اثر تفاضلی نوسان عناصر سود بر قابلیت پیش‌‌بینی سود

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و مدیریت، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران

2 استاد، گروه مدیریت صنعتی، دانشکدۀ اقتصاد و مدیریت، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران

3 استادیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و مدیریت، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران

4 دکتری، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و مدیریت، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران

چکیده

نتایج پژوهش‌های قبلی نشان می‌دهد اگر نوسان سود افزایش و پایداری آن کاهش یابد، سود گذشته قادر نیست سود آینده را به‌خوبی پیش‌بینی کند. عناصر سود شرکت‌هایِ با پایداری و نوسان متفاوت، آگاهی‌بخش‌تر از سود خالص است. در مقالۀ حاضر این موضوع بررسی شده است که عناصر مذکور محتوای اطلاعاتی بیشتری نسبت به سود دارد یا خیر؛ سپس الگویی رگرسیونی برای توصیف اثر تفاضلی پایداری و نوسان عناصر بر قابلیت پیش‌‌بینی سود ارائه شده است. تجزیه‌و‌تحلیل صورت‌گرفته در این مقاله براساس اطلاعات 33 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1381 تا 1394 است. اطلاعات موردنیاز از صورت‌های مالی و نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد عناصر با پایداری بیشتر و نوسان کمتر، موجب افزایش قابلیت پیش‌‌بینی سود می‌شود. از بین عناصر اصلی سود و زیان که در این پژوهش استفاده شده است، فروش، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، هزینۀ حقوق ‌و ‌مزایا، استهلاک، سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش و هزینه‌های مالی موجب بهبود قابلیت پیش‌بینی سود می‌شود.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Incremental Effect of earnings Components’ Volatility and their Persistence on Earnings Predictability

نویسندگان [English]

  • Hossein Etemadi 1
  • Adel Azar 2
  • Sahar Sepasi 3
  • Sasan Babaie 4
1 Associate Prof. Accounting, Faculty of Management & Economics, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran
2 Full Prof. management, Faculty of Management & Economics, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran
3 Assistant Prof. Accounting, Faculty of Management & Economics, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran
4 Ph.D. in Accounting, Faculty of Management & Economics, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran
چکیده [English]

The result of prior research shows that if the volatility of earnings increases and their persistence decreases, past earnings aren’t good predictors of future earnings. Relative to aggregate earnings, earnings components will be more informative for firms whose earnings components have different persistence and volatility. We examine whether these earnings components have incremental information content relative to aggregate earnings, and then we construct a model to describe the effect of components’ volatility and their persistence on earnings predictability. In this study, the analyses are based on a sample of 33 firms listed in Tehran Stock Exchange. Data needed are derived from financial statements of companies listed in TSE. To test our hypotheses, we use data for years from 2002 to 2016. The results of study show that higher persistence and lower volatility of components will increase earnings predictability. Among the main components used in the research, sales, cost of goods sold, employee expenses, depreciation, other general, administrative and selling expenses, and interest expenses improve earnings predictability.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Earnings Components
  • Predictability
  • Persistence and Volatility

مقدمه

بازار سرمایه در کنار سایر بازارها نظیر بازار پول، کار و کالا وظیفۀ تخصیص بهینۀ سرمایه را به‌ عهده دارد. جلب اعتماد سرمایه‌گذاران مستلزم داشتن اطلاعاتی است که به آنها در انتخاب بهترین سرمایه‌گذاری و مناسب‌ترین سبد سهام یاری رساند. اطلاعات نقش اساسی در عملکرد بازار سرمایه ایفا می‌‌کند [11]. گزارش‌‌‌های مالی یکی از منابع اطلاعاتی دردسترس بازارهای سرمایه است که انتظار می‌‌رود نقش مؤثری در توسعۀ سرمایه‌گذاری و افزایش کارآیی آن ایفا کند. در این زمینه، استادان، پژوهشگران و مدیران اجرایی مالی و حسابداری همواره به‌دنبال افزایش کیفیت گزارشگری مالی به‌منزلۀ ابزاری برای مسئولیت پاسخگویی به نیازهای جامعۀ خود بوده‌اند [39]. سود خالص یکی از مهم‌ترین اطلاعات مالی ارائه‌شده در صورت سود و زیان است. سود به‌منزلۀ معیاری خلاصه از عملکرد عملیاتی شرکت‌ها استفاده می‌شود [15]. برای سنجش کیفیت گزارشگری مالی، بر کیفیت سود به‌منزلۀ شاخصی از کیفیت گزارشگری مالی تمرکز می‌‌شود [36]. کیفیت سود معیاری مهم برای سلامت مالی واحد تجاری به شمار می‌‌آید. آگاهی سهامداران از کیفیت سود ممکن است بر قیمت سهام، میزان سود تقسیمی و درنتیجه بازده سهام تأثیر بگذارد. همچنین سودهای با کیفیت کم ممکن است موجب تخصیص غیربهینۀ منابع به طرح‌‌‌هایی با بازدهی غیرواقعی و درنتیجه کاهش رشد اقتصادی شود [22]. در پژوهش‌های انجام‌شده تاکنون عموماً فرض شده است همۀ عناصر سود ارتباط یکسانی با بازده سهام دارد. پژوهش‌های بسیاری نیز نشان داده‌ است ضرورتاً چنین نیست [8]. اگر یک عنصر از سود ویژگی‌های متفاوتی با عناصر دیگر آن داشته باشد، تجمیع اعداد سبب ازبین‌رفتن محتوای اطلاعاتی می‌شود [47]. اگر عناصر تفکیک‌شدۀ سود پایداری متفاوتی داشته باشد، قابلیت پیش‌‌بینی بیشتری دربارۀ سود آتی پیدا می‌کند [14]. پژوهش‌های قبلی بیان‌کنندۀ کاهش ارتباط ارزشی و قابلیت پیش‌بینی سود طی چند دهۀ گذشته بوده است. ازجمله عواملی که برای این کاهش ذکر شده است، پایداری پایین سود، افزایش نوسان و تجمیع اقلام آن است. این سؤال مطرح می‌شود که آیا کاربرد اطلاعات عناصر سود - که ویژگی‌های متفاوتی دارد - در کنار سود خالص ممکن است سبب افزایش ارتباط ارزشی و قابلیت پیش‌بینی سود شود یا خیر؛ بنابراین، در این پژوهش اثر نوسان و پایداری عناصر سود بر قابلیت پیش‌‌بینی سود بررسی شده و الگویی رگرسیونی در این زمینه ارائه شده است.

 

مبانی نظری

براساس FASB (1999) و IASB (2008) (به نقل از بیست[1] و همکاران، 2009)، هدف اصلی گزارشگری مالی فراهم‌کردن اطلاعات مالی دربارۀ شخصیت‌های اقتصادی است که کیفیت بالایی دارد، ازنظر ماهیت مالی است و برای تصمیم‌گیری‌های اقتصادی سودمند است. براساس IASB (2006) و IASB (2008)، فراهم‌کردن گزارشگری مالی باکیفیت از این نظر مهم است که اثر مثبتی بر تصمیمات فراهم‌کنندگان سرمایه و سایر ذی‌نفعان در زمینۀ سرمایه‌گذاری، اعتباردهی و تصمیمات مشابه تخصیص منابع می‌گذارد؛ به‌طوری‌ که کارآیی بازار سرمایه افزایش می‌یابد [7]. هنگامی ‌که سرمایه‌گذاران برای سازمان‌دهی تصمیمات سرمایه‌گذاری خود چشم‌انداز یک شرکت را ارزیابی می‌کنند، صورت‌های مالی نقش مهمی در این زمینه ایفا می‌کند [9]. سود گزارش‌شده از این جهت معیار مهمی محسوب می‌شود که منبع اصلی اطلاعات برای ارزیابی عملکرد کسب‌و‌کار است. به ‌همین دلیل، سود گزارش‌شده کیفیت بالایی به‌ویژه برای تصمیمات سرمایه‌گذاری و تأمین مالی می‌طلبد [50]. کیفیت سود بدین شکل تعریف می‌شود: «آن اندازه که سود گزارش‌شده واقعیت‌های اقتصادی را به‌منظور ارزیابی صحیح عملکرد مالی یک شرکت بیان کند» [31]. با این اوصاف، کیفیت گزارشگری مالی مفهوم وسیع‌تری است که هم به اطلاعات مالی اشاره دارد، هم افشاهای ضمیمه و سایر اطلاعات غیرمالی سودمند در تصمیمات را در بر می‌گیرد که در گزارش مالی موجود است [7].

