Earnings behavior in bankrupt firms: the role of auditor

Authors

alzahra university

Abstract

The purpose of this research is to examine the earnings behavior in bankrupt firms while focusing on the role of the auditor. Therefore, the present paper studies the earnings management in bankrupt firms and the impact of auditor change and size on earnings management. Using a sample of 41 bankrupt firms and 41 non-bankrupt firms over the period of 1380 to 1389, we find that failed firms manage earnings in the prior year to failure through accounting (accruals) manipulation and real operating actions. Moreover, we show that although auditor change leads to a decrease in earnings management but auditor size does not affect earnings management.

Keywords

Main Subjects

Full Text

مقدمه

اخیراً شواهدی نشان داده است که ارزش بازار شرکت­های در معرض ورشکستگی، به­طور قابل­توجهی کاهش می­یابد. از این ­رو علاوه بر مدیریت و کارکنان، تأمین­کنندگان سرمایه، سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان، به شدت تحت تأثیر ورشکستگی هستند. این احتمال وجود دارد که سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان، سرمایة خود را و مدیریت و کارکنان، شغلشان را از دست بدهند. از این روست که مسأله کاهش چشمگیر ارزش بازار شرکت، به عنوان یک خطر تهدید کننده، می­تواند مدیریت را نگران کند.

مطالعات پیشین حاکی از آن است که مدیریت شرکت­های در معرض ورشکستگی ممکن است برای دستکاری اطلاعات مالی، انگیزه­های متعددی داشته و یا تحت فشار باشند. این در حالی است که ارتکاب به دستکاری، ممکن است تحت تأثیر عوامل دیگری مثل وجود سازوکارهای‌های نظارتی از جمله حسابرس و یا کیفیت حسابرسی نیز اتفاق بیفتد. حسابرس هر شرکت علاوه­بر آن که می­تواند بر شواهد پشتوانة اطلاعات مالی نظارت داشته باشد، به شدت، انتخاب­ها، قضاوت‌ها و رویه‌های استفاده شده در اطلاعات مالی را مورد بررسی قرار می‌دهد[13 و24].

استانداردهای حسابداری در خصوص نحوة گزارشگری درآمدها و هزینه­ها، به مدیران اختیارات گسترده­ای می­دهد. به عبارت دیگر، به آن­ها اجازة انجام تعدیلاتی در اقلام تعهدی خرید و فروش اعتباری، برآورد حساب­های دریافتی مشکوک الوصول، برآوردهای کاهش ارزش موجودی­ها و دارایی­های ثابت و رویه­های مرتبط با استهلاک را می‌دهد. این امر سبب می­شود فرصت مدیران برای انجام مدیریت سود در گزارشات مالی، افزایش یابد. اسچیلیت[27] ادعا می­کند که مدیران عملکرد شرکت‌های خود را به این دلیل دستکاری می­کنند که این کار برای مدیران منافعی در بر دارد، از این گذشته، انجام این عمل نسبتاً آسان و احتمال برملا شدن آن اندک است.

پژوهش­های گسترده­ای در دنیا انجام شده است که به کیفیت ارقام حسابداری در شرکت­های درماندة مالی پرداخته است[5 و11 و 24]؛ از طرفی پژوهش­های دیگری نیز انجام شده است که یافته­های آن حاکی از تأثیر ویژگی­های حسابرس و حسابرسی بر میزان مدیریت سود است[3 و 6 و 18]. اما هدف این مطالعه، تحلیل کیفیت سود در شرکت­های ورشکسته و سپس بررسی نقش چرخش حسابرس و اندازة حسابرس بر کیفیت سود در این شرکت­ها است؛ چراکه پژوهش‌های تجربی و نظری نشان داده­اند که اندازة حسابرس[7] و چرخش آن[16] از عواملی است که موجب بهبود کیفیت حسابرسی می­شود و کیفیت حسابرسی مؤثرتر می‌تواند میزان مدیریت سود را در کلیة شرکت­ها به شدت کاهش دهد[3 و 12].

در این مقاله دو جنبة متفاوت از مدیریت سود مورد تحلیل قرار گرفته است: دستکاری حسابداری و دستکاری عملیات واقعی. چراکه مدیران شرکت­ها در زمان عملکرد نامناسب شرکت، برای پنهان نمودن عملکرد ضعیف خود، اقلام تعهدی و فعالیت­های واقعی را دستکاری می­کنند. به عبارت دیگر مدیران با بهره‌گیری از تصمیمات عملیاتی و تصمیمات حسابداری، قادرند بر قابلیت اتکای ارقام حسابداری اثر بگذارند. در پژوهش حاضر، به خاطر وجود دستکاری حسابداری و فعالیت­های واقعی از مدل اقلام تعهدی اختیاری[17] و مدل جریان­های نقدی غیرعادی که توسط دیچاو[9] پیشنهاد و توسط روی چادهاری[25] پیاده شده، استفاده شده است.

 

پیشینة پژوهش

پژوهش­هایی که پیش­تر دربارة مدیریت سود در شرکت­های در معرض ورشکستگی، انجام شده است، عموماً بر شرکت­هایی تمرکز کرده که دارای علایمی از بحران مالی بوده­اند. یک معیار مرسوم برای وجود بحران، نقض مفاد قراردادهای بدهی است. تئوری اثباتی حسابداری، پیش­بینی می­کند که وقتی شرکت­ها به نقض مفاد قراردادهای بدهی نزدیک می‌شوند، مدیران سعی می­کنند تا با انتخاب­های حسابداری سودافزا، محدودیت­های بدهی­شان را کم کنند[31]. سویینی[30] و دیفاند و جیامبالو[10]، شواهدی در تأیید این فرضیه یافته‌اند. با این وجود، این نتایج همیشه یکنواخت نیستند. چندین مطالعه به این نتیجه دست یافته است که شرکت­هایی که در معرض ورشکستگی هستند، اقلام تعهدی منفی بزرگی را گزارش می­کنند[8 و 26]. همچنین برخی استدلال می­کنند که مدیران ترجیح می­دهند بحران­های مالی شرکت را منعکس کنند تا بدین وسیله، امتیازاتی از اتحادیه­های کارگری و نیز کمک­هایی از دولت بگیرند.

