بررسی تأثیر متمایز انحراف از فعالیت‎های واقعی و مدیریت واقعی سود در خطر سقوط قیمت سهام

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، اقتصاد و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران

2 مربی گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، اقتصاد و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران

چکیده

هدف: با توجه به مطالعات گذشته مبنی بر اینکه بعد از اعمال قانون ساربنز آکسلی (2002) در امریکا و به موازات آن، آیین‌نامۀ حاکمیت شرکتی در ایران، مدیران شرکت‌ها از مدیریت سود حسابداری به مدیریت واقعی سود روی آورده‌اند؛ بنابر‌این گفتنی است انحراف از فعالیت‌های واقعی شرکت با هدف مدیریت واقعی سود، در پیش‌بینی خطر سقوط قیمت سهام در شرایط کاهش قدرت پیش‌بینی‌کنندگی مدیریت سود با اقلام حسابداری، نقش فزاینده‌ای خواهد داشت.
روش: از این رو، در پژوهش حاضر، تأثیر متمایز انحراف از فعالیت‌های واقعی و مدیریت واقعی سود در خطر سقوط قیمت سهام در دورۀ بعدی با روش مدیریت واقعی سود مطالعه شده است.
نتایج: نتایج نشان داد انحراف فعالیت‌های واقعی شرکت در مقایسه با میانگین صنعت مربوط به‌طورمستقیم، در خطر سقوط آتی قیمت سهام تأثیر دارد. در پژوهش حاضر مطابق با پژوهش‌های گانی (2010) و روی‌چوداری (2006) از رویکرد سال - شرکت‌های مظنون به مدیریت سود برای شناسایی شرکت‌هایی استفاده شد که انحراف از فعالیت‌های واقعی آنها با هدف مدیریت واقعی سود بوده است. نتایج نشان داد شرکت‌های با مدیریت واقعی ‌سود فزاینده، افزایش زیادی را در سقوط قیمت سهام خود در سال آینده تجربه می‌کنند.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Studying the Distinct Impact of Abnormal Real Operations and Real Earnings Management on the Subsequent Crash Risk in Stock Prices

نویسندگان [English]

  • Rasoul Baradaran hasanzadeh 1
  • nesa Heshmat 2
1 Islamic Azad University, Tabriz, Iran
2 Islamic Azad University, Tabriz, Iran
چکیده [English]

Objective: According to the prior studies it is posited that after Sarbanes-Oxley Act of 2002 in US and at the same time Iran’s Corporate Governance Regulation, managers shift from accrual earnings management to real earnings management. So, it can say that deviation from real operation’s predictive power for crash risk strengthens substantially, while discretionary accrual’s predictive power essentially dissipates.
Goal: The goal of this research is to evaluate the distinct impact of abnormal real operations and real earnings management on the subsequent crash risk in stock prices. Computed based on real earnings management (REM) models, firms' deviation in real operations from industry norms (DRO) is shown to be positively associated with their future crash risk. This study follow the Gunny (2010), and Roychowdhury (2006) suspect firm – years approach to address firms’ use of deviation from real operating  for real earnings management purposes.
Results: This analysis shows that REM-firms experience a significant increase in crash risk in the following year.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Crash risk
  • Deviation in real operations
  • Real earnings management
  • Suspect firm- years

مقدمه

هاتن و همکاران[1] (2009) بیان می‌کنند شرکت‌های با اقلام تعهدی اختیاری، در دوره‌های آتی، خطر سقوط قیمت سهام را تجربه می‌کنند. آنها معتقدند استفاده از اقلام تعهدی اختیاری با ذخیرۀ اطلاعات منفی مرتبط است؛ از این‌رو، هدف این پژوهش، بررسی این موضوع است که آیا انحراف شرکت از عملیات واقعی با خطر سقوط قیمت سهام مرتبط است؟ مشابه اقلام تعهدی اختیاری، دستکاری عملیات واقعی می‌تواند برای پنهان‌کردن اخبار بد دربارۀ عملکرد و چشم‌انداز شرکت استفاده شود. پیامدهای منفی چنین رویکردهایی می‌تواند موجب سقوط قیمت سهام شود؛ اما دستکاری عملیات واقعی متفاوت با دستکاری اقلام تعهدی، با پیامدهای اقتصادی واقعی همراه است. تحقق پیامدهای منفی می‌تواند به خطر سقوط قیمت سهام کمک کند. علاوه بر این، انحراف از عملیات واقعی، منعکس‌کنندۀ الگو‌های کسب و کار غیرمعمول شرکت‌‌ها است و مانع درک به‌موقع بازار از اطلاعات شرکت می‌شود؛ بنابراین انتظار می‌رود این ساز و کار به ارتباط انحراف از عملیات واقعی و خطر سقوط قیمت سهام کمک کند (هاتن و همکاران، 2009). عامل مهم برای خطر سقوط قیمت سهام، دستکاری عمدی اطلاعات است. جین و مایرز[2] (2006) پیش‌بینی می‌کنند ذخیرۀ اطلاعات منفی توسط افراد درون سازمان، به تأخیر در سقوط قیمت سهام منجر می‌شود. به‌طور خاص، زمانی که انباشت اطلاعات منفی به اوج خود می‌رسد، مدیران ممکن است مجبور به تخلیۀ تمام اطلاعات پنهان به بازار شوند و نتیجۀ آن بازده منفی زیاد برای شرکت است. هاتن و همکاران (2009) معتقدند شفاف‌نبودن اطلاعات به‌طور مثبتی با خطر سقوط قیمت سهام در آینده مرتبط است. این ادعا که اطلاعات منفی پنهان‌شده به سقوط قیمت سهام منجر می‌شود، با یافته‌های سایر پژوهشگران از قبیل کیم و همکاران[3] (2011) و کیم و ژانگ[4] (2015) مرتبط است. انگیزۀ این مطالعه، رشد پژوهش‌های مربوط به مدیریت سود در زمینۀ فعالیت‌های واقعی است. رشد گرایش به این موضوع به دلیل پاسخ به مبانی پژوهشی است که مدت‌ها بر مدیریت سود با اقلام تعهدی تأکید کرده‌اند. در حالی ‌که مطابق اظهارات گراهام و همکاران[5] (2005) مدیران به‌طور معمول، فعالیت‌های واقعی را به اقلام تعهدی برای مدیریت سود ترجیح می‌دهند. تجزیه و تحلیل پژوهش حاضر در زمینۀ ارتباط بین دستکاری فعالیت‌های واقعی و خطر سقوط قیمت سهام به این معنا است که مدیران تمایل بیشتری به استفاده از فعالیت‌های واقعی نسبت به اقلام تعهدی برای دستکاری سود دارند. هاتن و همکاران (2009) همزمان با کاهش استفاده از اقلام تعهدی اختیاری کشف کردند قدرت پیش‌بینی اقلام تعهدی اختیاری برای خطر سقوط قیمت سهام بعد از اجرایی کردن قانون ساربنز آکسلی ضعیف‌تر شده است. گفتنی است در سراسر این پژوهش از موضع محافظه‌کارانه‌ای در استفاده از واژۀ مدیریت واقعی سود استفاده شده ‌است؛ به این ‌صورت که زمانی انحراف از فعالیت‌های واقعی معادل مدیریت واقعی سود در نظر گرفته می‌شود که آن انحراف در سال - شرکت‌های مظنون به مدیریت واقعی سود (که انگیزۀ مدیریت برای دستکاری سود وجود دارد) اتفاق افتاده باشد. دلیل اصلی این رویکرد این است که انحراف از فعالیت‌های واقعی ممکن است در حد زیادی از رفتارهای بدون هدف مدیریت سود نشأت گرفته باشد (کوهن و همکاران، 2016 و فرانسیس و همکاران، 2016). در تدوین فرضیه‌های اصلی پژوهش نیز به‌طور عمدی اذعان شده است ساز و کارهای بدون مدیریت واقعی سود (یعنی تنها با انحراف از فعالیت‌های واقعی) به سقوط قیمت سهام منجر می‌شود. برای شناسایی مدیریت واقعی سودی که منتج از انحراف فعالیت‌های واقعی باشد، وقوع انحراف از فعالیت‌‌های واقعی لازم است؛ اما کافی نیست. بدین‌منظور، برای شناسایی دقیق‌تر مدیریت واقعی سود مطابق پژوهش‌های گانی[6] (2010)، ژانگ[7] (2012) و ژائو و همکاران[8] (2011) از یک نمونه از سال - شرکت‌های مظنون به مدیریت سود استفاده شده است. این مطالعه، درک پیامدهای مربوط به مدیریت واقعی سود را افزایش می‌دهد. مبانی تجربی به‌طور مکرر نشان داده است رفتارهای فرصت‌طلبانه برای اهداف مدیریت سود به‌طور معمول با دستکاری فعالیت‌های واقعی اتفاق می‌افتد (بوش، 1998، کوهن و زارویین، 2010، گانی، 2010 و ژانگ، 2012). افراد برون‌سازمانی، توانایی کمی برای متمایزکردن تصمیم‌های فرصت‌طلبانه از تصمیم‌های مشروع دارند. این عدم‌تقارن اطلاعاتی به مدیران کمک می‌کند اخبار منفی را با دستکاری فعالیت‌های واقعی پنهان کنند؛ با این حال، این احتمال وجود دارد که ارزش شرکت در آینده به خطر بیفتد. این پژوهش، مبانی مربوط به خطر کاهش قیمت سهام را با نمایش این واقعیت گسترش می‌دهد که دستکاری فعالیت‌های واقعی، قیمت سهام را تحت تأثیر قرار می‌دهد؛ بنابراین دستکاری فعالیت‌های واقعی به‌عنوان یک پیش‌بینی‌کنندۀ قوی عمل می‌کند. همانگونه که هاتن و همکاران (2009) اشاره می‌کنند خطر سقوط قیمت سهام برای مدیریت ریسک و انتخاب روش‌های قیمت‌گذاری مهم است. از این دیدگاه، نتایج این پژوهش برای سرمایه‌گذاران و مدیرانی که رویدادهای مالی بازار را دنبال می‌کنند، بسیار مفید است. علاوه بر این، از آنجایی که عملکرد سهام، گردش مالی مدیریت ارشد را تحت تأثیر قرار می‌دهد (فرانسیس و همکاران، 2016)، نتایج این پژوهش ممکن است نگرانی مدیران را دربارۀ تصمیم‌های خود در درگیرشدن در دستکاری فعالیت‌های واقعی افزایش دهد.

