash flow components to predict finance distress. Ph.D. The Graduate College at the University of Nebraska.

[17]           Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics. 3(4): 305-360.

[18]           Kim, Y., Li, S., Pan, & Zuo, L. (2013). The role of accounting conservatism in the quality market: Evidence from seasoned equality offering. http://Paper.ssrn.com/ sol3/Paper.cfm?abstract_id = 2170179

[19]           Kim, J. B., & Yi, C. H. (2006). Ownership structure, business group affiliation, listing status, and earnings management: Evidence from Korea. Contemporary Accounting Research. 23(2): 427-464.

[20]           Kim, J.-B., & Zhang, L. (2010). Does accounting conservatism reduce stock price crash risk? Firm-level evidence. Working paper, City University of Hong Kong.

[21]           Klein, A., & Marquardt, C. (2006) Fundamentals of accounting losses, The Accounting Review 81(1):2-19.

[22]           LaFond, R., & Watts, R. L. (2008). The information role of conservatism. The Accounting Review. 83(2): 447-478.

[23]           Lemmon, M., & Lins, K. (2003). Ownership structure, corporate governance, and firm value: evidence from the East Asian financial crisis. The Journal of Finance. 58(4):1445-1468.

[24]           Louis, H., Sun, A., & Urcan, O. (2012). Value of cash holdings and accounting conservatism. Contemporary Accounting Research, Forthcoming.

[25]           Manganarisa, P., Spathisa, C., & Dasilasb, A. (2015).  The effects of mandatory IFRS adoption and conditional conservatism on European bank values. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation. 24:72-81.

[26]           McKee, T. M., Eilifsen. A., & Lensberg, T. (2006). Bankruptcy theory development and classification via genetic programming European. Journal of Operational Research.169: 667-697.

[27]           Mitton, T. (2002). A cross-firm analysis of the impact of corporate governance on the East Asian financial crisis. Journal of Financial Economics. 64(2): 215-241.

[28]           Pastena, V. & Ruland., W. (1986). The Merger / Bankruptcy alternative. Journal of Accounting Research. 61(2): 288-301.

[29]           Setayesh, M. & Jamalianpour, M. (2011). Studying existence of conditional conservatism and negative news of Future on listed companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting Advances. 3(58): 15-119.

[30]           Ryan, S. (2006) Identifying conditional conservatism. European Accounting Review. 15(4):511‐525.

[31]           Vichitsarawong, T., & Eng, L. (2010). The impact of the Asian financial crisis on conservatism and timeliness of earnings: Evidence from Hong Kong, Alaysia, Singapore, and Thailand, Journal of International Financial Management and Accounting. 21:32-61.

[32]           Watts, R. L. (2003) Conservatism in accounting, Part I: Explanations and implications. Accounting Horizons. 17(3):207‐221.

[33]           Zhang, J. (2008). The contracting benefits of accounting conservatism to lenders and borrowers. Journal of Accounting and Economics 45(1): 27-54.

[34]           Ziobrowski A. J., Ping C., James W. B., & Brigitte J.  (2004). Abnormal returns from the common stock investments of the U.S. senate. Journal of Financial and Quantitative Analysis. 39(4):98-195.