معیارهای دیگری که به عنوان نشانه­های بحران، در پژوهش­ها مورد استفاده قرار گرفته، عبارت­اند از: کاهش سود تقسیمی، زیان­های مستمر[8] و دریافت اظهارنظر تداوم فعالیت حسابرسی[4]. نتایج این پژوهش­ها، نشان می­دهد که شرکت­های در معرض ورشکستگی، اقلام تعهدی مرتبط با عملکرد منفی­تری دارند، اما این یافته­ها به رویه­های مدیریت سود نسبت داده نمی‌شوند. آن­ها می­گویند شرکت­هایی که دارای ریسک ورشکستگی بالایی هستند، برای طولاتی­تر کردن تداوم فعالیت خود، به معاملاتی مشغول می­شوند که باعث افزایش نقدینگی آن­ها شود.

اسمیت و همکاران[29]، رازنر[24] و چاریتو و همکاران[5] مستقیماً ویژگی­های سود را در شرکت‌های ورشکسته مورد آزمون قرار دادند. اسمیت با بهره­گیری از یک نمونه شرکت­های استرالیایی دریافت که شرکت­های ورشکسته برای متورم کردن سود، در سال قبل ورشکستگی، رویه­های حسابداری را تغییر می‌دهند. او دریافت که شرکت­هایی که به بحران مالی دچارند و در نهایت موفق می­شوند خود را از ورشکستگی نجات ­دهند، رویه­های حسابداری­شان را برای افزایش دادن سود، تغییر می­دهند. رازنر[24] دستکاری واقعی را روی 293 شرکت آمریکایی ورشکسته بررسی کرد و دریافت که شرکت­ها در سال­های قبل از ورشکستگی، سود را به سمت بالا دستکاری می­کنند. به علاوه وی نشان داد که شرکت‌هایی که در سال قبل از ورشکستگی، در خصوص تداوم فعالیت، اظهار نظر منفی دریافت نکرده­اند، رفتاری داشته­اند که به کاهش سود منجر شده است.

تمرکز چاریتو[5] بر تحلیل نقشی است که حسابرسان و سایر هیأت‌های نظارتی، در محدود نمودن دستکاری سود، در سال قبل از ورشکستگی دارند. او با بررسی رفتار سود مدیران در بین 455 شرکت بحران‌زدة مالی انگلیسی دریافت که شرکت­هایی که در چهار یا پنج سال قبل ورشکستگی، مورد قبول حسابرس واقع می­شوند، در سال­های بعد سود را به سمت بالا مدیریت می­کنند و در صورتی­که در سال قبل از ورشکستگی، اظهارنظر حسابرس دربارة آن­ها مشروط باشد، در سال­های بعد سود را محافظه­کارانه­تر مدیریت خواهند کرد. شرکت­هایی که در سال ورشکستگی، اقلام تعهدی منفی بلندمدت دارند، بعد از آن برای تدوام فعالیت، شانس بیشتری دارند. نتایج پژوهش وی نیز حاکی از آن بود که تغییر مدیریت سطح ارشد، در میان شرکت­های بحرانی، باعث می­شود که مدیران جدید، حداکثر زیانِ دورة بحران را شناسایی کنند و مدیریت شرکت­های بحرانی که مالکیت نهادی کمتری دارند، برای مدیریت سود به سمت پایین، تمایل بیشتری را نشان دهند.

لیچ و نیسام[19] با بررسی رفتار مدیریت سود در شرکت­های ورشکسته، دریافتند که مدیران این شرکت­ها در سال­های قبل از ورشکستگی، با انگیزة مطلوب نشان دادن صورت­های مالی خود، سود را مدیریت می­کنند و با نزدیک شدن زمان ورشکستگی، رفتار مدیریت سود معکوس می­شود. جالب­تر این­که آنان مشاهده کردند که رفتارِ مدیریتِ سود در شرکت‌های ورشکسته­ای که مرتکب تقلب شده بودند با رفتار مدیریتی شرکت­های ورشکسته­ای که تقلب نکرده بودند متفاوت است. به این ترتیب که مدیریت سود شرکت­های ورشکسته­ای که تقلب نکرده بودند، قبل از زمان ورشکستگی معکوس شده، درحالی­که در شرکت­های ورشکستة متقلب، مدیریت سود، معکوس نبوده است. آن­ها همچنین دریافتند که نوع صنعت بر رابطة متغیرهای اصلی پژوهش اثری نداشته است.

ژو و هوساین[32]، در بررسی اقلام تعهدی غیرعادی در شرکت­های انگلیسی، در سال­های 1994 تا 2004، بعد از کنترل عواملی نظیر اندازة شرکت، سودآوری، رشد، عدم تقارن اطلاعاتی و بدهی، دریافتند که بحران مالی، تعیین­کنندة اقلام تعهدی غیرعادی است. یافته­های گارسیالارا و همکارانش[13] حاکی از این ادعا است که شرکت­های ورشکستة انگلیسی، در چهار سال قبل از ورشکستگی، سود را به سمت بالا مدیریت می­کنند و این دستکاری، هم از طریق اقلام تعهدی و هم به شکل دستکاری فعالیت­های واقعی انجام می­گیرد. آن­ها از محافظه­کاری مشروط، به عنوان معیاری برای سنجش قابلیت اتکا بهره بردند و نشان دادند که این دو نوع دستکاری، منجر به کاهش قابلیت اتکای سود می­شود. در مقابل حبیب و همکارانش[15] مشاهده کردند که شرکت­های ورشکسته، نسبت به شرکت­های غیرورشکسته، بیشتر درگیر رویه­های مدیریت کاهندة سود می‌شوند.