به‌طور کلی هشت معیار کیفیت سود وجود دارد که در پژوهش‌های تجربی استفاده می‌شود. این معیارها از یک ‌طرف بیان‌کنندۀ ویژگی‌های حسابداری سود و ازطرف ‌دیگر نشان‌دهندۀ ویژگی بازاری آن است. معیارهای حسابداری کیفیت سود عبارت‌است از: پایداری، قابلیت پیش‌‌بینی، کیفیت اقلام تعهدی، نوسان و مدیریت سود. این معیارها بر جریان‌های نقدی یا خود سود به‌منزلۀ چارچوب ارجاعی برای ارزیابی کیفیت آن مبتنی است. معیارهای بازاری عبارت ‌است از: ارتباط ارزشی، به‌موقع‌بودن و محافظه‌کاری (مشروط). در این معیارها فرض می‌شود بین سود و قیمت‌های بازار یا بازده سهام همبستگی وجود دارد و با استفاده از این همبستگی کیفیت سود ارزیابی می‌شود. تفکیک معیارهای کیفیت سود به خاصه‌های[2] حسابداری و بازاری سبب برجسته‌شدن کارکردهای مختلف سود می‌شود؛ بنابراین، از دیدگاه حسابداری سود، توزیع تعهدی جریان‌های نقدی است. در مقابل، در دیدگاه بازاری سود انعکاسی از سود اقتصادی ارائه‌شده ازطریق بازده بازار سهام است [44]. در پژوهش حاضر بر قابلیت پیش‌‌بینی سود، پایداری و نوسان عناصر آن تمرکز شده است.

قابلیت پیش‌‌بینی سود توانایی سود در توضیح خود سود است [33]. اگر سودآوری گذشته برآورد خوبی از سودآوری فعلی باشد، گفته می‌‌شود قابلیت پیش‌‌بینی بالاست. این خصوصیت مبتنی بر رابطۀ بین ارقام حسابداری سود (سودآوری گذشته با سودآوری فعلی) است و اطلاعات خارج از سیستم حسابداری نظیر تصور بازار از سود گزارش‌شده را نادیده می‌‌گیرد. برآورد دقیق‌تر سود آتی سبب پیش‌‌بینی دقیق‌تر سود تقسیمی‌ آتی می‌شود که به‌نوبۀ خود صحت برآورد قیمت سهام حاصل از کاربرد فرمول ارزش فعلی سود‌‌‌های تقسیمی موردانتظار آتی را افزایش می‌‌دهد [47]. دیچو و تانگ[3] (2009) شواهد جالبی ارائه کردند که برمبنای آنها پایداری سود رابطۀ منفی با نوسان سود شرکت‌های آمریکایی دارد. انگیزۀ تجزیه‌و‌تحلیل آنها تحلیل قبلی انجام‌شده توسط گراهام[4] و همکاران است که در آن مدیران عمیقاً اعتقاد دارند نوسان سود سبب کاهش قابلیت پیش‌‌بینی سود می‌شود. در حالی ‌که بنا به‌ فرض، قابلیت پیش‌‌بینی سود رابطۀ نزدیکی با مفهوم پایداری سود دارد [16]. دیچو و تانگ (2009) نوسان سود را ناشی از دو عامل می‌دانند: نوسان ناشی از شوک‌های اقتصادی و نوسان ناشی از مشکلات موجود در تعیین سود حسابداری که هر دوی این عوامل قابلیت پیش‌‌بینی سود را کاهش می‌دهد. بین پژوهش‌های داخلی در زمینۀ قابلیت پیش‌‌بینی و پایداری سود، ولی‌پور و آشوب (2011) رابطۀ ناپایداری سود و قابلیت پیش‌‌بینی سود آتی را بررسی کرده‌اند. نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد بین سودهای ناپایدار فعلی و قابلیت پیش‌‌بینی سودهای آتی رابطۀ معنی‌دار و معکوسی وجود دارد. همچنین با کسر اقلام تعهدی از سود عملیاتی، قابلیت پیش‌‌بینی افزایش می‌‌یابد. رضازاده و گروسی (2011) پایداری تفاضلی عناصر تعهدی و نقدی سود و پیش‌‌بینی سودآوری را بررسی کردند. یافته‌‌‌های پژوهش آنها نشان داد عنصر تعهدی سود نسبت به عنصر نقدی آن رابطۀ قوی‌تری با میانگین دارایی‌ها در مخرج کسر معیار سودآوری دارد. در مقابل، عنصر تعهدی و نقدی سود با سود عملیاتی سال آتی رابطۀ یکسانی دارد. پژوهش‌های انجام‌شده در زمینۀ قابلیت پیش‌‌بینی و نوسان سود به وجود رابطۀ منفی بین این دو دست یافته‌اند. ازجمله می‌‌توان به پژوهش‌های حقیقت و معتمد (2012)، طرینی (2010)، ابوعلی (2010)، مشایخی و منتی (2014)، مهرانی و حصارزاده (2011)، نوروش و حصارزاده (2011)، پرویزی‌نژاد (2010) و جعفری‌هرستانی (2011) اشاره کرد. مهرانی و حصارزاده (2011) دریافتند پایداری سود، عامل کلیدی در تحلیل رابطۀ بین نوسانات و امکان پیش‌‌بینی سود است. فرد‌فشانی (2011) ارتباط نوسان‌پذیری و قابلیت پیش‌‌بینی سود را بررسی کرد. نتایج پژوهش او نشان داد نوسان‌پذیری سود مبنای مطمئنی دربارۀ تمییز در پایداری نسبی سود و قابلیت پیش‌‌بینی سود تا سه سال آتی را فراهم می‌‌کند. در زمینۀ نوسان و پایداری سود، کاظمی و طرینی (2012) رابطۀ تطابق درآمد و هزینه را با نوسان‌پذیری و پایداری سود بررسی کردند و دریافتند تطابق ضعیف سبب افزایش نوسان‌پذیری و کاهش پایداری سود می‌‌شود. ابوعلی (2010) نیز به این نتیجه دست یافت که بین پایداری سود و نوسان‌پذیری آن ارتباط منفی وجود دارد. مشکی و نوردیده (2012) تأثیر مدیریت سود را در پایداری سود شرکت‌‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد پایداری سود شرکت‌‌‌های هموارساز بیش از پایداری سود شرکت‌‌‌های غیرهموارساز است.