مبانی نظری

مدیران ممکن است به‌صورت فرصت‌طلبانه‌ای، سود را برای افزایش منافع شخصی دستکاری کنند. در مبانی پژوهش مشاهده می‌شود مدیران انگیزه‌های متفاوتی برای درگیرشدن در مدیریت سود فرصت‌طلبانه دارند؛ برای مثال، هیلی و والن[9] (1999) و باکر[10] و همکاران (2004) نشان دادند مدیران، سود را برای افزایش پاداش خود مدیریت می‌کنند؛ در حالی ‌که چانی و لویس[11] (1995) بیان می‌کنند مدیران ممکن است سودها را برای افزایش امنیت‌کاری دستکاری کنند (فرانسیس و همکاران، 2016). در این راستا،کوهن و زارویین (2010) نشان می‌دهند مدیران، سودها را برای ارسال اطلاعات خصوصی به سرمایه‌گذاران می‌توانند هموار کنند. در مبانی حسابداری، دو نوع مدیریت سود شناسایی شده است: مدیریت سود با اقلام تعهدی و مدیریت سود واقعی. مدیریت سود با اقلام تعهدی یعنی مدیران، سود را با اقلام تعهدی‌ای دستکاری می‌کنند که در آن درآمدها یا هزینه‌ها به محض تحقق یا تحمل شناسایی می‌شوند. مدیریت سود تعهدی در روند تعهدی رخ می‌دهد؛ در حالی‌ که شیوه‌های حسابداری انتخاب‌شده و برآوردهای حسابداری به‌طور عمد، سود گزارش‌شده را تحریف می‌کنند؛ بنابراین مدیریت سود با اقلام تعهدی به‌صورت مستقیم، جریان‌های نقدی را تحت تأثیر قرار نمی‌دهد و اثر آن در سود در دوره‌های بعدی حسابداری معکوس می‌شود. مدیریت سود واقعی برای گمراه‌کردن استفاده‌کنندگان از اطلاعات حسابداری استفاده می‌شود و استفاده‌کنندگان معتقدند اهداف سودآوری در دورۀ عادی انجام عملیات به دست می‌آید (کوتاری و همکاران، 2016). در این حالت، مدیران سود را با تغییر زمان‌بندی یا تغییر ساختار عملیات عادی مانند کاهش هزینه‌های تحقیق و توسعه، مخارج سرمایه‌ای و افزایش در تخفیف‌های قیمتی و غیره دستکاری می‌کنند. مدیریت واقعی سود، تأثیر مستقیمی در جریان‌های نقدی دارد و برای عملیات آتی زیان‌بار است (چن و همکاران، 2010)؛ با این حال، به نظر می‌رسد آشکارکردن مدیریت واقعی سود نسبت به مدیریت سود تعهدی سخت‌تر باشد؛ زیرا مدیریت واقعی سود آسان‌تر به‌عنوان فعالیت‌های عادی پنهان می‌شود. هزینه‌های مربوط به مدیریت اقلام تعهدی ناشی از نظارت و دادخواهی است؛ در حالی ‌که هزینه‌های مربوط به مدیریت سود واقعی، انحراف از عملیات مطلوب کسب و کار است و به عواقب منفی اقتصادی منجر می‌شود. مطالعات قبلی از مخارج تحقیق و توسعه و فروش دارایی‌ها برای دستکاری اطلاعات سود استفاده می‌کردند (فرانسیس و همکاران، 2016). ژنگ (2012) نشان می‌دهد مدیران به‌طور معمول، تصمیم‌های مربوط به مدیریت سود واقعی را قبل از مدیریت اقلام تعهدی اتّخاذ می‌کنند؛ بنابراین بین مدیریت اقلام تعهدی و مدیریت واقعی سود، رابطۀ جایگزینی وجود دارد. وی نشان داد مدیران به نوبۀ خود زمانی که با ریسک دعاوی حقوقی و نظارت خارجی مواجه می‌شوند، به مدیریت واقعی سود اقدام می‌کنند. بررسی یافته‌های برانز و مرچانت[12] (1990) نشان می‌دهد مدیران ترجیح می‌دهند از فعالیت‌های واقعی به جای اقلام تعهدی برای دستکاری سود استفاده کنند. جین و مایرز (2006) نشان دادند شفافیت گزارشگری کم شرکت‌ها موجب می‌شود مدیران اطلاعات منفی را پنهان کنند. زمانی که انباشت اطلاعات منفی به حداکثر می‌رسد افراد درون سازمان، تمایل بیشتری به پنهان‌کردن آنها دارند. آنها ممکن است تمام اخبار پنهان‌شده را به یکباره افشا کنند، چنین وضعیتی به بازده منفی زیادی منجر می‌شود. هاتن و همکاران (2009) شواهدی را برای حمایت از این ادعا فراهم می‌کنند. با شروع پژوهش‌های جین و مایرز (2006) پژوهشگران نگران عدم‌ تقارن اطلاعاتی به‌وجودآمده بین مدیران و سهامداران هستند. تضاد منافع بین مدیران و سهامداران ممکن است مدیران را ترغیب کند برای افزایش منافع شخصی خود تلاش کنند. اتّخاذ چنین رویکردی ممکن است با خطر سقوط سهام مرتبط باشد. در مطالعات قبلی، شواهد در زمینۀ مدیریت واقعی سود نشان داد مدیران از دستکاری و انحراف فعالیت‌های واقعی برای رسیدن به سود هدف خود استفاده می‌کنند (تنانی و همکاران، 1394، گانی، 2010، و کوهن و همکاران، 2010). مدیران ممکن است در کوتاه‌مدت به ‌دنبال رویه‌هایی باشند که در بلندمدت برای سهامداران بهینه نباشد. آنها در غیاب قراردادهای بهینه از مزایای اطلاعاتی خود استفاده می‌کنند و درگیر رفتارهای کوته‌بینانه و فرصت‌طلبانه می‌شوند (تنانی و همکاران، 1394). به‌طورکلی، چنین رفتارهایی ممکن است به دو شکل باشد: شکل اول مربوط به تصمیم‌های سرمایه‌گذاری است که هدف آنها ارزش‌گذاری زیاد موقتی است و شکل دوم مربوط به درگیرشدن در مدیریت سود برای حفظ قیمت متورم سهام است؛ با این ‌حال، این اعمال و رویه‌ها تحمل‌ناکردنی است و سرانجام زمانی که اصول واقعی آشکار شود به سقوط زیاد قیمت سهام منجر خواهد شد (آندرو و همکاران[13]، 2013)؛ بنابراین انتظار می‌رود انحراف از فعالیت‌های واقعی به سقوط آتی قیمت سهام منجر شود (حداقل از مجرای ساز وکارهای مربوط به مدیریت سود). اقلام تعهدی اختیاری نیز از مجرای همین ساز وکار به سقوط قیمت سهام منجر می‌شود؛ اما برخلاف اقلام تعهدی اختیاری، نیت بد در انحراف از فعالیت‌های واقعی، تأثیرات اقتصادی منفی به دنبال خواهد داشت. تحقق واقعی آن تأثیرات منفی فاجعه‌بار می‌شود و مدیریت را مجبور به تسلیم‌شدن دربارۀ پنهان‌کردن اخبار بد می‌کند. زمانی‌ که بازار ناگهان به‌طور همزمان، انتشار اخبار بد پنهان‌شدۀ قبلی و نتایج اقتصادی منفی ناشی از آن اخبار بد را می‌بیند، قیمت سهام به احتمال زیاد، سقوط عمیقی را تجربه می‌کند. (تعریف سقوط قیمت سهام، سه ویژگی مشخص دارد: 1) سقوط قیمت سهام، تغییر بسیار بزرگ و غیرمعمولی در قیمت سهام است که بدون وقوع یک حادثۀ مهم اقتصادی رخ می‌دهد، 2) این تغییرات بسیار بزرگ منفی است، 3) سقوط قیمت سهام، پدیده‌ای واگیردار در سطح بازار است؛ یعنی کاهش قیمت سهام فقط به یک سهم خاص منحصر نمی‌شود؛ بلکه شامل تمام انواع سهام موجود در بازار می‌شود (خدارحمی و همکاران، 1395)). از یک دیدگاه بدون مدیریت سود، مدیران انحراف از فعالیت‌های واقعی را برای تغییر باور سرمایه‌گذاران دربارۀ فرصت‌های رشد شرکت به‌کار می‌برند؛ برای مثال، بنملچ و همکاران[14] (2010)، کدیا و فیلیپون[15] (2009)، مک‌نیکلز و استابن[16] (2008) نشان دادند شرکت‌ها ممکن است برای اینکه چشم‌اندازی خوب و قوی دربارۀ فرصت‌های رشد خود بسازند، به سرمایه‌گذاری و استخدام نیروی بیش از حد اقدام کنند. پنهان‌کردن چشم‌انداز رشد واقعی در‌نهایت، به سقوط قیمت سهام در آیندۀ انتشار اطلاعات صحیح منجرمی‌شود. علاوه بر این، براساس استدلال بلرک و لیو[17] (2007) و کیم و همکاران (2011) پنهان‌کردن چشم‌انداز منفی رشد شرکت، سرمایه‌گذاران و هیأت‌ مدیره را از کشف و سپس کنارگذاشتن به‌موقع پروژه‌های با ارزش فعلی منفی باز می‌دارد؛ بنابراین تخصیص ناکارای طولانی‌مدت منابع شرکت، احتمال سقوط قیمت سهام را می‌تواند افزایش دهد. مباحث مطرح‌شدۀ بالا به توانایی انحراف از فعالیت‌های واقعی در اختیارکردن رفتارهای فرصت‌طلبانه منوط است. می‌توان اذعان کرد انحراف از فعالیت‌های واقعی فرصت‌طلبانه می‌تواند به تعدیلات شدید قیمت (نه لزوماً به سمت پایین) منجر شود. یک شرکت برای اینکه خود را به‌لحاظ استراتژیک از همتایانش در صنعت متمایز کند، ممکن است الگوی کسب ‌و کار منحصر به فردی را اتّخاذ کند و همین موضوع به‌طور خودکار، باعث ایجاد انحراف از فعالیت‌های واقعی می‌شود. در این حالت اگرچه قصد دستکاری عمدی اطلاعات وجود نداشته است، باز هم این نوع از انحراف از فعالیت‌های واقعی می‌تواند به تعدیل قیمت سهام منجر بشود؛ زیرا بازار، توانایی محدودی برای فهم به‌موقع تغییرات منحصر به فرد در کسب و کار شرکت در صنعت مربوط دارد (فرانسیس و همکاران، 2016)؛ برای مثال، تغییر شدید شرکت‌ها در مقایسه با همتایان خود در صنعت مربوط، عدم‌تقارن اطلاعاتی ایجاد می‌کند و زمانی‌که درنهایت، اطلاعات روشن و قطعی بیرون می‌آید، بازار تعدیل شدیدی را در ارزش تجربه می‌کند. با توجه به مطالب مطرح‌شده، فرضیۀ اصلی اول به این صورت تدوین می‌شود:

فرضیۀ اصلی 1: انحراف فعالیت‌های عملیاتی واقعی شرکت از میانگین صنعت در پیش‌بینی خطر سقوط قیمت سهام، تأثیر مثبت دارد.

فرضیۀ فرعی 1-1: انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی ناشی از هزینه‌های اختیاری در پیش‌بینی خطر سقوط سهام، تأثیر مثبت دارد.

فرضیۀ فرعی 1-2: انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی ناشی از هزینه‌های تولید در پیش‌بینی خطر سقوط سهام، تأثیر مثبت دارد.

فرضیۀ فرعی 1-3: انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی ناشی از جریان وجوه نقد ناشی از عملیات در پیش‌بینی خطر سقوط سهام، تأثیر مثبت دارد.

فرضیۀ فرعی 1-4: انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی ناشی از هزینه‌های اختیاری و جریان‌ وجوه نقد ناشی از عملیات در پیش‌بینی خطر سقوط سهام، تأثیر مثبت دارد.

فرضیۀ فرعی 1-5: انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی ناشی از هزینه‌های اختیاری و هزینه‌های تولید در پیش‌بینی خطر سقوط سهام، تأثیر مثبت دارد.

فرضیۀ فرعی 1-6: انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی ناشی از هزینه‌های اختیاری‌، هزینه‌های تولید و جریان وجوه نقد ناشی از عملیات در پیش‌بینی خطر سقوط سهام، تأثیر مثبت دارد.

در سراسر این مقاله مطابق پژوهش فرانسیس و همکاران (2016) از واژۀ مدیریت واقعی سود به‌صورت محتاطانه‌ای استفاده شده است تا از تعمیم نتایج جلوگیری شود. برای بررسی‌ تأثیر مدیریت واقعی سود در خطر سقوط قیمت سهام، سال - شرکت‌هایی تحلیل می‌شود که سود گزارش‌شدۀ آنها یا مساوی سود سال قبل است یا بیشتر از صفر است؛ زیرا مطالعات گذشته ثابت کرده است چنین شرکت‌هایی به احتمال زیاد موفق به مدیریت سود با انحراف از فعالیت‌های واقعی شده‌اند. با توجه به این توضیحات، فرضیۀ اصلی دوم به این صورت تدوین می‌شود:

فرضیه اصلی 2: مدیریت واقعی سود فزاینده در پیش‌بینی خطر سقوط قیمت سهام تأثیر دارد.

فرضیۀ فرعی 2-1: مدیریت واقعی سود فزاینده با مدیریت هزینه‌های اختیاری در پیش‌بینی خطر سقوط قیمت سهام تأثیر دارد.

فرضیۀ فرعی 2-2: مدیریت واقعی سود فزاینده با مدیریت هزینه‌های تولید در پیش‌بینی خطر سقوط قیمت سهام تأثیر دارد.

فرضیۀ فرعی 2-3: مدیریت واقعی سود فزاینده با مدیریت هزینه‌های اختیاری و هزینه‌های تولید در پیش‌بینی خطر سقوط قیمت سهام تأثیر دارد.

 

روش پژوهش

قلمرو مکانی پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده دربورس اوراق بهادار تهران و قلمرو زمانی آن سال‌های 1385 تا سال1393 است؛ اما به‌دلیل اینکه معیار انحراف از فعالیت‌های عملیات واقعی از مجموع این انحراف‌ها در 3 سال قبل حاصل شده است، دورۀ تحت پوشش این مطالعه، دوره‌ای 6 ساله از سال 1388 تا 1393 است. با توجه به گستردگی حجم جامعۀ آماری و وجود برخی نا‌هماهنگی‌ها و عدم تجانس بین اعضای جامعه، شرکت‌ها با توجه به شرایط زیر انتخاب شده است: شرکت‌های انتخابی تولیدی باشند؛ برای انتخاب شرکت‌های فعال، قبل از سال 1385 در بورس تهران پذیرفته شده باشد و معاملات این شرکت‌ها در سال‌های 1385-1393 در بورس فعال باشد و طول وقفۀ معاملاتی آنها نباید بیشتر از شش‌ماه باشد؛ برای رعایت قابلیت مقایسه‌پذیری، دورۀ مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه باشد و نباید در فاصلۀ سال‌های 1385-1393 تغییر سال مالی داده باشند؛ صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی همراه آنها در دسترس باشد. درپایان، با اعمال محدودیت‌های یادشده، 124 شرکت در 14 صنعت از بین کل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شد.

برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوی رگرسیونی شمارۀ (1) زیر استفاده شده است:

 

 

(1)

 

 

که درآن، Crasht ریسک سقوط قیمت سهام در پایان سال مالی t؛ DROt-1 هر یک از شش معیار انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی و سه معیار مدیریت واقعی فزایندۀ سود را شامل می شود که به‌صورت مجزا بر خطر سقوط سهام ارزیابی می‌شوند که نحوۀ محاسبۀ هر یک به‌طور مجزا در ادامه آورده شده است و Controli متغیرهای کنترلی که همه در ادامه معرفی می‌شوند.

یکی از متغیرهای مستقل پژوهش، انحراف از فعالیت‌های عملیاتی‌ واقعی[18] است که مطابق تحقیق روی‌چوداری[19] (2006) از سه الگو برای شناسایی فعالیت‌های غیر‌عادی عملیاتی استفاده شده است. اولین الگو (الگوی شمارۀ 2)، هزینه‌های اختیاری غیر‌عادی را شناسایی می‌کند. هزینه‌های اختیاری (DISX) مجموع هزینه‌های فروش‌، عمومی و اداری[20]، هزینه‌های تحقیق و توسعه[21] و هزینه‌های تبلیغات را تشکیل می‌دهد. با فرض اینکه دستکاری این هزینه‌ها، عملکرد واقعی شرکت را در دورۀ جاری تحت تأثیر قرار ندهد، یک ریال دستکاری در این هزینه‌های اختیاری باعث یک ریال تغییر در جهت معکوس در سود قبل از مالیات می‌شود. برای ارزیابی سطح عادی هزینه‌های اختیاری، رویچوداری (2006) از نسبت فروش سال قبل بر کل دارایی‌های سال قبل ‌(St-1/At-1) و برای حذف اثر اندازه، همۀ متغیر‌ها را به کل دارایی‌های سال قبل (1/At-1) تقسیم کرد. فرانسیس و همکاران (2016) این الگو را با افزودن متغیرهایی که گانی (2010) در ارزیابی هزینه‌های اختیاری (SG&A) به کار برده بود، تقویت و تکمیل کردند. این متغیرها شامل 1- لگاریتم طبیعی ارزش بازار (MV) که شاخصی برای اندازۀ شرکت است، 2- کیو توبین (Q) که حاشیۀ سود به هزینه را برای هر واحد سرمایه‌گذاری جدید اندازه‌گیری می‌کند، 3- وجوه داخلی (INT) که وجوه موجود برای سرمایه‌گذاری تولیدشده در داخل شرکت را کنترل می‌کند و 4- تغییر در فروش
(∆St/At-1) که تأثیر روند فروش را در هزینه‌های اختیاری کنترل می‌کند. گانی (2010) با درنظرگرفتن رفتار چسبندگی هزینه‌ها (آندرسون و همکاران[22]، 2003) متغیر تغییر در فروش (∆St) را به‌صورت تعامل با یک متغیر شاخص مجازی (DD) که مقدار 1 را برای زمان کاهش کل فروش نسبت به سال قبل و مقدار 0 را برای شرایط عکس آن می‌پذیرد.

 

 

(2)

 

 

الگوی دوم (شمارۀ 3) هزینه‌های غیرعادی تولید (PROD) را شناسایی می‌کند. هزینه‌های تولید از مجموع بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته (COGS) و تغییرات در موجودی‌ (∆Inventory) حاصل می‌شود. در مطالعات دیگر برای ارزیابی سطح عادی هزینه‌های تولید از متغیرهای فروش (St-1/At-1)، تغییرات در فروش (∆St-1/At-1) و تغییرات سال گذشته فروش استفاده شده است. فرانسیس و همکاران (2016) این الگو را به پیروی از گانی (2010) با اضافه‌کردن کیو توبین (Qt) و ارزش بازار (MVt) تقویت و تکمیل کردند. این شاخص به‌صورت بالقوه، نتیجۀ دو نوع از فعالیت‌های مربوط به مدیریت واقعی سود را در خود دارد. اولین نوع، دستکاری‌های مدیریت را در تولید برای ایجاد تغییر در بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته اندازه‌گیری می‌کند. هرچه تولید در یک دورۀ مالی بیشتر شود، سربار ثابت تولیدی کمتری به تولیدات سر شکن می‌شود و برعکس. دومین نوع، دستکاری مدیریت در قیمت فروش محصولات است. هرچه تخفیف‌ها بیشتر باشد، هزینه‌های تولید در جهت مثبت، غیرعادی می‌شود.

 

 

(3)

 

 

الگوی سوم (شمارۀ 4) دستکاری در فروش با شرایط فروش اعتباری آسان است. این الگو، پیشنهادشدن شرایط اعتباری آسان را با مقادیر غیر‌عادی و منفی جریان وجوه نقد ناشی از عملیات[23] شناسایی می‌کند. همانگونه که روی‌چوداری (2006) نیز اشاره کرده است، این شاخص به‌صورت مبهم و دو پهلو وصف‌شدنی است؛ زیرا فعالیت‌های مربوط به مدیریت واقعی سود نیز جریان وجوه نقد ناشی از عملیات را غیر‌عادی می‌کند؛ برای مثال، کاهش هزینه‌های اختیاری برای افزایش سود به غیرنرمال‌شدن جریان وجوه نقد ناشی از عملیات در جهت مثبت منجر می‌شود؛ در حالی که اضافه تولید برای افزایش سود به غیرعادی‌شدن جریان وجوه نقد ناشی از عملیات در جهت منفی می‌انجامد. از آنجا که تمامی فعالیت‌های مربوط به مدیریت واقعی سود در جریان وجوه نقد تأثیر دارد، مبهم و دو پهلو بودن این معیار مدیریت واقعی سود بر مبنای جریان وجوه نقد ناشی از عملیات به دو نوع مذکور از فعالیت‌های مدیریت واقعی سود‌ در بالا منجر نمی‌شود؛ بنابراین به هنگام تفسیر نتایج مربوط به این شاخص باید احتیاط لازم را انجام داد. فرانسیس و همکاران (2016) برای ارزیابی سطح عادی جریان وجوه نقد ناشی از عملیات بعد از اضافه‌کردن متغیر‌های (MV وQ) به الگوی روی‌چوداری(2006) به الگوی زیر دست یافتند:

 

 

(4)

 

 

رگرسیون الگو‌های بالا (2)، (3) و(4) بر مبنای روش سال - صنعت فاما و فرنچ به‌گونه‌ای برآورد می‌شودکه شامل حداقل 15 مشاهده باشد. انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی به‌صورت مابه التفاوت مقادیر واقعی متغیر وابسته در الگو‌های (2)، (3) و (4) از مقادیر برآوردی یا پیش‌بینی‌شدۀ آنها اندازه‌گیری می‌شود. سه شاخص اصلی و اولیه از این فرایند به دست می‌آید: سطح غیرعادی هزینه‌های اختیاری[24]، سطح غیرعادی هزینه‌های تولید[25] و سطح غیر عادی جریان وجوه نقد ناشی از عملیات[26]. برای راحتی تفسیر نتایج، دو شاخص سطح غیرعادی هزینه‌های اختیاری و سطح غیرعادی جریان وجوه نقد ناشی از عملیات در منفی 1 ضرب می‌شود تا علامت مقادیر آنها مشابه شاخص سطح غیرعادی هزینه‌های تولید با تأثیری که آنها در سود می‌گذارند، به‌طور مستقیم در ارتباط باشد. فرانسیس و همکاران با پیروی از کوهن و زاروین (2010) دو معیار (شاخص) جامع شامل معیار (پسماند_1)[27] که از مجموع دو شاخص سطح غیرعادی هزینه‌های اختیاری و سطح غیرعادی جریان وجوه نقد ناشی از عملیات و معیار (پسماند_2)[28] که از مجموع سطح غیرعادی هزینه‌های اختیاری و سطح غیرعادی هزینه‌های تولید تشکیل یافته‌اند، تدوین‌کرده‌اند. ممکن است به این نکته توجه شود که معیاری وجود ندارد که دو شاخص سطح غیرعادی جریان وجوه نقد ناشی از عملیات و شاخص سطح غیرعادی هزینه‌های تولید را با هم ترکیب کند. کوهن و زارویین (2010) تشریح می‌کنند اضافه تولید به‌صورت خودکار به سمت کاهش غیرعادی جریان وجوه نقد ناشی از عملیات عمل می‌کند. ترکیب این دو شاخص می‌تواند موجب محاسبۀ مضاعف مدیریت واقعی سود شود. با وجود این موضوع، فرانسیس و همکاران (2016) معیار (پسماند_3)[29] را که ترکیب 3 شاخص اصلی مذکور است با هدف استحکام نتایج تدوین‌کرده‌اند.