لی و همکارانش[20] با بررسی شرکت­های چینی، در سال­های 2003 تا 2007، دریافتند که شرکت­های ورشکسته، مدیریت سود فرصت­طلبانه را ترجیح می‌دهند، در مقابل شرکت­هایی که دچار بحران مالی نیستند، مدیریت سود کارا را انتخاب می‌کنند.

پلات و پلات[23] در برررسی رابطة ورشکستگی و ویژگی­های هیأت مدیره، دریافتند که اندازة کمیتة حسابرسی، به وضعیت مالی شرکت مرتبط است. یافته‌های آن­ها نشان داد که کمیتة حسابرسیِ شرکت‌های ورشکسته، به­طور متوسط، 3.89 عضو و شرکت‌های غیرورشکسته تعداد عضو کمتر یعنی 3.45 عضو داشته­اند. آن­ها علاوه بر این، مشاهده نمودند که بین درصد مدیران مستقل که در کمیتة حسابرسی و شرکت­های ورشکسته و یا غیرورشکسته خدمت می‌کنند، اختلاف معناداری وجود دارد. کمیتة حسابرسی به همراه حسابرسان شرکت، این اطمینان را ایجاد می­کنند که صورت­های مالی حسابرسی شده، وضعیت مالی شرکت را، درست و دقیق، منعکس می‌کنند.

اعتمادی و همکارانش[11] به بررسی حجم اقلام تعهدی اختیاری در یک دورة پنج­سالة قبل ورشکستگی پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که شرکت­ها در دورة بحران مالی، درگیر مدیریت سود می­شوند و رویه­های مدیریت سود در سه سال قبل ورشکستگی آشکار است. آن­ها نیز دریافتند که اقلام تعهدی اختیاری در سال قبل ورشکستگی به بالاترین سطح خود می­رسد و به­طورکلی شرکت­های ورشکسته، مدیریت سود کاهشی را در پیش می­گیرند.

 

مبانی نظری و بسط فرضیات پژوهش

دستکاری حسابداری

شرکت­ها با نزدیک شدن به زمان ورشکستگی، از طریق کاهش مواردی مثل بهای تمام شدة کالای فروخته شده، احتمالاً درگیر رویه­های مدیریت سود افزایشی می­شوند. احتمال زیادی وجود دارد که خوش­بینی مفرط مدیران نسبت به این که عملکرد شرکت در دوره­های بعد بهبود خواهد یافت، باعث شود که آن­ها به دستکاری افزایشی سود اقدام کنند. این امر حتی زمانی­که آن­ها بر این نکته واقفند که اقداماتشان انباشته و در آینده معکوس خواهد شد، ممکن است رخ دهد[14]. به این ترتیب، فرضیة اول به صورت زیر مطرح می‌شود:

فرضیة اول: در میزان دستکاری اقلام تعهدی در شرکت­های ورشکسته، در سال قبل ورشکستگی، با شرکت­های غیرورشکسته، تفاوت معناداری وجود دارد.

نتایج پژوهش­ها نشان می­دهد که تغییر حسابرس، می­تواند استقلال حسابرسان را افزایش دهد و در نتیجه از طریق کاهش انگیزه برای ارتکاب اعمال متقلبانه و تبانی با شرکت­ها، کیفیت حسابرسی را بهبود بخشد[21].

کیم و همکارانش[18] تأثیر تغییر حسابرس بر مدیریت سود را، در بازار کرة جنوبی، مورد بررسی قرار دادند. در کرة جنوبی، مقامات قانونی، برای شرکت­هایی که انتظار می­رود انگیزة بالایی برای مدیریت سود داشته باشند، حسابرسان مشخصی انتخاب می­کنند. بدین ترتیب از سال 1991 تا 2000، 15 تا 17% شرکت­های پذیرفته شده در بورس کرة جنوبی، مجبور به تغییر حسابرس خود شدند. پژوهش­های آن­ها نشان می­دهد که میزان تعهدهای اختیاری برای شرکت­هایی که ملزم به تغییر حسابرس شدند، نسبت به سایر شرکت­ها پایین­تر است. از طرف دیگر، میزان تعهدهای اختیاری برای شرکت­هایی که مجبور به تعویض حسابرس می­شدند، نسبت به شرکت­هایی که داوطلبانه حسابرس خود را عوض می‌کردند پایین‌تر بود. یافته‌های آن­ها مهر تأییدی بر این دیدگاه بود که تغییر حسابرس، کیفیت حسابرسی و در نهایت قابلیت اتکای گزارشگری مالی را بالا می­برد.

با توجه به موارد مذکور، فرضیة دوم این پژوهش به شرح زیر بیان می‌شود:

فرضیة دوم: بین میزان دستکاری اقلام تعهدی، در شرکت­های ورشکسته، که در سال قبل ورشکستگی حسابرس خود را تغییر داده­اند، با سایر شرکت­های ورشکسته، تفاوت معناداری وجود دارد.

یافته‌های پژوهش­های گذشته از قبیل پژوهش دی آنجلو[7] نشان دهندة وجود رابطة مثبت بین اندازة حسابرس و کیفیت حسابرسی است. از طرفی حسابرسی باکیفیت­تر موجب کاهش مدیریت سود می‌شود[3و12]. بنابراین رابطة معکوسی بین اندازة حسابرس و مدیریت سود وجود خواهد داشت. به این ترتیب فرضیة سوم به شرح زیر تدوین می‌شود:

فرضیة سوم: در میزان دستکاری اقلام تعهدی در شرکت­های ورشکسته، که در سال قبل ورشکستگی توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ حسابرسی شده‌اند، با سایر شرکت­های ورشکسته تفاوت معناداری وجود دارد.