پژوهش‌های قبلی نشان‌دهندۀ کاهش ارتباط ارزشی و پایداری سود طی چند دهۀ گذشته است. استاندارد‌گذاران به‌جای رویکرد سود و زیانی و دنبال‌کردن اصول بهای تمام‌شدۀ تاریخی و تطابق، رویکرد ترازنامه‌‌‌‌ای و ارزش منصفانه را برگزیده‌اند [14]. در روابط رگرسیونی معمول آشکارا فرض شده است که معیارهای موردتوجه، ارقام تجمیعی نظیر سود خالص و ارزش دفتری است؛ اما این معیارهای خلاصه به عناصر خود تفکیک‌پذیرند. ممکن است عناصر گوناگون سود میزان ارتباط ارزشی متفاوتی داشته باشد؛ درواقع، پژوهش‌های تجربی زیادی به این نتیجه دست یافته است که ارزش‌گذاری سود بین اقلام آن متفاوت است. هنگام تحلیل رابطۀ بین سود حسابداری با قیمت یا بازده سهام، معمولاً به سود خالص، تغییرات در سود خالص یا سود خالص غیرمنتظره توجه می‌‌شود؛ اما برخی پژوهشگران برای توصیف این رابطه داده‌‌‌های مفصل‌تری به‌ کار برده‌اند [8]. در صورتی‌ که بین یک بخش از سود و سودآوری آتی رابطه وجود داشته باشد، با درنظرگرفتن اطلاعات این بخش از سود، برآورد سودآوری آتی دقیق‌تر است. این ارتباط برای بخشی از سود وجود دارد که حاوی عنصر مؤثر سرمایه‌گذاری برای افزایش سودآوری آتی باشد. اگر این سرمایه‌گذاری‌ها سرمایه‌‌‌‌ای نشود، مخارج حاصل با سودآوری بیشتر آتی ارتباط خواهد یافت و درنتیجه به قابلیت پیش‌‌بینی سود و ارتباط ارزشی آن افزوده می‌شود. پاپ و وانگ[5] (به نقل از شیمن و گنتر[6]، 2013) نشان دادند چطور عناصر سود نقشۀ ‌راهی برای ارزش‌گذاری واحد تجاری به ‌حساب می‌‌آید. آنها نشان دادند اگر دو عنصر از سود خصوصیات مشابه داشته باشد (نظیر پایداری مشابه)، می‌‌توان بدون ازدست‌دادن محتوای اطلاعاتی، آنها را تجمیع کرد. با وجود این، هنگامی‌ که عناصر سود با خصوصیات متفاوت تجمیع شود، بخشی از اطلاعات از دست می‌‌رود. در این حالت بهتر است این عناصر را به‌طور مجزا در نظر گرفت. عرب‌مازاریزدی و صفرزاده (2008) تفکیک سود در پیش‌‌بینی جریان‌‌‌های نقد عملیاتی آتی را بررسی کردند و سود را به عناصر نقدی و تعهدی تفکیک کردند. براساس نتایج پژوهش آنها، عناصر سود اطلاعات متفاوتی دربارۀ جریان‌‌‌های نقد آتی منعکس می‌‌کند. به‌علاوه، با تفکیک عنصر تعهدی به عناصر بیشتر، توان توضیح‌دهندگی الگو در پیش‌‌بینی جریان‌‌‌های نقدی بهبود می‌‌یابد. برخی پژوهش‌ها به این نتیجه رسیدند که ارتباط ارزشی و قابلیت پیش‌‌بینی عناصر نقدی از تعهدی بیشتر است؛ برای مثال می‌‌توان به پژوهش‌های کردستانی و رودنشین (2006)، بولو و لطفی (2015)، خدادادی و جان‌جانی (2010)، عباس‌زاده و همکاران (2011)، مدرس و عباس‌زاده (2008) و آتش‌بند (2013) اشاره کرد؛ بنابراین، با توجه به مبانی نظری و پژوهش‌های پیشین فرضیۀ اول پژوهش عبارت است از:

فرضیۀ اول: تفکیک سود به عناصر آن قابلیت پیش‌‌بینی سود را افزایش می‌دهد.

در زمینۀ نوسان عناصر سود، کاظمی و طرینی (2012) رابطۀ تطابق درآمد و هزینه را با نوسان‌ و پایداری سود بررسی کردند و دریافتند که بررسی پایداری و نوسان‌ عناصر سود به‌طور جداگانه قادر است اثر تطابق ضعیف بر آنها را از بین ببرد. در زمینۀ رابطۀ نوسان و قابلیت پیش‌‌بینی عناصر نقدی و تعهدی، جعفری‌هرستانی (2011) رابطۀ بین نوسان‌ سود و قابلیت پیش‌‌بینی آن را بررسی کرده و دریافت نوسان‌پذیری جریان نقدی وجوه نقد با پیش‌‌بینی سود رابطۀ معکوس دارد. به‌علاوه، سود‌‌‌ سال‌‌‌های گذشته که پایداری بیشتری دارد، قابلیت پیش‌‌بینی سودهای سال‌‌‌های آتی را با حداقل خطای ممکن پیش‌‌بینی می‌‌کند. در ضمن اگر عنصر غیرنقدی سود (اقلام تعهدی) پرنوسان باشد، قابلیت پیش‌‌بینی سودهای آتی کمتر می‌شود. فتحعلیان (2014) به‌لحاظ تجربی به این نتیجه می‌رسد که رابطۀ معنی‌داری بین قابلیت پیش‌‌بینی سود آتی و یکنواختی نرخ مالیات پرداختی شرکت‌‌‌ها وجود دارد. با توجه به مبانی نظری و پژوهش‌های پیشین فرضیۀ دوم پژوهش چنین است:

فرضیۀ دوم: قابلیت پیش‌‌بینی سود دربارۀ عناصر کم‌نوسان بیشتر است.

در زمینۀ پایداری عناصر سود، شیمن و گنتر (2013) قابلیت پیش‌‌بینی و ارتباط ارزشی هزینه‌‌‌های حقوق ‌و مزایا را بررسی کردند و دریافتند که این هزینه‌ها اطلاعات اضافی برای پیش‌‌بینی عملکرد آتی را دارد و نقش عامل پایداری حقوق ‌و مزایا در افزایش محتوای اطلاعاتی آن بیشتر است. براتن[7] (2009) توانایی پیش‌‌بینی عناصر سود و سود خالص، عناصر فروش، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، هزینه‌‌‌های عمومی و اداری، استهلاک، هزینه‌های مالی، سود غیرعملیاتی، مالیات بر درآمد، منافع اقلیت و اقلام ویژه را بررسی کرد. او نشان داد تفکیک سود سبب پیش‌‌بینی بهتر سود آتی می‌‌شود و دریافت که تحلیلگران پایداری عناصر سود را به‌طور ناقص لحاظ می‌‌کنند. به‌علاوه، هنگامی‌ که اطلاعات حاصل از این عناصر بیان‌کنندۀ پایداری کمتر سود است، تحلیلگران این اطلاعات را نادیده می‌‌گیرند که سبب خطای پیش‌‌بینی بیشتر می‌‌شود و برعکس. ریچاردسون[8] و همکاران (به نقل از براتن، 2009) عنصر تعهدی سود را به چندین طبقه تفکیک و آنها را ازنظر قابلیت اتکا رتبه‌بندی کردند. آنها نشان دادند پایداری عناصر تعهدی سود از عناصر نقدی آن کمتر است. فیرفیلد[9] و همکاران (1996) قابلیت پیش‌‌بینی سود آتی را برمبنای اطلاعات حاصل از عناصر سود (سود عملیاتی، سود غیرعملیاتی و مالیات و اقلام خاص) بررسی کردند و دریافتند پایداری مقطعی این اقلام، قابلیت پیش‌‌بینی پیش‌‌بینی‌‌‌های یک ‌سال جلوتر ROE را افزایش می‌‌دهد. پژوهش لایپ[10] (1986) (به نقل از براتن، 2009) نخستین پژوهشی است که نقش جمع اقلام صورت سود و زیان را در توضیح بازده سهام بررسی کرده است. او به‌جای تأکید بر سود خالص، آن را به شش عنصر (سود ناخالص، هزینه‌‌‌های عمومی و اداری، هزینۀ استهلاک، هزینه‌های مالی، مالیات و سایر اقلام) تفکیک و رابطۀ بین این عناصر و بازده سهام را بررسی کرده است و دریافته است با تفکیک شوک‌‌‌های عنصر غیرمنتظرۀ سود، بازده غیرمنتظره بهتر توضیح داده می‌‌شود. او همچنین دریافت تا جایی ‌که بازده غیرمنتظره به هر یک از شوک‌‌‌های عنصر سود پاسخ می‌‌دهد، به معیار پایداری آن مربوط می‌‌شود. بولو و همکاران (2012) ملاحظۀ محتوای اطلاعاتی عناصر سود توسط مدیران و سرمایه‌گذاران را در پیش‌‌بینی سود بررسی کردند و دریافتند که پایداری عناصر سود مشابه نیست و عناصر سود تبیین بهتری از سود آتی نسبت به مبلغ کلی آن دارد و در تصمیم‌گیری‌‌‌های مدیران و سرمایه‌گذاران لحاظ می‌‌شود و آنها تفاوت در پایداری عناصر سود را مدنظر قرار می‌‌دهند. علاوه بر این، ملاحظه شد که مدیران و سرمایه‌گذاران پایداری عناصر سود را به‌طور کامل درک نمی‌کنند و به عناصر سود به‌طور نادرست وزن می‌‌دهند. صالح‌پور و همکاران (2015) پایداری و محتوای اطلاعاتی عناصر نقدی و تعهدی سود را بررسی کردند و آنها را در دو گروه از شرکت‌ها (با اکثریت سهام دولتی و با اکثریت سهام خصوصی) مقایسه کردند. نتایج پژوهش آنها بیان‌کنندۀ آن است که سرمایه‌گذاران شرکت‌‌‌های دولتی و غیردولتی در انتظارات مرتبط با سودآوری خود که در قیمت سهام منعکس می‌‌شود، به پایداری عناصر نقدی و تعهدی سود توجه بیشتری دارند. در زمینۀ پایداری عناصر نقدی و تعهدی، همتی و همکاران (2012) پایداری عناصر نقدی سود را بررسی کردند. نتایج به‌دست‌آمده از پایداری سود و پایداری بیشتر عنصر نقدی سود نسبت به عنصر تعهدی سود و از رابطۀ مثبت بین نگهداشت وجه نقد با اقلام تعهدی آتی حمایت می‌‌کند. پورچنگیز (2014)، حبیبی (2011)، حیدری‌مقدم (2010) و آرتیکیس و پاپاناستاسوپولوس[11] (2016) هم به نتیجۀ مشابهی دست یافتند؛ اما عظیمی‌یانچشمه (2010) و بزرگ‌اصل و صالح‌زاده (2015) به نتیجه‌‌‌‌ای برعکس آن رسیدند. با توجه به نتایج این پژوهش‌ها و مبانی نظری فرضیۀ سوم پژوهش چنین است:

فرضیۀ سوم: قابلیت پیش‌‌بینی سود دربارۀ عناصر پایدارتر بیشتر است.

 

روش پژوهش

برای آزمون فرضیه‌ها از اطلاعات سال‌‌‌های 1381 تا 1394 و ضرایب تعیین تعدیل‌‌شدۀ حاصل از آزمون فرضیۀ‌‌‌ 1 استفاده شده است. برای گردآوری داده‌ها از نرم‌افزار ره‌آورد نوین استفاده شده است. از‌ آنجا‌ که دادۀ تمام متغیرها در این نرم‌افزار موجود نبود، اطلاعات استهلاک، هزینۀ حقوق ‌و مزایا، تبلیغات، سایر هزینه‌های عمومی و اداری و مالیات از صورت‌‌‌های مالی شرکت‌ها استخراج شده است. جامعۀ آماری این پژوهش، شرکت‌‌‌های پذیرفته‌شده در بورس تهران در سال‌‌‌های 1381 تا 1394 است که ویژگی‌های زیر را داشته باشد: جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری و خدماتی نباشد (به ‌این دلیل شرکت‌های مذکور حذف شده است که فعالیت و چرخۀ عملیات آنها با شرکت‌های دیگر متفاوت است)، سال مالی آنها باید به 29 اسفند منتهی شود (به ‌این دلیل 29 اسفند ملاک قرار گرفته است تا شرکت‌هایی بررسی شود که در دوره و شرایط اقتصادی مشابهی قرار داشته است)، دادۀ متغیر‌های استفاده‌شده در رابطه‌ها باید در سال‌های بررسی‌شده موجود باشد، نماد معاملاتی سهام شرکت‌ها در طول سال مالی باید معامله شده باشد و بیش از 4 ماه توقف معاملاتی نداشته باشد و باید در تمام سال‌ها سود‌آور باشد (دلیل انتخاب شرکت‌های سود‌آور آن بوده است که با توجه به ادبیات پژوهش، سرمایه‌گذاران زیان شرکت‌ها را پایدار تصور نمی‌کنند و واکنش آنها ممکن است با سود شرکت‌های دیگر متفاوت باشد). پس از اعمال این محدودیت‌ها، تنها 33 شرکت‌ شرایط ذکرشده را داشتند.


جدول (1) نحوۀ انتخاب شرکت‌ها

محدودیت‌های اعمال‌شده برای انتخاب شرکت‌ها

تعداد شرکت‌ها

تعداد کل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس تهران در سال 81

358

کسر شود: دارای سال مالی غیر از 29 اسفند

95

 

263

کسر شود: نماد معاملاتی آنها بیش از 4 ماه متوقف باشد

106

 

157

کسر شود: در یکی از سال‌های بررسی‌شده زیان‌ دیده باشد

101

 

56

کسر شود: شرکت‌های واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری و خدماتی

19

 

37

کسر شود: داده‌های مربوط به آنها ناقص باشد

4

شرکت‌های باقی‌مانده

33

 

 

دیچو و تانگ (2009) بیان کرده‌اند که برای بررسی رابطۀ بین نوسان و قابلیت پیش‌‌بینی سود کار با رابطۀ زیر آغاز می‌‌شود که در آن، E سود گزارش‌شدۀ شرکت است:

(1)

Et = α + β*Et-1 + ε

اگر از دو طرف آن واریانس گرفته ‌‌شود، در آن‌ صورت [17]:

(2)

Var (Et) = β2*Var (Et-1) + Var (ε)

با فرض اینکه نوسان سود هر چهل سال دو برابر می‌شود و واریانس سود طی زمان ثابت است، معادلۀ زیر به‌ دست می‌‌آید [17]:

(3)

Var (ε) = Var (E)*(1-β2)

VAR (E) شاخص نوسان سود است و VAR (ε) شاخص (معکوس) قابلیت پیش‌‌بینی است؛ زیرا واریانس عبارت خطای پراکندگی در سود باقی‌مانده بعد از درنظرگرفتن اثر ضریب β را در بردارد. این عبارت رهنمود مفیدی در زمینۀ سازوکار ارتباط بین نوسان سود و قابلیت پیش‌‌بینی است که رابطه‌‌‌‌ای دوسویه را آشکار می‌کند؛ از یک سو با ثابت نگه‌داشتن پایداری سود، نوسان سود رابطۀ معکوسی با قابلیت پیش‌‌بینی سود دارد. ازسوی دیگر، احتمال می‌‌رود این رابطۀ منفی ازطریق اثر ضریب پایداری تقویت شده باشد؛ زیرا دلایلی در این زمینه وجود دارد که خود β رابطۀ منفی با نوسان سود دارد. برای مثال، احتمال می‌‌رود خطاهای اقتصادی یا حسابداری در سود سبب افزایش نوسان و کاهش پایداری سود ‌‌شود [17].

برای مقایسۀ قابلیت پیش‌‌بینی سود و عناصر آن، از الگوی فرانسیس[12] و همکاران (2004) و شیمن و گنتر (2013) استفاده شده است. براساس پژوهش فرانسیس و همکاران (2004) و لایپ (1990)، قابلیت پیش‌‌بینی سود از رابطۀ زیر برآورد می‌شود:

(4)

 

EBEIj,t سود خالص واحد تجاری i در سال t است. نظیر پژوهش فرانسیس و همکاران (2004) و شیمن و گنتر (2013)، قابلیت پیش‌‌بینی سود بر
مبنای 2R تعدیل‌شده اندازه‌گیری می‌شود؛ زیرا این عدد کاهش درجۀ آزادی ناشی از تعداد متغیرهای مستقل بیشتر را در نظر می‌گیرد. 2 Rتعدیل‌شده رابطۀ (4) با 2R تعدیل‌شدۀ رگرسیون زیر مقایسه می‌شود:

 

(5)

 