فرانسیس و همکاران‌ (2016) براساس الگوی تعدیل‌شدۀ جونز (دیچو و همکاران، 1995) معادلۀ مقطعی (5) زیر را برای هر سال - صنعت برآوردکرده‌اند:

 

 

(5)

 

 

در معادلۀ (5)، Accruals نشان‌دهندۀ کل اقلام تعهدی است و از مابه‌التفاوت جریان وجوه نقد ناشی از عملیات و سود خالص به دست می‌آید. ناخالص اموال ماشین‌آلات و تجهیزات و ∆AR تغییرات حساب‌های دریافتنی است. معادلۀ شمارۀ (6) محاسبه اقلام تعهدی اختیاری (DA) را برای هر مشاهده نشان می‌دهد. ضرایب موجود در معادلۀ شمارۀ (6) از ارزیابی معادلۀ (5) به دست آمده ‌است.

 

(6)

 

 

فرانسیس و همکاران (2016) براساس پژوهش هاتن و همکاران (2009) اقلام تعهدی اختیاری را به‌صورت مجموع قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری در سه سال گذشته مطابق معادلۀ (7) اندازه‌گیری کردند:

 

(7)

 

 

و به همان شیوه، شاخص نهایی برای انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی براساس معادلۀ شمارۀ (8) ایجاد شد:

 

 

(8)

 

 

اندازه‌گیری ‌DRO و DA بر مبنای قدر مطلق باقیمانده‌های الگو‌های ارزیابی مدیریت واقعی سود (REM) و مدیریت اقلام تعهدی (AEM) است. این الگو‌ها، انگیزۀ مدیران را از مدیریت سود لحاظ نکرده‌اند؛ درنتیجه، فرانسیس و همکاران (2016) به این نکته دست یافتند که شاخص‌های انحراف از فعالیت‌های واقعی را که در بالا ارزیابی شد، به‌طور مستقیم نباید به‌عنوان مدیریت واقعی سود یا مدیریت اقلام تعهدی نام‌گذاری کرد؛ زیرا احتمال دارد عامل‌های بدون هدف مدیریت سود را به کار گرفته باشند؛ بنابراین در فرضیۀ 1 استدلال می‌شود انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی که ناشی از مدیریت واقعی سود نیست نیز می‌تواند به خطر سقوط قیمت سهام منجر شود. در فرضیۀ 1 تمایلی به نشان‌دادن این موضوع وجود ندارد که تأثیر انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی در خطر سقوط سهام در حد وسیعی مربوط به مدیریت واقعی سود است. یکی دیگر از متغیرهای مستقل پژوهش، مدیریت واقعی سود[30] است که مبانی نظری موجود در این زمینه، انتقادهایی به استفادۀ مستقیم از الگو‌های ارزیابی سطح غیرعادی فعالیت‌های واقعی شرکت به‌عنوان معیار مدیریت سود دارد؛ زیرا این شاخص‌ها بدون لحاظ‌کردن انگیزه‌های مدیریت ممکن است در حد زیادی رفتارهای دیگری غیر از دستکاری‌های عمدی سود را در خود داشته باشند. برای حل این مشکل، گانی (2010) شناسایی مدیریت واقعی سود را به‌صورت پژوهش زمینه‌ای بررسی کرد؛ به این صورت که گانی (2010) و رویچوداری (‌2006) در پژوهش زمینه‌ای خود نشان دادند به‌طور متوسط، سال - شرکت‌های با سود گزارش‌شدۀ بیشتر از صفر ( ) یا بیشتر از سود سال قبل ( ) از نوعی دستکاری فعالیت‌های واقعی استفاده کرده‌اند که فزایندۀ سود است. بدین‌منظور، آ‌نها این سال - شرکت‌ها را با عنوان سال - شرکت‌های مظنون به مدیریت سود نامگذاری کردند که با هدف افزایش سود بود. براساس مطالعات گانی (2010) شرکت‌های با سطح کم هزینه‌های تحقیق و توسعه و هزینه‌های فروش و عمومی و اداری غیرعادی (پایین‌ترین پنجک) و شرکت‌های با سطح زیاد هزینه‌های تولید غیر‌عادی (بالاترین پنجک) به‌عنوان شرکت‌های با مدیریت واقعی سود شناسایی می‌شوند. فرانسیس و همکاران (2016) با پیروی از این رویکرد، کلیّۀ سال شرکت‌های مظنون‌ را به‌صورت جداگانه برای پنجک‌های سطح غیرعادی هزینه‌های اختیاری و پنجک‌های سطح غیر‌عادی هزینه‌های تولید طبقه‌بندی کرده‌اند و درنهایت، یک متغیر مجازی به نام ( ) با مقدار 1 برای مشاهدات با مدیریت واقعی سود ناشی از هزینه‌های اختیاری و مقدار صفر برای دیگر مشاهدات (پنجک های 1 تا 4) و یک متغیر مجازی مشابه دیگر به نام ( ) با مقدار یک برای مشاهدات با مدیریت واقعی سود ناشی از هزینه‌های تولید شناسایی کردند. علاوه بر این دو، شاخص محدودکننده‌ای‌ برای مدیریت واقعی سود به نام (REM_3_SUSPECT) با مقدار یک برای مشاهداتی با مدیریت واقعی سود ناشی از هزینه‌های اختیاری و مدیریت واقعی سود ناشی از هزینه‌های تولید شناسایی کردند.

متغیر وابستۀ پژوهش، خطر سقوط قیمت سهام است که برای اندازه‌گیری آن از الگوی ضریب منفی چولگی چن و همکاران[31] (2001) استفاده شد. هرچه مقدار ضریب منفی چولگی بیشتر باشد، آن شرکت در معرض ریزش قیمت سهام بیشتری خواهد بود. معیار ضریب منفی چولگی بر مبنای بازده ماهانۀ خاص شرکت با استفاده از رابطۀ (9) محاسبه می‌شود:

 

(9)

 

 

در رابطۀ فوق،  بازده ماهانۀ خاص شرکت  در ماه  در سال مالی و    بازده باقیماندۀ سهام شرکت j در ماه  و عبارت است از باقیمانده یا پسماند الگو در رابطۀ (10):

 

 

(10)

 

 

که در این رابطه،  بازده سهام شرکت j در ماه  در سال مالی و  بازده بازار در ماه t است. برای محاسبۀ بازده ماهانۀ بازار، شاخص ابتدای ماه از شاخص پایان ماه کسر و حاصل بر شاخص ابتدای ماه تقسیم می‌شود. رابطۀ (10) با استفاده از روش رگرسیون چندمتغیره و شیوۀ داده‌های ترکیبی برآورد و باقیماندۀ آن به‌شرح رابطۀ (9) برای محاسبۀ بازده ماهانۀ خاص شرکت استفاده می‌شود و درنهایت، برای محاسبۀ خطر سقوط قیمت سهام با معیار چولگی منفی بازده سهام از رابطۀ (11) به‌شرح زیر استفاده شده است:

 

 

(11)

 

 

در رابطۀ فوق،  چولگی منفی بازده ماهانۀ سهام j در سال مالی ،  بازده ماهانۀ خاص شرکت j در ماه  و  تعداد ماه‌هایی است که بازده آنها محاسبه شده است. در این معادله، ارزش‌های زیاد  نشان‌دهندۀ خطر سقوط سهام زیاد است.