شایان ذکر است که سازمان بورس و اوراق بهادار، شرکت­های بزرگ را به انتخاب مؤسسات حسابرسی بزرگ الزام کرده و برای تعیین مؤسسات بزرگ حسابرسی، نوعی رتبه­بندی را در چهار رتبة الف، ب، ج و د، ارایه نموده است. در این پژوهش علاوه بر سازمان حسابرسی، از مؤسسات حسابرسی طبقه‌بندی‌شده در رتبة الف، به عنوان مؤسسات حسابرسی بزرگ استفاده شده است.

 

مدیریت سود واقعی

در این پژوهش به پیروی از روی چادهاری[25]، «دستکاری سود واقعی» چنین تعریف می­شود: «اقدامات انحرافی مدیریت از رویه­های معمول کسب و کار با هدف اولیة برآوردن آستانه­های خاصی از سود». هنگامی­که مدیران برای برآوردن اهداف سودشان به اقدامات واقعی متوسل می­شوند این انگیزه­های سود، به تصمیمات مالی، سرمایه­گذاری و عملیاتی غیربهینه منجر می­شود. اسکیپر[28]، مدیریت سود از طریق زمان­بندی تصمیم‌گیری­های تأمین مالی و سرمایه‌گذاری به منظور تغییر سود را مطرح کرد. پژوهش­های بعدی نیز تشریح کردند که مدیران زمان سرمایه­گذاری­ها و فروش دارایی‌های فرسوده را تعیین می­کنند[2]، پروژه­های پژوهش و توسعه را به تعویق می­اندازند یا رها می­کنند، شرایط اعتباری آسان­تری را ایجاد می کنند و به منظور دست­یابی به اهداف سود، هزینه­های لازم برای تبلیغات و نگهداری دارایی­ها را کاهش می­دهند[6]. بنابراین درحالی­که مدیریت سود واقعی، یک پدیدة کاملاً حسابداری نیست (یعنی مستقیماً از طریق حسابداری به­دست نمی­آید)، از طریق ارقام حسابداری بروز می­یابد.

دستکاری سود واقعی، در شرکت­های ورشکسته، با هدف افزایش سودهای جاری و به منظور پنهان کردن عملکرد ضعیف مدیر انجام می­گیرد. انتظار می‌رود وجود دستکاری سود واقعی جریان‌های نقد آتی را کاهش دهد و در نتیجه موجب کاهش ارزش شرکت شود. همان­طور که پیسنل و همکاران[22] اشاره نموده­اند استفاده از استراتژی­های عملیاتی غیربهینه از برگشت اقلام تعهدی پرهزینه­تر است و در نتیجه شکل جسورانه‌تری از مدیریت سود است و آخرین منبع برای مدیریت محسوب می­شود. با وجود این­که دستکاری سود واقعی، هزینه­بر است ولی هزینة ورشکستگی بیشتر از آن است. با توجه به مطالب بالا، فرضیة چهارم پژوهش به این صورت بیان می­شود:

فرضیة چهارم: بین میزان دستکاری سود واقعی در شرکت­های ورشکسته، در سال قبل ورشکستگی، با شرکت­های غیرورشکسته، تفاوت معناداری وجود دارد.

همان­گونه که قبلاً نیز به آن اشاره شد، تغییر حسابرس به عنوان ابزاری برای تقویت استقلال حسابرس، بهبود کیفیت حسابرسی و کاهش احتمال وقوع شکست حسابرسی به کار می­رود. از این رو می‌توان فرضیة پنجم را نیز چنین بیان کرد:

فرضیة پنجم: بین میزان مدیریت سود واقعی در شرکت­های ورشکسته که در سال قبل ورشکستگی حسابرس خود را تغییر داده­اند، با سایر شرکت­های ورشکسته، تفاوت معناداری وجود دارد.

وجود حسابرسی با کیفیت بالا، فرصت مدیریت سود را برای مدیران کاهش می­دهد. از این گذشته اندازة حسابرس، یکی از عوامل تعیین کنندة کیفیت حسابرسی است. پس فرضیة ششم پژوهش به صورت زیر طرح می‌شود:

فرضیة ششم: بین میزان مدیریت سود واقعی در شرکت­های ورشکسته که در سال قبل از ورشکستگی، توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ حسابرسی شده­اند، با سایر شرکت­های ورشکسته، تفاوت معناداری وجود دارد.

 

روش پژوهش

جامعة آماری این مطالعه، شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است و نمونة آماری آن با اعمال 4 معیار انتخاب شده است: 1- سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند ماه باشد؛ 2- در سال­های 1380 تا 1389 سال مالی و یا فعالیتش را تغییر نداده باشد؛ 3- شرکت سرمایه‌گذاری و واسطه­گری مالی نباشد و 4- اطلاعات مالی مورد نیاز در دسترس باشد. از آنجا که در دورة زمانی پژوهش، تنها 41 شرکت ورشکسته معیارهای مذکور را داشتند، همة آنها به عنوان نمونه انتخاب شدند. بنابراین از میان شرکت­های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران در دورة زمانی 1380- 1389، 41 شرکت ورشکسته و 41 شرکت غیرورشکسته (که به لحاظ نوع صنعت و اندازه مشابهند) انتخاب شدند و همة اطلاعات مورد نیاز، از طریق وب­سایت­های بورس اوراق بهادار تهران و نرم افزار «ره­آورد نوین»، استخراج شد. شایان ذکر است که معیار سنجش ورشکستگی شرکت‌ها، مادة 141 قانون تجارت و نیز میزان کل دارایی­های شرکت بوده است.

 

 

 

اندازه‌گیری دستکاری اقلام تعهدی حسابداری

شرکت­های ورشکسته سعی دارند تا با استفاده از اقلام تعهدی سودافزا، عملکرد بحرانی خود را پنهان کنند. در این پژوهش به منظور برآورد اقلام تعهدی غیر عادی، از مدل کازنیک[13] استفاده شده است. برای برازش مدل مزبور، از تمام مشاهدات شرکت­های ورشکسته و غیرورشکسته، استفاده شده است.