COMPONENTj,t-1 عناصر سود موجود در جمع اقلام سال 1-t است. پژوهش‌های قبلی که ارتباط بین عناصر سود و بازده و سود آتی را بررسی کرده است، عناصر سود را به‌صورت جمع طبقات[13] (لایپ، 1986؛ فیرفیلد، 1996) تعریف کرده‌ است. با وجود این، عناصر سود را می‌‌توان در قالب سود نقدی و تعهدی (اسلون[14]) یا سود موقت، دائمی و نامربوط به قیمت (راماکریشنان و توماس[15])، اختیاری و غیراختیاری (سابرامانیام[16])، منتظره و غیرمنتظره، مکرر و غیرمکرر، عادی و غیرعادی در نظر گرفت [14]. دربارۀ عناصر سود، این نقش برای عناصری بررسی شده است که مجموعۀ کامل‌تری نسبت به پژوهش‌های پیشین خواهد بود؛ عناصری مانند فروش، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، هزینۀ حقوق ‌و مزایا، هزینۀ تبلیغات و بازاریابی، هزینۀ استهلاک، سایر هزینه‌‌‌های عمومی، اداری و فروش، هزینه‌های مالی و مالیات. هزینۀ حقوق‌ و ‌مزایا از مواردی که در ادامه می‌آید، تشکیل شده است: حقوق پایه، اضافه‌کاری، بن کارگری، پاداش، عیدی، سنوات، حق مسکن، بیمۀ سهم کارفرما و بیمۀ بیکاری، حق مأموریت، مرخصی استفاده‌نشده، ایاب و ذهاب، رستوران، کمک‌های غیرنقدی، فوق‌العادۀ شغل (ویژه)، حق اولاد، کمک‌هزینۀ تحصیلی، پوشاک، بهره‌وری، صندوق کارآموزی، بهداشت و درمان، هزینه‌های متفرقه، آموزش حین خدمت، حق جذب، شب‌کاری، سختی کار، ورزش، بازخرید و سایر مزایا. تمام مبالغ ذکرشده حاصل‌جمع مبالغ تولیدی در بخش بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته و مبالغ غیر‌تولیدی در بخش هزینه‌های عملیاتی است. هزینۀ استهلاک نیز از حاصل‌جمع دو مبلغ منعکس‌شده در بخش تولیدی و غیرتولیدی به ‌دست می‌آید. سایر هزینه‌های عمومی و اداری از کسر هزینۀ حقوق ‌و‌ مزایا، استهلاک غیرتولیدی و تبلیغات و بازاریابی از هزینه‌های عمومی، اداری و فروش به‌ دست می‌آید. هر دو معیار EBEI و COMPONENT بر ارزش بازار شرکت در ابتدای دوره تقسیم می‌شود. با توجه به پژوهش‌های فرانسیس و همکاران (2004) و شیمن و گنتر (2013)، رگرسیون‌ها برای هر شرکت به ‌تفکیک طی بازه‌های ده‌ساله انجام می‌‌گیرد؛ بنابراین، ضریب تعیین الگوی (4) و (5) برای هر یک از شرکت‌ها طی 4 دورۀ 10‌ساله (دورۀ نخست از 81 تا 92 (سالt-1) برای متغیرهای مستقل به‌همراه 82 تا 91 (سال t) برای متغیر وابسته و به ‌همین صورت برای سه دورۀ بعد) به ‌دست آورده می‌شود. حاصل اجرای این رگرسیون‌ها، 132 مشاهده در چهار دورۀ 10‌سالۀ مذکور است که به سال‌های 91، 92، 93 و 94 ختم می‌شود. از همین اطلاعات برای آزمون فرضیه‌های دوم و سوم استفاده می‌شود. ذکر این نکته ضروری است که از اطلاعات سال‌های 81 تا 94 برای برآورد ضرایب تعیین تعدیل‌شده استفاده شده است و حاصل آن ضرایبی در چهار دورۀ منتهی به سال‌های 91 تا 94 است که مبنای آزمون‌ها را تشکیل می‌دهد. ضرایب تعیین تعدیل‌‌شدۀ رابطۀ (4) (الگوی سود) با ضرایب رابطۀ (5) (الگوی عناصر سود) مقایسه می‌‌شود. این مقایسه در قالب آزمون t یک‌دامنه بر میانگین ضریب تعیین تعدیل‌‌شدۀ الگوی سود و الگوی عناصر سود انجام می‌‌گیرد. اگر الگوی عناصر سود، یعنی الگوی (5)، ضریب تعیین تعدیل‌‌شدۀ بالاتری نسبت به الگوی سود، یعنی الگوی (4)، داشته باشد، عناصر سود قابلیت پیش‌‌بینی آن را افزایش می‌دهد و فرضیۀ اول تأیید می‌‌شود.

برای بررسی اثر پایداری و نوسان عناصر بر قابلیت پیش‌‌بینی سود، از روش دیچو و تانگ (2009) استفاده شده است. اگر رابطۀ بین معیارهای کیفی سود - که پیشتر دربارۀ آن بحث شد - دربارۀ عناصر سود به‌کار رود، خواهیم داشت:

 

(6)

ضریب این رابطه بیان‌کنندۀ پایداری عناصر سود است.

مشابه روش استفاده‌شده توسط دیچو و تانگ (2009)، با گرفتن واریانس از دو طرف رابطه خواهیم داشت:

VAR (COMPONENTt) = υ2*VAR (COMPONENTt-1) + VAR (τj,t)

(7)

 

(8)

VAR (COMPONENT) بیان‌کنندۀ نوسان عناصر سود است. VAR (τj,t) بیان‌کنندۀ (عکس) قابلیت پیش‌‌بینی عناصر است.

با گرفتن واریانس از دو طرف رابطۀ 5 خواهیم داشت:

 

و درنهایت:

 

(9)

اگر رابطۀ (3) از رابطۀ (9) کم شود خواهیم داشت:

 

(10)

از رابطۀ (10) برای توصیف اثر تفاضلی نوسان عناصر بر قابلیت پیش‌‌بینی سود استفاده می‌شود. با استفاده از رابطۀ (8) می‌توان پایداری عناصر را وارد رابطۀ (10) کرد و آن را جایگزین نوسان سود کرد:

 
 

(11)

VAR(εj,t)-VAR(ξj,t) قابلیت پیش‌‌بینی تفاضلی عناصر سود نسبت به صرف سود است. این متغیر، متغیر وابسته برای بررسی اثر نوسان و پایداری عناصر بر بهبود قابلیت پیش‌‌بینی سود است. قابلیت پیش‌‌بینی تفاضلی تفاوت بین 2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ (5) و رابطۀ (4) است. از رابطۀ زیر برای آزمون اثر موردبحث استفاده شده است. متغیرهای دیگری که بر قابلیت پیش‌‌بینی سود اثر دارد نیز در رابطۀ رگرسیونی وارد شده است. این متغیرها در پژوهش‌های قبلی ازجمله فرانسیس و همکاران (2004) و شیمن و گنتر(2013) استفاده شده است.

 (12)

 

 

EARPERi,t پایداری سود یعنی ضریب β1 در الگوی (1)، SIZEi,t لگاریتم کل دارایی‌ها، MTBRi,t ارزش بازار به ارزش دفتری، CFVARi,t نوسان جریان‌های نقدی (انحراف معیار جریان‌های نقد علمیاتی طی بازه 5‌سالۀ تقسیم بر ارزش بازار ابتدای دوره)، SALVARi,t نوسان فروش (انحراف استاندارد فروش خالص شرکت طی بازه ‌5سالۀ تقسیم بر ارزش بازار ابتدای دوره)، OPCYCi,t چرخۀ علمیاتی (جمع دورۀ وصول مطالبات و دورۀ گردش موجودی کالا)، INTINTj,tکثرت دارایی‌‌‌های نامشهود (هزینۀ پژوهش و توسعۀ تقسیم بر خالص فروش)، INTDUMj,t متغیر ساختگی (برای شرکت‌‌‌هایی‌ که پژوهش ‌و ‌توسعه ندارند 1 و در غیر این ‌صورت 0 در نظر ‌گرفته می‌‌شود) و CAPINTi,tکثرت سرمایه (خالص ارزش دفتری اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات تقسیم بر ارزش بازار ابتدای دوره) است.