در این پژوهش، از این متغیرهای کنترلی استفاده شده است: تغییرات گردش سهام[32]: چن و همکاران (2001) در پژوهش خود به این نتیجه دست یافتند که تغییرات گردش سهام در سال جاری، رابطۀ مستقیم و محکمی با چولگی منفی بازده سهام در سال بعد دارد. روش اندازه‌گیری آن به این صورت است که متوسط گردش سهام در سال t-1 منهای متوسط گردش سهام در سال t-2 می‌شود. متوسط گردش سهام نیز با تقسیم حجم معاملات ماهانۀ سهام بر مجموع تعداد سهام منتشرشده در ماه به دست می‌آید. میانگین بازده ماهانۀ سهام[33]: چن و همکاران (2001)، شواهدی را نیز ارائه کردند که می‌گفت ریزش‌های آتی قیمت سهام در سهامی که یک دورۀ بلندمدت مثلاً 12 تا 36 ماه، بازده‌های زیاد را تجربه کرده است، بیشتر است. به همین دلیل و برای کنترل اثر متغیر فوق از رابطۀ (12) استفاده شده است:

 

(12)

 

 

که در آن،  بازده ماهانۀ سهام شرکت j در سال مالی t-1 و N تعداد ماه‌هایی است که بازده آنها محاسبه شده است. انحراف معیار بازده ماهانۀ سهام[34]: چن و همکاران (2001) به این نتیجه نیز دست یافتند که شرکت‌هایی که بازده آنها در سال جاری، نوسان‌های بیشتری داشته است، با احتمال زیادتری در سال بعد در معرض ریزش قیمت سهام قراردارند. به همین دلیل و برای کنترل اثر متغیر فوق از رابطۀ (13) استفاده شده است:

 

(13)

 

 

که در آن،  بازده ماهانۀ سهام شرکت j در سال مالی -1‌t و N تعداد ماه‌هایی است که بازده آنها محاسبه شده است. اندازۀ شرکت[35]: لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در سال t-1. فرصت‌های رشد سرمایه‌گذاری[36]: مطالعات گذشته نشان داده است شرکت‌های با رشد بیشتر (نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری بیشتر) به سرمایه‌گذاری بیش از حد روی می‌آورند و بیش‌سرمایه‌گذاری ممکن است به سقوط قیمت سهام در آینده منجر شود. بیدل و هیلاری (2006) به این منظور برای کنترل اثر رشد شرکت از نسبت ارزش بازار سهام بر ارزش دفتری سهام شرکت i در ابتدای سال t استفاده کرده‌اند. اهرم مالی[37]: به اعتقاد هاتن و همکاران (2009) افزایش میزان بدهی شرکت می‌تواند به افزایش هزینۀ بهره منجر شود؛ بنابراین افزایش نسبت اهرم مالی می‌تواند به کاهش سود ارائه‌شده بینجامد؛ پس حجم زیاد بدهی در ساختار سرمایۀ یک شرکت می‌تواند زمینه‌ای برای ایجاد چولگی منفی در بازده سهام باشد. در این پژوهش برای کنترل اثر متغیر فوق از نسبت کل بدهی‌ها بر کل دارایی‌ها در سال t-1 استفاده شده است. بازده دارایی[38]: نسبت سود عملیاتی بر کل دارایی‌ها.

 

یافته‌ها.

روش آماری استفاده‌شده، روش رگرسیون با استفاده از داده‌های ترکیبی است. در داده‌های ترکیبی برای انتخاب بین داده‌های تابلویی و داده‌های تلفیقی[39] از آزمون اف - لیمر[40] استفاده شد و براساس معنی‌داری کمتر از 5 درصد این آزمون، روش داده‌های تابلویی انتخاب و برای انتخاب بین روش آثار ثابت و آثار تصادفی از آزمون هاسمن استفاده شد که نتیجۀ نهایی برای تمام فرضیه‌های پژوهش، استفاده از رگرسیون داده‌های تابلویی با آثار ثابت بود. برای بررسی نرمال‌بودن باقیمانده‌ها از آزمون جارک - برا[41] استفاده شده است. نتایج این آزمون نشان می‌دهد باقیمانده‌های الگو‌های مدّنظر، توزیع نرمال دارند. برای تشخیص وجود خودهمبستگی سریالی بین باقیمانده‌ها از آزمون وولد‌ریچ[42] استفاده شد. معنی‌داری بالای 5 درصد این آزمون، نشان‌دهندۀ نبود همبستگی بین باقیمانده‌ها است. برای بررسی همخطی از آزمون "عامل تورش واریانس[43]" استفاده شد و در آن آمارۀ VIF برای همه متغیرها کمتر از 10 بود که نبود همخطی بین اجزای اخلال الگو‌ها را نشان می‌دهد. برای بررسی وجود ناهمسانی واریانس بین باقیمانده‌ها از آزمون ناهمسانی واریانس LR استفاده شد. نتایج حاصل از این آزمون،‌ نبود ناهمسانی واریانس در الگو‌های مدّنظر است. برای تعیین معنی‌داربودن الگوی رگرسیون از آمارۀ F فیشر، برای بررسی معنی‌داربودن ضریب متغیرهای مستقل در هر الگو از آمارۀ تی استیودنت در سطح اطمینان
95 درصد، برای آزمون نرمال‌بودن داده‌ها از آزمون کلموگروف - اسمیرنوف و برای بررسی نبود مشکل خودهمبستگی بین جملات پسماند از آزمون دوربین واتسون استفاده شده است.

آمار توصیفی متغیر‌های پژوهش نشان می‌دهد میانگین متغیرهای انحراف از فعالیت‌های واقعی ناشی از هزینه‌های اختیاری‌، ناشی از هزینه‌های تولید و ناشی از جریان وجوه نقد ناشی از عملیات، به‌طور میانگین به‌ترتیب، (062/0)، (475/0) و (301/0) ‌از فعالیت‌های واقعی انحراف داشته‌اند. اعداد این میانگین‌ها و مقادیر چارک سوم نشان می‌دهد بیشتر انحراف از فعالیت‌های واقعی در وهلۀ اول ناشی از هزینه‌های تولید، در وهلۀ دوم ناشی از جریان‌های وجوه نقد ناشی از عملیات و در آخر ناشی از هزینه‌های اختیاری بوده است. مقایسۀ میانگین این
3 شاخص انحراف از فعالیت‌های واقعی با میانگین اقلام تعهدی اختیاری نشان می‌دهد دستکاری و انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی به‌دلیل هزینه‌های تولید (475/0) بیشتر از اقلام تعهدی اختیاری (311/0) است.

همانگونه که در جدول 1 دیده می‌شود نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش برای هر یک از معیارهای مجزای انحراف از فعالیت‌های واقعی آورده شده است.

 

 

جدول (1) نتایج آزمون فرضیه‌های فرضیۀ اصلی اول

متغیر وابسته: خطر سقوط قیمت سهام

 

 

DRO_DISX

فرضیۀ فرعی1-1

DRO_PROD

فرضیۀ فرعی 1-2

DRO_CFO

فرضیۀ فرعی 1-3

متغیرها

بتا

t

بتا

T

بتا

T

C

129/0-

299/2-*

139/0-

408/2-*

103/0-

802/1-

DRO_DISX

419/0

489/2**

-

-

-

-

DRO_PROD

-

-

078/0

435/3**

-

-

DRO_CFO

-

-

-

-

042/0

226/1

DA

316/0

652/2**

428/0

546/3**

308/0

473/2*

DTURN

066/0-

156/2-**

073/0-

370/2-*

074/0-

380/2-*

RET

290/0-

820/1-

220/0-

365/1-

264/0-

633/1-

SDRET

212/0

062/2*

181/0

741/1

195/0

862/1

SIZE

010/0

639/2**

010/0

658/2**

010/0

468/2*

MTB

003/0

206/3**

003/0

769/3**

003/0

739/3**

LEV

055/0-

658/1-

060/0-

815/1-

065/0-

954/1-

ROA

137/0-

786/2-**

145/0-

940/2-**

145/0-

870/2-**

R2 تعدیل‌شده

306/0

286/0

257/0

دوربین واتسون

660/1

676/1

679/1

F آماره

907/7

791/6

417/5

جارک - برا

معنی‌داری

545/0

759/0

566/0

751/0

552/0

756/0

وولدریج

معنی‌داری

532/1

2182/0

636/1

2033/0

426/1

2347/0

ناهمسانی واریانس LR

معنی‌داری

26/88

9923/0

04/88

9927/0

99/88

9910/0

** و*  به‌‌ترتیب، معناداری در سطح خطای 1درصد و 5 درصد

 

 

هر سه معیار انحراف از فعالیت‌های واقعی، ارتباط مثبت با خطر سقوط سهام دارند؛ اما معیار انحراف از فعالیت‌های واقعی ناشی از جریان وجوه نقد ناشی از عملیات به‌لحاظ آماری معنی‌دار نیست. درواقع، قدرت پیش‌بینی‌کنندگی خطر سقوط قیمت سهام با انحراف از فعالیت‌های واقعی ناشی از هزینه‌های اختیاری و انحراف از فعالیت های واقعی ناشی از هزینه‌های تولید معنی‌دار و مثبت است. نتایج این فرضیه با یافته‌های فرانسیس و همکاران (2014) همخوانی دارد. همانگونه که در جدول 2 دیده می‌شود نتایج برآورد الگوی (1) برای فرضیۀ اول نشان می‌دهد ضریب متغیر تغییرات گردش سهام در سطح 5 درصد خطا و ضریب متغیر‌های اندازۀ شرکت‌، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری و بازده دارایی‌ها در سطح 1 درصدخطا معنا دارند. معناداری آمارۀ فیشر نشان‌دهندۀ معناداری کل الگو در سطح 5 درصد خطا برای هر 3 فرضیۀ فرعی اول است. مقدار آمارۀ دوربین واتسون برای هر
3 فرضیۀ فرعی اول نیز عدم‌همبستگی بین خطاها یا استقلال خطاها (باقیمانده‌های الگو) را نشان می‌دهد؛ یعنی امکان استفاده از رگرسیون وجود دارد.