(1) WCA / TAt-1 = α0 (1/ TAt-1) + α1 (∆REV/ TAt-1) + α2 (∆CFO/ TAt-1) + τ t

که در آن، WCA: اقلام تعهدی سرمایه در گردش، ∆REV: تغییر در درآمدها، و ∆CFO تغییر در جریان نقد عملیاتی است.

سپس برای هر شرکت، مقدار تعهدی سرمایه در گردش غیرعادی محاسبه می­شود:

(2) AWCAt /TAt-1 = WCAt /TAt-1 - [α0(1/ TAt-1) + α1 (∆REVt - ∆RECt )/TAt-1+ α2 ∆CFO t / TAt-1]

که در آن، AWCA: اقلام تعهدیِ سرمایه در گردش غیرعادی و ∆REC: تغییر در حساب­های دریافتنی است.

 

اندازه‌گیری دستکاری سودهای واقعی

نتایج پژوهش­های گذشته نشان می­دهد که شرکت‌های ورشکسته با ارائة شرایط آسان‌تر فروش اعتباری، سعی دارند که فروش را به سمت بالا دستکاری کنند. در این پژوهش، به منظور تحلیل وجود دستکاری فعالیت­های واقعی، بر روی یک نوع خاص از مدیریت سود واقعی، یعنی دستکاری فروش، تمرکز شده و از روش به­کار رفته توسط روی چادهاری[25] استفاده شده است. در ابتدا فعالیت جریان نقد عادی محاسبه و بنابراین رگرسیون زیر برآورد می شود:

(3) CFO/ TAt-1 = α0 (1/ TAt-1) + α1 (REV/ TAt-1) + α2 (∆REV/ TAt-1) + e t

برای هر مشاهده، با کم کردن جریان نقد عملیاتی عادی که با استفاده از ضرایب α معادلة بالا به دست می­آید، از جریان نقد عملیاتی واقعی شرکت، جریان نقد عملیاتی غیرعادی(ACFO) حاصل می­شود. به پیروی از پلات و پلات[26] برای آزمون فرضیات، از آزمون مقایسة میانگین دو جامعه استفاده می­شود.

 

 

 

 

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

آمار توصیفی مربوط به متغیرهای مورد استفاده در این پژوهش، در جدول 1 نمایش داده شده است. همان گونه که مشاهده می­شود، میانگین اقلام تعهدی غیرعادی در شرکت­های ورشکسته، بیشتر از شرکت‌های غیرورشکسته است. علاوه بر این، درآمد و جریان­های نقد در شرکت­های غیرورشکسته از شرکت­های ورشکسته بیشتر است.


جدول (1) آمار توصیفی

 

شرکت­های غیرورشکسته

شرکت­های ورشکسته

 

میانگین

میانه

انحراف معیار

میانگین

میانه

انحراف معیار

درآمد

855/0

833/0

423/0

781/0

730/0

410/0

جریان نقد

111/0

127/0

1390/0

033/0

025/0

135/0

کل اقلام تعهدی

006/0

012/0

130/0

101/0

022/0

145/0

اقلام تعهدی غیرعادی

0722/0

044/0

062/0

081/0

060/0

075/0

 


اقلام تعهدی غیرعادی

به منظور سنجش فرضیات اول تا سوم، از آزمون مقایسة میانگین قدرمطلق اقلام تعهدی اختیاری در دو جامعه استفاده می­شود. برای مورد آزمون قرار دادن تساوی میانگین دو جامعه، لازم است ابتدا به این سؤال پاسخ داده شود که: آیا واریانس دو جامعه برابر است یا خیر؟ با توجه به اطلاعات مندرج در بخش اول جدول 2 از آنجا که sig مربوط به آزمون تساوی واریانس­ها (آزمون لوین[1]) بیشتر از سطح معنی­داری 5% (0.218) است؛ فرض برابری واریانس­ها پذیرفته می‌شود و اطلاعات سطر اول برای نتیجه­گیری در مورد میانگین، مورد بررسی قرار می­گیرد.

چون sig آزمون تساوی میانگین با فرض تساوی واریانس، کمتر از 5% (020/0) است؛ فرض عدم تساوی میانگین دو گروه پذیرفته شده و می‌توان گفت در میزان دستکاری اقلام تعهدی در شرکت­های ورشکسته در سال قبل از ورشکستگی با شرکت­های غیرورشکسته، تفاوت معناداری وجود دارد. بدین ترتیب فرضیة اول تأیید می­شود و ازآنجا که حد پایین و بالا مثبت است می­توان گفت که میانگین جامعة اول از جامعة دوم بزرگ­تر است؛ به عبارت دیگر میزان قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری در شرکت‌های ورشکسته بیشتر از شرکت­های غیرورشکسته است. بنابراین می‌توان اظهار داشت که شرکت­های ورشکسته در سال قبل ورشکستگی به مدیریت سود می­پردازند.

در بخش دوم جدول 2 مشاهده می­شود که sig مربوط به آزمون تساوی واریانس­ها کمتر از سطح معنی­داری 5% (031/0) است؛ به این معنا که فرض برابری واریانس­ها رد شده و اطلاعات سطر دوم برای نتیجه­گیری در مورد میانگین مورد تحلیل قرار می­گیرد.

ازآنجایی که sig آزمون تساوی میانگین با فرض عدم تساوی واریانس کمتر از 5% (029/0) است؛ فرض عدم تساوی میانگین دو گروه پذیرفته شده و می‌توان گفت در میزان دستکاری اقلام تعهدی در شرکت­های ورشکسته که در سال قبل ورشکستگی حسابرس خود را تغییر داده‌اند با سایر شرکت­های ورشکسته، تفاوت معناداری وجود دارد. بدین ترتیب فرضیة دوم نیز تأیید می­شود و چون حد پایین و بالا منفی است میانگین جامعة اول از جامعة دوم کوچک­تر است. بنابراین میزان قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری در شرکت­های ورشکسته که در سال قبل ورشکستگی حسابرس خود را تغییر داده­اند کمتر از سایر شرکت­های ورشکسته است. درنتیجه تغییر حسابرس، موجب کاهش مدیریت سود در شرکت­های ورشکسته در سال قبل از ورشکستگی شده است.