 

یافته‌ها

ابتدا تحلیل توصیفی متغیرها بررسی می‌شود. بررسی داده‌ها نشان می‌دهد تغییر چشمگیری در انحراف معیار متغیر اندازه وجود ندارد. میانگین آن از 57/0 در سال 91 تا 01/0- (رقم منفی به‌دلیل محاسبۀ لگاریتم طبیعی یک عدد کوچک‌تر از یک است) در سال 94 در تغییر بوده است. حداقل این متغیر 32/1- و حداکثر آن 21/2 بوده است. نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری (MTBR) نیز تغییر چشمگیری از میانگین 63/1 در سال 1391 تا میانگین 55/2 در سال 94 را در شرکت‌ها تجربه کرده است. دلیل این تغییر آن است که ارزش بازار طی دورۀ بررسی‌شده افزایش و درنتیجه صورت کسر افزایش می‌یابد. این متغیر حداقل 35/0 و حداکثر 32/9 را تجربه کرده است. میانگین SALVAR در سال دوم از 63/0 به 70/0 افزایش یافته و سپس ثابت مانده است. حداقل آن 09/0 و حداکثر آن 06/3 بوده است. میانگین متغیر CAPINT ابتدا از رقم 24/0 کاهش‌، سپس دوباره افزایش و به ‌رقم قبلی تغییر یافته ‌است. میانگین نوسان جریانات نقدی، روندی کاهشی از 32/0 در سال 91 تا 12/0 در سال 94 داشته است که حداقل و حداکثر آن به‌ترتیب 17/0- و 17/1 است. ممکن ‌است تحریم‌های بین‌المللی تحمیل‌شده از سال 90 بر اقتصاد ایران و کاهش فشارهای اقتصادی ناشی از توافق هسته‌ای از سال 92 به بعد سبب چنین نوسانی در جریانات نقدی شده ‌باشد. به‌علاوه، این وضعیت سبب کاهش میانگین متغیر OPCYC می‌شود؛ زیرا شرکت‌ها سیاست اعتباری خود را تغییر می‌دهند و سیاست‌های سخت‌گیرانه‌تری برای نقد‌کردن هر‌چه ‌سریع‌تر مطالبات خود در پیش می‌‎گیرند؛ اما از سال 93 به بعد، با کاهش فشارهای اقتصادی و تعدیل سیاست ریاضتی، دوباره این متغیر افزایش ‌یافته است. حداقل چرخۀ عملیات 47 و حداکثر آن 329 روز بوده است.

برای آزمون فرضیۀ نخست، رابطۀ رگرسیونی (4) و (5) برای به‌دست‌آوردن 2 Rتعدیل‌شدۀ هر شرکت طی دورۀ 10‌‍ ساله به ‌اجرا در‌می‌آید؛ سپس 2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ (4) و رابطۀ (5) برای همۀ رگرسیون‌های ‌10 سالۀ منتهی به سال موردنظر با هم مقایسه می‌شود. درنهایت، آزمون t یک‌دامنه بر میانگین 2‌Rهای تعدیل‌شدۀ رابطۀ (4) و رابطۀ (5) انجام می‌شود. این آزمون در سطح 1، 5 و 10 درصد در نظر گرفته می‌شود. جدول (2) تحلیل توصیفی 2‌Rهای تعدیل‌شده و ضریب 1 β را در رابطۀ (4) نشان می‌دهد. در این جدول، کاهش 2 Rتعدیل‌شده برای دو سال نخست و سپس اندکی افزایش در مقدار آن مشاهده می‌شود.


جدول (2) تحلیل توصیفی 2Rهای تعدیل‌شده و β1برای رابطۀ 4

سال

R2 تعدیل‌شده

 

β1

میانگین

میانه

انحراف استاندارد

 

میانگین

میانه

انحراف استاندارد

1391

01/0

08/0-

19/0

 

20/0

14/0

35/0

1392

06/0

03/0-

21/0

 

32/0

19/0

46/0

1393

05/0-

08/0-

10/0

 

07/0

06/0

25/0

1394

04/0-

08/0-

12/0

 

06/0

07/0

27/0

 

 

در جدول (3) روندی کاهشی در 2 Rتعدیل‌شدۀ هر یک از عناصر رابطۀ (5) دیده می‌شود. این روند کاهشی شبیه همان روند رابطۀ (4) در جدول (2) است؛ اما اگر مقادیر هر سال با هم مقایسه شود، رابطۀ (5)،
2R تعدیل‌شدۀ بیشتری دارد. اکنون 2R تعدیل‌شدۀ الگوی سود و الگوی عناصر ازطریق آزمون t یک‌دامنه بر میانگین 2 Rتعدیل‌شدۀ دو رابطۀ مذکور انجام می‌شود.


 

 

 

 

جدول (3) تحلیل توصیفی 2Rهای تعدیل‌شده برای رابطۀ 5

عنصر

سال

میانگین

میانه

انحراف معیار

عنصر

سال

میانگین

میانه

انحراف معیار

فروش

91

13/0

01/0

34/0

تبلیغات و

 بازاریابی

91

03/0

03/0-

27/0

92

17/0

07/0

33/0

92

06/0

01/0-

28/0

93

08/0

01/0

31/0

93

04/0-

12/0-

22/0

94

09/0

01/0-

31/0

94

03/0-

08/0-

23/0

بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته

91

08/0

00/0

30/0

سایز هزینه‌های عمومی، اداری و فروش

91

09/0

07/0

25/0

92

14/0

02/0

31/0

92

11/0

00/0-

27/0

93

01/0

14/0-

31/0

93

00/0

03/0-

22/0

94

02/0

10/0-

30/0

94

02/0

02/0-

23/0

حقوق ‌و

مزایا

91

09/0

02/0

30/0

هزینه‌های

 مالی

91

12/0

03/0

35/0

92

11/0

02/0

28/0

92

19/0

15/0

32/0

93

04/0

03/0-

29/0

93

04/0

04/0-

28/0

94

04/0

04/0-

30/0

94

02/0

07/0-

27/0

استهلاک

91

12/0

08/0

31/0

مالیات

91

08/0

05/0-

29/0

92

14/0

05/0

32/0

92

10/0

10/0

28/0

93

04/0

02/0-

28/0

93

04/0-

14/0-

21/0

94

02/0

05/0-

27/0

94

05/0-

13/0-

22/0

 

 

برای آزمون فرضیۀ نخست، 2 Rتعدیل‌شدۀ رابطۀ سود با 2 Rتعدیل‌شدۀ رابطۀ عناصر سود مقایسه می‌شود. نتایج حاصل از آزمون در جدول (4) ارائه شده است. جدول (4) آزمون t دربارۀ تفاوت بین 2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ (4) و 2 Rتعدیل‌شدۀ رابطۀ (5) را برای عناصر سود نشان می‌دهد. نتایج آزمون کلی برای همۀ عناصر در این جدول ارائه شده است. همان طور که ملاحظه می‌شود، بین میانگین 2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ (4) و 2 Rتعدیل‌شدۀ رابطۀ (5) تفاوت وجود دارد؛ اما این تفاوت برای میانگین کل سال‌های متغیر سود و فروش، سود و بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، سود و هزینۀ حقوق‌ و مزایا و سود و استهلاک، سود و سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش و سود و هزینه‌های مالی معنی‌دار است. تفاوت میانگین 2R تعدیل‌شدۀ این شش عنصر با سود در سطح 1، 5، 5، 1، 5 و 1 درصد معنی‌دار است؛ بنابراین، فرضیۀ نخست برای عنصر فروش، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، هزینۀ حقوق ‌و مزایا، استهلاک، سایر هزینه‌های عمومی و اداری و هزینه‌های مالی تأیید می‌شود. در مرحلۀ بعد، از تفاوت بین میانگین 2R تعدیل‌شدۀ این شش عنصر و سود برای آزمون فرضیه‌های دوم و سوم استفاده می‌شود.