بعد از آزمون مجزای هر یک از معیار‌های انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی، در جدول 2 تأثیر سه معیار جامع انحراف از فعالیت‌های واقعی آزموده شده است.

 

جدول (2) نتایج آزمون فرضیه‌های فرضیۀ اصلی اول

متغیر وابسته: خطر سقوط قیمت سهام

 

 

DRO_1

فرضیۀ فرعی 1-4

DRO_2

فرضیۀ فرعی 1-5

DRO_3

فرضیۀ فرعی 1-6

متغیرها

بتا

t

بتا

T

بتا

t

C

129/0-

901/1-

123/0-

152/2-*

123/0-

143/2-*

DRO_1

082/0

946/2**

-

-

-

-

DRO_ 2

-

-

022/0

644/2**

-

-

DRO_ 3

-

-

-

-

022/0

677/2**

DA

337/0

176/3**

420/0

447/3**

310/0

573/2*

DTURN

071/0-

296/2-*

070/0-

253/2-*

069/0-

222/2-*

RET

237/0-

471/1-

283/0-

757/1-

287/0-

776/1-

SDRET

177/0

700/1

201/0

939/1

204/0

671/2*

SIZE

010/0

491/1*

011/0

724/2**

011/0

720/2**

MTB

003/0

275/3**

003/0

811/3**

003/0

790/3**

LEV

071/0-

132/2-*

057/0-

718/1-

060/0-

807/1-

ROA

173/0-

387/3-**

143/0-

875/2-**

151/0-

028/3-**

R2 تعدیل‌شده

278/0

273/0

274/0

دوربین واتسون

675/1

691/1

696/1

F آماره

375/6

150/6

173/6

جارک - برا

معنی‌داری

535/0

763/0

501/0

776/0

488/0

783/0

وولدریج

معنی‌داری

435/1

2333/0

571/1

2124/0

422/1

2354/0

ناهمسانی واریانس LR

معنی‌داری

91/88

9911/0

02/88

9927/0

97/87

9928/0

** و*  به‌ترتیب، معناداری در سطح خطای 1 درصد و 5 درصد

 

 

نتایج آزمون نشان می‌دهد هر سه معیار ترکیبی (باعنوان معیارهای جامع) تأثیر معنی‌دار و مثبت در خطر سقوط قیمت سهام دارد.

 

جدول (3) نتایج آزمون فرضیه‌های فرضیۀ اصلی دوم

متغیر وابسته : خطر سقوط قیمت سهام

 

 

REM_Suspect 1

فرضیۀ فرعی 2-1

REM_Suspect  2

فرضیۀ فرعی 2-2

REM_Suspect 3

فرضیۀ فرعی 2-3

متغیرها

بتا

t

بتا

T

بتا

t

C

763/1-

957/1-

433/2-

**708/2-

805/1-

146/2-

REM_Suspect

659/0

**797/2

620/0

**797/2

553/1

**685/5

DA

320/0

865/2**

418/0

386/3**

218/0

254/2*

DTURN

003/0-

747/0-

002/0-

420/0-

001/0-

305/0-

RET

927/2

943/0

584/2

831/0

888/1

645/0

SDRET

437/2-

282/1-

991/1-

039/1-

224/1-

678/0-

SIZE

201/0

**240/3

254/0

**237/4

190/0

**324/3

MTB

049/0

**208/3

039/0

*560/2

041/0

**835/2

LEV

416/1-

**737/2-

137/1-

**779/2-

298/1-

**664/2-

ROA

535/2-

**326/3-

851/2-

**780/3-

418/2-

**389/3-

R2 تعدیل‌شده

477/0

477/0

562/0

دوربین واتسون

893/1

965/1

026/2

F آماره

711/6

711/6

513/10

** و*  به‌ترتیب، معناداری در سطح خطای 1درصد و 5 درصد

 

همانگونه که در جدول 3 دیده می‌شود، نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش برای هر یک از 3 معیار‌ مجزای مدیریت فزایندۀ سود آورده شده است. هر سه معیار مدیریت واقعی فزایندۀ سود، ارتباط مثبت با خطر سقوط سهام دارند. درواقع، شرکت‌های با مدیریت واقعی سود به احتمال زیاد، سقوط قیمت سهام را در دروۀ آتی تجربه می‌کنند. همچنین شرکت‌های با مدیریت اقلام تعهدی حسابداری، خطر سقوط سهام زیادی را نشان نمی‌دهند. این نتایج نشان داد سال - شرکت‌های مظنون به مدیریت سود از مدیریت اقلام تعهدی کمتر از مدیریت فعالیت‌های واقعی شرکت استفاده می‌کنند.

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها.

پژوهش حاضر، شواهد محکمی مبنی بر افزایش خطر سقوط قیمت سهام شرکت‌ها به‌دلیل فعالیت‌های تجاری غیرعادی آنها نشان داد. این نتایج با پیش‌بینی‌های موجود در مبانی نظری مطابقت دارد؛ به این صورت که مدیران از فعالیت‌های واقعی برای انباشت‌کردن اخبار و اطلاعات منفی استفاده می‌کنند و بازار نمی‌تواند آن فعالیت‌های تجاری غیر‌عادی را به‌موقع درک کند. به نظر می‌رسد تأثیر انحراف از فعالیت‌های واقعی‌ و اقلام تعهدی در سقوط قیمت سهام ‌مقعر باشد. این قضیه، از این نظریه پشتیبانی می‌کند که دستکاری بیش از اندازۀ فعالیت‌های واقعی و مدیریت اقلام تعهدی، بدگمانی بازار را افزایش می‌دهد و به تعدیل قیمت سهام به سمت پایین منجر می‌شود. بخش دیگر تجزیه و تحلیل‌های انجام‌شده مربوط به شرکت‌های مظنون به مدیریت سود است. نتایج نشان می‌دهد تأثیر انحراف از فعالیت‌های واقعی شرکت در سقوط قیمت سهام، بیشتر مربوط به سال - شرکت‌هایی می‌شود که مظنون به مدیریت سود هستند. درواقع، قسمت اعظم این انحراف از فعالیت‌های واقعی با هدف مدیریت سود انجام شده است. در فرضیۀ دوم به‌صورت عمدی، تجزیه و تحلیل‌ها بر سال - شرکت‌هایی انجام شد که سود گزارش‌شدۀ آنها بیشتراز صفر یا بیشتر از سود سال قبل است؛ زیرا براساس مطالعات گانی (2010) آن شرکت‌ها به‌طور متوسط از دستکاری فعالیت‌های واقعی شرکت برای مدیریت واقعی سود فزاینده استفاده کرده‌اند.

براساس نتایج فرضیۀ اول به‌دلیل نقش مهم انحراف از فعالیت‌های واقعی در پیش‌بینی ریزش قیمت سهام، پیشنهاد می‌شود مدیران با شناسایی این انحراف‌ها به مدیریت ریسک توجه و از آن برای قیمت‌گذاری اختیار خرید یا فروش[44] سهام استفاده کنند. با توجه به نتایج فرضیۀ دوم به‌دلیل اینکه مدیریت واقعی سود بیشتر از مدیریت اقلام تعهدی به سقوط قیمت سهام منجر می‌شود، به حسابرسان پیشنهاد می‌شود برای آگاهی‌دادن به سهامداران فعال و سرمایه‌گذاران شرکت، راهکارهایی برای شناسایی رفتارهای عمدی مدیران برای مدیریت واقعی سود به دست آوردند و در قالب‌بندهای گزارش حسابرسی اعمال کنند. همچنین در تصمیم‌های خرید و فروش سهام، احتمال وقوع مدیریت واقعی سود در نظر گرفته شود؛ زیرا براساس نتایج فرضیۀ دوم، این عامل در پیش‌بینی سقوط قیمت سهام مؤثر است. با توجه به نتایج کلی پژوهش مبنی بر اینکه انحراف از فعالیت‌های عملیاتی واقعی خواه با قصد مدیریت سود و خواه بدون این نیت به پیش‌بینی ریزش قیمت سهام منجر می‌شود، به سازمان حسابرسی، بورس اوراق بهادار و دیگر نهادهای قانون‌گذاری و نظارتی و انجمن‌های حسابداری و حسابرسی پیشنهاد می‌شود با توجه به معیارهای کاربردی در این پژوهش، شرکت‌هایی با انحراف عمده از فعالیت‌های واقعی را شناسایی و راهکارهایی با تدوین استانداردهایی برای جلوگیری از این نوع انحراف‌ها تدوین کنند.