 

 

جدول (2) نتایج حاصل از آزمون مقایسة میانگین دو جامعه با استفاده از قدرمطلق اقلام تعهدی غیرعادی

بخش اول- شرکت­های ورشکسته در مقابل شرکت­های غیرورشکسته

 

آمارة f

sig

آمارة t

sig

حد پایین

حد بالا

تساوی واریانس

222/1

218/0

225/2

020/0

011/0

063/0

عدم تساوی واریانس

112/2

021/0

009/0

066/0

بخش دوم- شرکت­های ورشکسته دارای تغییر حسابرس در سال قبل ورشکستگی در مقابل سایر شرکت­های ورشکسته

تساوی واریانس

211/4

031/0

387/1-

114/0

079/0-

010/0

عدم تساوی واریانس

157/2-

029/0

065/0-

078/0-

بخش سوم- شرکت­های ورشکستة حسابرسی شده توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ در سال قبل ورشکستگی، در مقابل سایر شرکت­های ورشکسته

تساوی واریانس

765/0

428/0

615/0

513/0

013/0-

045/0

عدم تساوی واریانس

761/0

543/0

066/0-

007/0
                   

 

 

در بخش سوم جدول 2، نتایج حاصل از آزمون فرضیة سوم ارایه شده است. همان­گونه که مشاهده می‌شود با توجه به این­که  sigمربوط به آزمون تساوی واریانس­ها از سطح معنی داری 5% (428/0) بیشتر است؛ فرض برابری واریانس­ها پذیرفته می­شود و اطلاعات سطر اول برای نتیجه­گیری در مورد میانگین مورد بررسی قرار می­گیرد.

ازآنجا که sig آزمون تساوی میانگین با فرض عدم تساوی واریانس، کمتر از 5% (513/0) نیست؛ فرض عدم تساوی میانگین دو گروه رد می‌شود و می‌توان گفت در میزان دستکاری اقلام تعهدی در شرکت­های ورشکستة حسابرسی شده توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ، با سایر شرکت­های ورشکسته، تفاوت معناداری وجود ندارد. بدین ترتیب فرضیة سوم رد می­شود و می‌توان گفت اندازة حسابرس نقشی در کاهش مدیریت سود شرکت­های ورشکسته در سال قبل از ورشکستگی ندارد.

 

جریان نقد غیرعادی

نتایج حاصل از آزمون مقایسة میانگین قدرمطلق جریان­های نقد غیرعادی در دو جامعه، در جدول 3 ارایه شده است. در بخش اول جدول 3، مشاهده می‌شود که با توجه به این­که  sig مربوط به آزمون تساوی واریانس­ها کمتر از سطح معنی‌داری 5% (010/0) است؛ فرض برابری واریانس‌ها مردود است و اطلاعات سطر دوم برای نتیجه­گیری در مورد میانگین، مورد تحلیل قرار می­گیرد.

چون sig آزمون تساوی میانگین با فرض عدم تساوی واریانس، از 5% (012/0) کمتر است؛ ادعای عدم تساوی میانگین دو گروه پذیرفته می­شود و می‌توان گفت در میزان مدیریت سود واقعی در شرکت‌های ورشکسته و شرکت­های غیرورشکسته تفاوت معناداری وجود دارد. بدین ترتیب فرضیة چهارم تأیید می­شود. با توجه به این که حد پایین و بالا مثبت است، میانگین جامعة اول از جامعة دوم بزرگ­تر است؛ به عبارت دیگر میزان قدر مطلق جریان نقد غیرعادی در شرکت­های ورشکسته بیشتر از شرکت­های غیرورشکسته است، بنابراین شرکت­های ورشکسته نسبت به سایر شرکت­ها، بیشتر مرتکب دستکاری فعالیت­های واقعی شده­اند.

در بخش دوم جدول 3، مشاهده می­شود که sig مربوط به آزمون تساوی واریانس­ها کمتر از سطح معنی­داری 5% (008/0) است؛ بنابراین فرض برابری واریانس­ها رد می­شود و اطلاعات سطر دوم برای نتیجه­گیری در مورد میانگین مورد بررسی قرار می‌گیرد.

چون sig آزمون تساوی میانگین با فرض عدم تساوی واریانس کمتر از 5% (001/0) است؛ ادعای عدم برابری میانگین دو گروه پذیرفته شده و می­توان گفت تفاوت معناداری در میزان مدیریت سود واقعی در شرکت­های ورشکسته که در سال قبل ورشکستگی حسابرس خود را تغییر داده­اند با سایر شرکت­های ورشکسته وجود دارد. بدین ترتیب، فرضیة پنجم تأیید می­شود. ازآنجا که حد پایین و بالا منفی است، میانگین جامعة اول از جامعه دوم کوچکتر خواهد بود. به عبارت دیگر میزان قدر مطلق جریان نقد غیرعادی در شرکت­های ورشکسته که در سال قبل از ورشکستگی، حسابرس خود را تغییر داده­اند، کمتر از سایر شرکت‌های ورشکسته است؛ بنابراین شرکت­های ورشکسته­ای که در سال قبل ورشکستگی حسابرس خود را تغییر داده­اند، نسبت به سایر شرکت­های ورشکسته، بیشتر مرتکب دستکاری فعالیت­های واقعی شده­اند.