 

جدول (4) نتایج آزمون تفاوت میانگین 2 Rتعدیل‌شدۀ رابطۀ 4 و رابطۀ 5

عنصر

سال

میانگین2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ 5

میانگین2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ 4

عنصر

سال

میانگین2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ 5

میانگین2R تعدیل‌شدۀ رابطۀ 4

فروش

91

13/0

01/0

تبلیغات و بازاریابی

91

03/0

01/0

92

17/0

06/0

92

06/0

06/0

93

**08/0

**05/0-

93

04/0-

05/0-

94

**09/0

**04/0-

94

03/0-

04/0-

جمع

*12/0

*004/0-

جمع

006/0

004/0-

بهای تمام‌شدۀ

کالای فروش‌رفته

91

08/0

01/0

سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش

91

09/0

01/0

92

14/0

06/0

92

11/0

06/0

93

01/0

05/0-

93

00/0

05/0-

94

02/0

04/0-

94

02/0

04/0-

جمع

**06/0

**004/0-

جمع

**05/0

**004/0-

حقوق ‌و مزایا

91

09/0

01/0

هزینه‌های مالی

91

12/0

01/0

92

11/0

06/0

92

***19/0

***06/0

93

04/0

05/0-

93

04/0

05/0-

94

04/0

04/0-

94

02/0

04/0-

جمع

**07/0

**004/0-

جمع

*09/0

*004/0-

استهلاک

91

12/0

01/0

مالیات

91

08/0

01/0

92

14/0

06/0

92

10/0

06/0

93

04/0

05/0-

93

04/0-

05/0-

94

02/0

04/0-

94

05/0-

04/0-

جمع

*08/0

*004/0-

جمع

02/0

004/0-

* معنی‌دار در سطح 1 درصد       ** معنی‌دار در سطح 5 درصد                  *** معنی‌دار در سطح 10 درصد

 

 

شرکت‌های بررسی‌شده در این پژوهش مربوط به
13 صنعت است. در جدول (5)، نتیجۀ آزمون فرضیۀ اول دربارۀ تفاوت ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ عناصر بررسی‌شده و سود در این 13 صنعت ارائه شده است. نتیجۀ به‌دست‌آمده نشان می‌دهد تفاوت معنی‌داری بین ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ رابطۀ سود و رابطۀ عناصر دربارۀ عناصر تأییدشده در جدول (4) و البته در صنایع مختلف وجود دارد. نتیجۀ آزمون کلیۀ شرکت‌ها و صنایع جداگانه مشابه است. همان عناصری که در جدول (4) معنی‌دار است در جدول (5) نیز معنی‌دار است.


 

 

جدول (5) آزمون معنی‌داری تفاوت ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ رابطۀ سود و عناصر آن

عناصر سود

صنعت

مالیات

بهره

سایر هزینههای عمومی، اداری و فروش

تبلیغات و بازاریابی

استهلاک

حقوق و مزایا

بهای تمام‌شدۀ
 کالای فروش
رفته

فروش

-

***

-

-

-

-

-

-

مواد و محصولات دارویی

-

-

-

-

-

-

**

**

مواد غذایی و آشامیدنی به‌جز قند و شکر

-

-

-

-

-

-

-

-

محصولات شیمیایی

-

-

-

-

-

-

-

-

سایر محصولات کانی غیرفلزی

-

-

-

-

-

***

-

-

استخراج سایر معادن

-

-

**

-

-

-

-

-

ساخت محصولات فلزی

-

-

-

-

-

-

-

-

خودرو و ساخت قطعات

-

**

-

-

-

-

**

-

ماشین‌آلات و تجهیزات

-

-

-

-

**

-

-

***

سیمان، آهک و گچ

-

**

-

-

**

**

**

**

لاستیک و پلاستیک

-

-

**

-

-

-

***

-

فلزات اساسی

-

**

**

-

**

-

-

**

کاشی و سرامیک

-

-

***

-

***

-

-

-

فرآورده‌های نفتی، کک و سوخت هسته‌ای

* معنی‌دار در سطح 1 درصد                                            ** معنی‌دار در سطح 5 درصد                                    *** معنی‌دار در سطح 10 درصد

 

 

در بخش توصیف متغیرها، توضیحی دربارۀ متغیرهای VAR(COMPi,t-1)، VAR(τi,t)،COV(EBEI, COMP)  و R2(5)-R2(4)ارائه نشد. همان طور که بحث شد، متغیرهایی که سبب بهبود قابلیت پیش‌‌بینی سود می‌شود عبارت است از: فروش، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، هزینۀ حقوق ‌و مزایا، استهلاک، سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش و هزینه‌های مالی؛ بنابراین، آزمون فرضیه‌های دوم و سوم با استفاده از این عناصر دنبال می‌شود. تحلیل توصیفی ضرایب ‌این عناصر در جدول (6) و (7) ارائه شده است. جدول (6) تحلیل توصیفی متغیرهای λ1 و λ2را دررابطۀ (5) برای هر یک از عناصر معنی‌دار نشان می‌دهد. ضرایب معنی‌دار در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد در نظر گرفته می‌شود. ضرایبی که معنی‌دار نیست، صفر در نظر گرفته می‌شود. برای محاسبۀ متغیر VAR(τi,t)، ضریب υ0 و υ1 در رابطۀ (6) برای عنصر مذکور ازطریق اجرای رگرسیون طی افقی 10ساله به‌ دست می‌آید. با استفاده از این ضرایب، پیش‌بینی این عناصر برای سال‌های منتهی به افق‌های 10سالۀ مذکور محاسبه می‌شود؛ سپس عناصر پیش‌‌بینی‌شده و واقعی با هم مقایسه می‌شود. تفاوت آنها برابر با متغیر τi,t است؛ درنهایت، واریانس این متغیر طی 5 سال منتهی به‌ سال مذکور گرفته می‌شود.


جدول (6) تحلیل توصیفی λهای رابطۀ 5

 

فروش

بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌‎رفته

 

λ1

λ2

λ1

λ2

سال

91

92

93

94

91

92

93

94

91

92

93

94

91

92

93

94

میانگین

25/0-

17/0-

35/0-

44/0-

12/0

13/0

13/0

16/0

08/0-

12/0-

20/0-

15/0-

12/0

10/0

15/0

14/0

میانه

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

انحراف معیار

57/0

46/0

76/0

86/0

21/0

27/0

30/0

34/0

26/0

38/0

53/0

42/0

31/0

37/0

49/0

38/0

 

حقوق ‌و مزایا

استهلاک

میانگین

07/0-

08/0-

12/0-

13/0-

72/0

46/0

06/1

08/1

11/0-

03/0-

13/0-

04/0-

40/5

84/4

61/4

83/3

میانه

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

انحراف معیار

38/0

31/0

39/0

42/0

85/1

44/1

93/2

01/3

38/0

56/0

47/0

22/0

80/15

06/16

76/15

72/14

 

سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش

هزینه‌های مالی

میانگین

02/0

09/0

05/0-

06/0-

42/0-

38/0

88/0

05/2

06/0-

03/0

04/0-

03/0-

95/2

54/2

19/2

70/1

میانه

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

انحراف معیار

25/0

29/0

20/0

25/0

12/4

96/3

65/3

52/8

41/0

31/0

22/0

18/0

32/12

98/8

49/8

10/6

جدول (7) تحلیل توصیفی متغیرهای باقی‌ماندۀ به‌کاررفته در رابطۀ 12

سال

VAR(COMPi,t-1)

VAR(τi,t)

COV(EBEI, COMP)

R2(5)-R2(4)