پیشنهاد می‌شود برای پژوهش‌های بعدی، تأثیر انحراف از فعالیت‌های عملیاتی شرکت در مراحل مختلف چرخۀ عمر شرکت در پیش‌بینی خطر سقوط سهام در آینده بررسی شود. در این پژوهش برای اندازه‌گیری خطر سقوط قیمت سهام فقط از ضریب منفی چولگی استفاده شده است؛ بنابراین پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های بعدی از معیار نوسان‌های کم به زیاد برای اندازه‌گیری خطر سقوط قیمت سهام استفاده و نتایج با یکدیگر مقایسه شود. همچنین در پژوهشی، تأثیر انحراف از فعالیت‌های واقعی شرکت با لحاظ‌کردن ساز و کارهای راهبری شرکتی مانند وجود حسابرسی داخلی، وجود اعضای غیرموظف هیأت مدیره و .... در پیش‌بینی خطر سقوط سهام در آینده بررسی شود.

محدودیت‌های پژوهش به این شرح است: برای محاسبۀ معیار چولگی منفی (خطر سقوط سهام)، سال ‌-شرکت‌هایی حذف شدند که بیشتر از شش ماه در طول یک سال مالی، توقف معاملاتی داشتند و همین موضوع به کاهش تعداد شرکت‌های مدّنظر منجر شد. همچنین برای محاسبۀ معیارهای انحراف از فعالیت‌های عملیاتی و مدیریت واقعی سود، شرکت‌های تولیدی انتخاب شدند و همین امر، محدودیت دیگری در تعداد شرکت‌های انتخابی بود.



[1]. Hutton et al

[2]. Jin & Myers

[3].Kim et al

[4]. Kim & Zhang

[5]. Graham et al

[6]. Gunny

[7]. Zang

[8]. Zhaoet al

[9]. Healy & Wahlen

[10]. Baker

[11]. Chaney & Lewis

[12]. Bruns & Merchant

[13]. Andreou et al

[14]. Benmelech et al

[15]. Kedia & Philippon

[16]. McNichols & Stubben

[17]. Black  & Liu

[18]. DRO: deviation in real operations

[19]. Roychowdhury

[20]. SC&A

[21]. R&D

[22]. Anderson et al

[23]. CFO

[24].

[25].

[26].

[27].

[28].

[29].

[30]. REM: Real Earnings Management

[31]. Chen et al

[32].

[33].

[34].

[35].

[36].

[37].

[38].

[39]. Panel data & Pooling data

[40]. F Limer Test

[41]. Jarque Bera Test

[42]. Wooldridge Test

[43]. VIF

[44]. Call & Put Option

- خدارحمی، ب.؛  فروغ‌نژاد، ح.؛ شریفی، م. و طلایی، ع. (1395). تاثیر عدم تقارن اطلاعاتی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تامین مالی، 4 (3): 39-58.
2- تنانی، م.؛ صدیقی، ع. و امیری، ا. (1394). بررسی نقش سازوکارهای حاکمیت شرکتی در کاهش ریسک ریزش قیمت سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تامین مالی، 3 (4): 31-50.
 
References
[1] Anderson, M., Banker, R. D., & Janakiraman, S. N. (2003). Are selling, general, and administrative costs "sticky?". Journal of Accounting Research. 41(1): 47-63.
[2] Andreou, P. C., Antoniou, C., Horton, J., & Louca, C. (2013). Corporate governance and firm-specific stock price crashes. Ssrn working paper.
 [3] Benmelech, E., Kandel, E., & Veronesi, P. (2010). Stock-based compensation and CEO (dis) incentives. Quarterly Journal of Economics. 125(4): 1769-1820.
[4] Biddle, G, C., & Hilary, G. (2006). Accounting quality and firm-level capital investment. The Accounting Review. 81(5): 963-982.
[5] Black, A., & Liu, X. (2007). Market transparency and accounting regime. Journal of Accounting Research. 45(2): 229-256.
[6] Bruns, W., & Merchant, K. (1990). The dangerous morality of managing earnings. Management Accounting. 72: 22-25.
[7] Bushee, B. (1998). The influence of institutional investores on myopic R & D investment bahavior. Accounting Review. 73: 305-333.
[8] Chen, J. Z., Rees, L. L., & Sivaramakrishnan, s. (2010). On the use of accounting vs. real earnings management to meet earnings expectations-A market analysis. Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=1070122 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1070122.
[9] Chen, J., Hong, H., & Stein, J. (2001). Forcasting crashes: trading volume, past returns, and conditional skewnessin stock prices. Journal of Financial Economics. 61: 345-381.
[10] Cohen, D., & Zarowin, P. (2010). Accrual-based and real earnings management activities around seasoned equity offering. Journal of Accounting and Economics. 50(1): 2-19.
[11] Cohen, D., Mashruwala, R., & Zach, T. (2010). The use of advertising activities to meet earnings benchmarks: evidence from monthly data. Review of Accounting Studies. 15(4): 808-832.
[12] Cohen, D., Pandit, S., Wasley, C., & Zach, T. (2016). Measuring real activity management. Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=1792639 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1792639.
[13] Francis, B., Hasan, I., & Li, L. (2016). Abnormal real operations, real earnings management, and subsequent crashes in stock prices. Review of Quantitative Finance and Accounting. 46(2): 217-260.
[14] Graham, J. R., Harvey, C. R., & Rajgopal, S. (2005). The economic implication of corporate financial reporting. Journal of Accounting and Economics, 40(1-3): 3-73.
[15] Gunny, K. A. (2010). The relation between earnings management using real activities manipulation and future performance: Evidence from meeting earnings benchmarks. Contemporary Accounting Research. 27(3): 855-888.
[16] Hutton, A., Marcus, A., & Tehranian, H. (2009). Opaque financial reports, R square, and crash risk. Journal of Financial Economics. 94: 67-86.
[17] Jin, L., & Myers, S. C. (2006). R square around the world: new theory and new tests. Journal of Financial Economics. 79: 257-292.
[18] Kedia, S., & Philippon, T. (2009). The economics of fraudulent accounting. Review of Financial Studies. 22(6): 2169-2199.
[19] Khodarahmi, B., Foroughnejad, H., Sharifi, M., & Talebi, A. (2016). The impact of information asymmetry on the future stock price crash risk of listed companies in the Tehran Stock Exchange. Journal of Asset Management and Financing. 4(3): 39-58. (in persian).
[20] Kim, J. B., & Zhang, L. (2015). Accounting conservatism and stock price crash risk: Firm-level evidence. Contemporary Accounting Research. 33(1): 412-441.
[21] Kim, J. B., Li, Y., & Zhang, L. (2011). Corporate tax avoidance and stock price crash risk: Firm level analysis. Journal of Financial Economics. 100: 639-662.
[22] Kothari, S. P., Mizik, N., & Roychowdhury, S. (2016). Managing for the moment: The role of real activity versus accruals earnings management in SEO valuation. The Accounting Review., 91(2), Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=1982826 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1982826.
[23] McNichols, M., & Stubben, S. (2008). Does earnings management affect firms' investment decisions? The Accounting Review. 83: 1571-1603.
[24] Roychowdhury, S. (2006). Earnings management through real activities manipulation. Journal of Accounting and Economics. 42(3): 335-370.
[25] Tanani, M., Sedighi, A., & Amiry, A. (2016). The role some of corporate governance mechanisms in reducing the risk of share price crash in accepted companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Asset Management and Financing. 3(4): 31-50. (in persian).
[26] Zang, A. (2012). Evidence on the tradeoff between real manipulation and accrual manipulation. The Accounting Review. 87(2): 675-703.
[27] Zhao, Y., Chen, K., Zhang, Y., & Davis, M. (2012). Takeover protection and managerial myopia: Evidence from real earnings management. Journal of Accounting and Public Policy. 31(1): 109-135.