 

 

جدول (3) نتایج حاصل از آزمون مقایسة میانگین دو جامعه، با استفاده از قدرمطلق جریان نقد غیرعادی

بخش اول- شرکت­های ورشکسته در برابر غیرورشکسته

 

آمارة f

sig

آمارة t

sig

حد پایین

حد بالا

تساوی واریانس

856/9

010/0

541/2

011/0

013/0

091/0

عدم تساوی واریانس

621/2

012/0

013/0

090/0

بخش دوم- شرکت­های ورشکسته دارای تغییر حسابرس در سال قبل ورشکستگی در مقابل سایر شرکت­های ورشکسته

تساوی واریانس

281/7

008/0

456/2-

027/0

211/0-

012/0-

عدم تساوی واریانس

945/3-

001/0

099/0-

031/0-

بخش سوم- شرکت­های ورشکستة حسابرسی شده توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ در سال قبل ورشکستگی، در مقابل سایر شرکت­های ورشکسته

تساوی واریانس

042/1

184/0

744/1

286/0

036/0-

064/0

عدم تساوی واریانس

593/1

111/0

178/0-

061/0

 

 

در بخش سوم جدول 3، مشاهده می­شود که با توجه به این­که  sig مربوط به آزمون تساوی واریانس­ها بیشتر از سطح معنی­داری 5% (184/0) است؛ فرض برابری واریانس­ها پذیرفته شده و اطلاعات سطر اول برای نتیجه­گیری در مورد میانگین، مورد بررسی قرار می­گیرد.

ازآنجا که sig آزمون تساوی میانگین با فرض تساوی واریانس، کمتر از 5% (286/0) نیست؛ فرض عدم تساوی میانگین دو گروه رد می­شود و می‌توان گفت در میزان مدیریت سود واقعی در شرکت­های ورشکستة حسابرسی شده توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ، با سایر شرکت­های ورشکسته، تفاوت معناداری وجود ندارد. بدین ترتیب فرضیة ششم رد می­شود و اندازة حسابرس، نقشی در کاهش مدیریت سود واقعی شرکت­های ورشکسته در سال قبل از ورشکستگی ندارد.

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادهای پژوهش

در این پژوهش، در ابتدا کیفیت سود در شرکت‌های ورشکسته مورد بررسی قرار گرفت. از آنجا که مدیران برای پنهان نمودن عملکرد ضعیف، دو ابزار متفاوت دستکاری حسابداری (اقلام تعهدی) و دستکاری فعالیت­های واقعی را در اختیار دارند، بنابراین در پژوهش حاضر از دو مدل اقلام تعهدی اختیاری[17] و مدل جریان­های نقدی غیرعادی[25] استفاده شد. یافته­های پژوهش بیانگر آن است که شرکت­های ورشکسته در سال قبل از ورشکستگی، چه از طریق دستکاری اقلام تعهدی و چه از طریق فعالیت­های واقعی، به مدیریت سود می­پردازند. علیرغم این­که دیگر پژوهشگران به بررسی رابطة کیفیت سود و کیفیت حسابرسی پرداخته‌اند[6 و 18 و 24]، در این مطالعه سعی بر این بوده است که شواهدی از تأثیر ویژگی­های حسابرس در شرکت­های ورشکسته در بورس اوراق بهادار تهران، ارایه شود. به این ترتیب در ادامه، نقش تغییر و اندازة حسابرس در چنین شرکت‌هایی مورد توجه قرار گرفت و میانگین قدرمطلق اقلام تعهدی اختیاری و قدرمطلق جریان نقد غیرعادی در بین شرکت­های ورشکسته­ای که در سال قبل ورشکستگی، حسابرس خود را تغییر داده­اند با سایر شرکت­های ورشکسته و همچنین شرکت­های ورشکستة حسابرسی شده توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ، با سایر شرکت­های ورشکسته، مورد مقایسه قرار گرفت. یافته­ها نشان داد که اگرچه تغییر حسابرس در سال قبل از ورشکستگی، موجب کاهش مدیریت سود(کاهش قدرمطلق اقلام تعهدی اختیاری و کاهش قدرمطلق جریان نقد غیرعادی) شده، اندازة حسابرس تأثیری بر میزان مدیریت سود نداشته است. این نتایج با یافته­های بکر و همکاران[3] مغایر و با یافته­های کرمی و همکاران[1] مبنی بر این که وجود روابط طولانی‌تر با حسابرس، باعث گزارش سطح بیشتری از قدرمطلق اقلام تعهدی اختیاری می­شود، سازگار است.

شواهد فراهم شده در پژوهش حاضر می­تواند برای قانون­گذارانی که به منظور جلوگیری از رفتار فرصت‌طلبانه، قوانین راهبری شرکتی را توسعه می­دهند و پیاده می­کنند مفید واقع شود. نیز می­تواند در شناخت بهتر این­که چطور مدیران اختیار ذاتی موجود در استانداردهای حسابداری را برای پنهان نمودن عملکرد ضعیف شرکت­های بحران­زده به­کار می­گیرند، به حسابداران کمک کند. این نتایج برای سایر بخش­ها از جمله تحلیل­گران، اعتباردهندگان و پژوهشگران که از ارقام حسابداری در جهت ارزیابی احتمال ورشکستگی، ریسک نکول و ارزش نقدینگی شرکت استفاده می‌کنند نیز، می­تواند سودمند باشد. به­علاوه از آنجا که مطابق با شواهد این پژوهش، اندازة حسابرس تأثیری بر میزان مدیریت سود در شرکت­های ورشکسته ندارد، از این رو قانون­گذاران، سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان، لازم است نسبت به بیش اتکایی به اندازة حسابرس، توجه کافی داشته باشند.


[1]. Levene

References

منابع
]1[ کرمی، غلامرضا؛ آمنه بذرافشان و امیر محمدی(1390). بررسی رابطة بین دورة تصدی حسابرس و مدیریت سود، دانش حسابداری، شمارة 4، صص82-65.
[2] Bartov, E. (1993). The Timing of Asset Sales and Earnings Manipulation. The Accounting Review, 68(4): 840–855.
[3] Becker, CL, M.L. DeFond, J. Jiambalvo and K.R. Subramanyam. (1998). The Effect of Audit Quality on Earnings Management, Contemporary Accounting Research, Vol. 15, No. 1, pp. 1-24.
[4] Butler, M., Leone, A. J. and Willenborg M. (2004). An Empirical Analysis of Auditor Reporting and Its Association with Abnormal Accruals. Journal of Accounting and Economics, 37(2): 139–165.
[5] Charitou, A., Lambertides, N. and Trigeorgis, L. (2007). Earnings Behaviour of Financially Distressed Firms: The Role of Institutional Ownership. Abacus, 43(3): 271–296.
[6] Cohen, D.A., Dey, A., and Lys, T.Z. (2008). Real and Accrual Based Earnings Management in the Pre and Post Sarbanes-Oxley Periods. Accounting Review, 83(3):757-787.
[7] DeAngelo, L. E. (1981). Auditor Size and Audit Quality, Journal of Accounting and Economics, Vol. 3, No. 3, 183-199.
[8] DeAngelo, H., DeAngelo L. and Skinner, D. J. (1994). Accounting Choice in Troubled Companies. Journal of Accounting and Economics, 17(1–2): 113–143.
[9] Dechow, P. M., Kothari S. P. and Watts R. L. (1998). The Relation between Earnings and Cash Flows. Journal of Accounting and Economics, 25(2): 133–168.
[10] DeFond, M. L. and Jiambalvo J. (1994). Debt Covenant Violation and Manipulation Of Accruals. Journal of Accounting and Economics, 17(1–2): 145–176.
[11] Etemadi, H. Dastgir, M. Momeni, M and Farajzadeh Dehkordi, H. (2012). Discretionary Accruals Behavior of Iranian Distressed Firms. Middle Eastern Finance and Economics, 16: 44–53.
[12] Francis, J.R., E.L. Maydew and H.C. Sparks (1999), The Role of Big Six Auditors in the Credible Reporting Of Accruals, Auditing. Journal of practice & Theory, Vol. 18, pp.17-34.
[13] Garcia Lara, J.M., Garcia Osma, B.and Neophytou,E. (2009), Earnings Quality In Ex-Post Failed Firms. Accounting andBusiness Research, 39(2): 119-138.
[14] Graham, J. R., Harvey, C. R. and Rajgopal, S. (2005). The Economic Implications of Corporate Financial Reporting Journal of Accounting and Economics, 40(1–3): 3–73.’.
[15] Habib. A, Bhuiyan, B. and Islam, A., (2013) Financial Distress, Earnings Management and Market Pricing of Accruals During The Global Financial Crisis, Managerial Finance, Vol. 39 Iss: 2, pp.155 - 180
[16] Johnson V.E., Khurana I.K. and Reynolds J.K. (2002). Audit-Firm Tenure and the Quality of Financial Reports. Contemporary Accounting Research, Vol. 19, Issue 4, pp. 637-660.
[17] Kasznik, R. (1999) on the Association between Voluntary Disclosure and Earnings Management, Journal of Accounting Research, 37(1), 57–81.
[18] Kim, J.B., Min, C.K. and Yi, C. H. (2004). Selective Auditor Rotation and Earnings Management: Evidence from Korea. On line, http://www.ssrn.com.
[19] Leach, R. Newsom, P. (2007). Do Firms Manage Their Earnings Prior To Filing For Bankruptcy? Academy of Accounting and Financial Studies Journal, 11(3).
[20] Li F., Abeysekera, I. and Ma, S. (2011). Earnings Management and The Effect of Earnings Quality In Relation To Stress Level and bankruptcy Level of Chinese Listed Firms. Corporate Ownership and Control, 9 (1), 366-391.
[21] Lowensohn, S., Reck, J., Casterella, J. and Lewis, B. (2007), An Empirical Investigation of Auditor Rotation Requirement. Working paper.
[22] Peasnell, K. V., Pope P. F. and Young S. (2000). Accrual Management to Meet Earnings Targets: UK Evidence Pre- and Post-Cadbury. British Accounting Review, 32(4): 415–445.
[23] Pllat, H. and Pllat M. (2011). Corporate Board Attributes and Bankruptcy. Journal of Business Research.
[24] Rosner, R. L. (2003). Earnings Manipulation in Failing Firms. Contemporary Accounting Research, 20(2) 361-408.
[25] Roychowdhury, S. (2006). Management of Earnings through The Manipulation Of Real Activities That Affect Cash Flow From Operations. Journal of Accounting and Economics, 42(3): 335–370.
[26] Saleh N. M. and Ahmed, K. (2005). Earnings Management of Distressed Firms during Debt Renegotiation. Accounting and Business Research, 35(1): 69–86.
[27] Schilit, Howard M. (2002). Financial Shenanigans: How to Detect Accounting Gimmicks and Fraud in Financial Reports. New York: McGraw-Hill.
[28] Schipper, K. (1989). Commentary on earnings management. Accounting Horizons, 3(4): 91–102.
[29] Smith, M., Kestel, J. and Robinson, P. (2001). Economic Recession, Corporate Distress and Income Increasing Accounting Policy Choice. Accounting Forum, 25(4) 335-352.
[30] Sweeney, A. P. (1994). Debt-Covenant Violations and Managers’ Accounting Responses. Journal of Accounting and Economics, 17(3): 281–308.
[31] Watts, R. L. and Zimmerman J. L. (1986). Positive Accounting Theory. Prentice-Hall, Inc.: Upper Saddle River, New Jersey, NJ.
[32] Zuo, L. and Hussain, S. (2008). Debt-Covenant Violations and Managers Accounting Responses. Applied Financial Economics Letters, 4: 183–186.
 
 
 
 

Files

Share

How to cite

Statistics