فروش

میانگین

میانه

انحراف استاندارد

میانگین

میانه

انحراف استاندارد

میانگین

میانه

انحراف استاندارد

میانگین

میانه

انحراف استاندارد

91

43/0

10/0

01/1

43/0

11/0

05/1

03/0

02/0

04/0

11/0

01/0

27/0

92

50/0

09/0

31/1

52/0

19/0

08/1

03/0

02/0

04/0

11/0

05/0

25/0

93

58/0

15/0

36/1

48/0

22/0

67/0

03/0

01/0

05/0

12/0

08/0

27/0

94

70/0

19/0

46/1

64/0

23/0

12/1

05/0

03/0

07/0

14/0

08/0

27/0

بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته

91

20/0

02/0

43/0

19/0

03/0

61/0

02/0

01/0

02/0

07/0

01/0-

24/0

92

27/0

03/0

78/0

19/0

03/0

56/0

02/0

01/0

04/0

09/0

01/0-

23/0

93

30/0

03/0

82/0

18/0

05/0

36/0

03/0

01/0

05/0

06/0

09/0-

27/0

94

33/0

05/0

85/0

26/0

04/0

61/0

03/0

02/0

05/0

06/0

07/0-

26/0

حقوق‌ و ‌مزایا

91

011/0

001/0

037/0

01/0

00/0

03/0

003/0

002/0

007/0

07/0

00/0

21/0

92

005/0

002/0

009/0

01/0

00/0

03/0

002/0

002/0

003/0

05/0

07/0

17/0

93

011/0

002/0

034/0

01/0

00/0

03/0

001/0

001/0

008/0

09/0

04/0

24/0

94

016/0

002/0

037/0

01/0

00/0

02/0

004/0

003/0

007/0

08/0

03/0-

25/0

استهلاک

91

0006/0

0001/0

001/0

0003/0

0001/0

0006/0

0007/0

0002/0

002/0

10/0

06/0

24/0

92

0007/0

0001/0

001/0

0003/0

0001/0

0005/0

0005/0

0002/0

002/0

09/0

02/0-

24/0

93

0007/0

0001/0

002/0

0004/0

0002/0

0005/0

0001/0

0001/0

002/0

08/0

06/0-

24/0

94

0009/0

0001/0

002/0

0004/0

0001/0

0006/0

0006/0

0005/0

001/

07/0

02/0

23/0

سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش

91

0008/0

0001/0

003/0

0005/0

0001/0

0012/0

0008/0

0001/0

002/0

07/0

02/0

19/0

92

0003/0

0001/0

0004/0

0005/0

0001/0

0013/0

0005/0

0001/0

001/0

05/0

02/0-

17/0

93

0005/0

0001/0

001/0

0007/0

0001/0

0016/0

0009/0

0001/0

002/0

05/0

00/0-

21/0

94

0005/0

0001/0

001/0

0008/0

0001/0

0025/0

0009/0

0003/0

002/0

06/0

06/0-

23/0

هزینه‌های مالی

91

002/0

0004/0

006/0

001/0

0004/0

002/0

001/0

0003/0

002/0

10/0

02/0

26/0

92

001/0

0004/0

002/0

002/0

0003/0

003/0

0008/0

0002/0

002/0

13/0

06/0

24/0

93

002/0

0007/0

004/0

002/0

0005/0

003/0

002/0

00001/0

004/0

09/0

04/0-

24/0

94

003/0

0008/0

004/0

002/0

0004/0

004/0

002/0

0009/0

003/0

07/0

00/0-

22/0

                                 

 

 

درنهایت، فرضیه‌های دوم و سوم آزمون شده و نتایج آزمون در جدول‌ (8) ارائه شده است. دربارۀ عنصر فروش، در جدول (8) و در ستون‌هایی که با شمارۀ 1 مشخص شده است، رابطۀ معنی‌داری بین متغیر وابسته (ضریب تعیین تفاضلی)، متغیر γ22VAR(COMPi,t-1)، COV(EBEI, COMP) 2γ1γ2، SALVARi,tو SIZEi,t وجود دارد. به‌جز متغیر نوسان فروش، این رابطه برای همۀ متغیرها مثبت است. در رابطۀ (10) انتظار می‌رود رابطۀ مثبت و معنی‌داری بین قابلیت پیش‌‌بینی تفاضلی الگوی عناصر و نوسان عناصر وجود داشته باشد. این به‌ معنی آن است که اگر نوسان عناصر افزایش یابد، قابلیت پیش‌‌بینی الگوی سود کاهش می‎یابد؛ بنابراین، بهتر است از الگوی عناصر استفاده شود.

 

 

 

 

 

جدول (8) ضرایب و خلاصۀ الگوی عناصر و سود خالص

Model

Unstandardized Coefficients

t

Sig.

B

1

2

3

4

5

6

1

2

3

4

5

6

1

2

3

4

5

6

 

(Constant)

11/0

08/0

09/0

03/0

17/0

07/0

75/1

35/1

79/1

41/0

14/2

17/1

08/0

18/0

08/0

69/0

04/0

24/0

 

07/13

13/12

73/21

39/10

69/42

22/27

21/6

39/6

08/7

53/5

36/4

0/10

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

 

10/0

49/0

30/0-

93/1-

66/0

87/0-

55/1

13/2

49/0-

81/2-

31/0

11/4-

13/0

04/0

62/0

01/0

75/0

00/0

 

82/2

70/2

93/3

28/7-

15/12

15/28-

29/2

85/1

13/2

23/3-

89/1

93/2-

02/0

07/0

04/0

00/0

06/0

00/0

 

13/0-

19/0-

06/0-

12/0

02/0-

06/0

47/1-

27/2-

91/0-

50/1

24/0-

83/0

14/0

03/0

37/0

14/0

81/0

41/0

 

05/0

04/0

05/0

04/0

03/0

07/0

88/1

32/1

27/2

27/1

22/1

83/2

06/0

19/0

03/0

21/0

23/0

01/0

 

03/0-

03/0-

01/0

01/0

03/0-

01/0

17/1-

09/1-

31/0

36/0

10/0-

30/0

24/0

28/0

76/0

72/0

92/0

76/0

 

03/0-

13/0

10/0-

11/0-

09/0-

15/0-

28/0-

39/1

28/1-

04/1-

03/1-

70/1-

78/0

17/0

20/0

30/0

31/0

09/0

 

06/0-

06/0-

05/0-

00/0

02/0-

08/0-

92/1-

81/1-

78/1-

02/0

72/0-

58/2-

06/0

07/0

08/0

98/0

47/0

01/0

 

3/1-E-5

5/1-E-5

00/0

7/3E-5

00/0

9/2-E-5

36/0-

37/0-

73/3-

0/1

69/2-

97/0-

72/0

71/0

00/0

32/0

01/0

34/0

 

9552674

12762575

13564734

679076-

19044184

8722353-

93/0

22/1

60/1

06/0-

10/2

91/0-

36/0

22/0

11/0

95/0

04/0

36/0

 

05/0-

07/0-

03/0-

07/0-

07/0-

02/0

10/1-

44/1-

82/0-

24/1-

65/1-

48/0

27/0

15/0

41/0

22/0

102/0

63/0

 

06/0

09/0-

12/0

04/0

00/0-

141/0

51/0

73/0-

20/1

26/0

01/0-

25/1

61/0

47/0

23/0

79/0

99/0

22/0

R=753/0 ، R Square= 567/0 ، A- R2=523/0 ، Sig.=0                                            000/ 1. خلاصۀ الگوی فروش و سود خالص:

R= ، 713/0 R Square= 509/0  ، A- R2=459/0   ،Sig.=0   000/ 2. خلاصۀ الگوی بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته و سود خالص:        

R= ، 759/0 R Square= 576/0  ، A- R2=534/0   ،Sig.=0  000/                                   3. خلاصۀ الگوی حقوق‌ و مزایا و سود خالص:

R= ، 590/0 R Square= 348/0  ، A- R2=282/0   ،Sig.=0   000/ 4. خلاصۀ الگوی استهلاک و سود خالص:                                         

5. خلاصۀ الگوی سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش و سود خالص

R= ، 657/0 R Square= 431/0  ، A- R2=374/0   ،Sig.=0  000/

 

R= ، 755/0 R Square= 570/0  ، A- R2=527/0   ،Sig.=0  000/ 6. خلاصۀ الگوی هزینه‌های مالی و سود خالص:                                  

 

 

دربارۀ عنصر بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، در ستون‌هایی که با شمارۀ 2 مشخص شده است، رابطۀ معنی‌داری بین متغیر وابسته و γ22VAR(COMPi,t-1)، γ22{VAR(τi,t-1)/(1-υ2i,t)}، COV(EBEI, COMP) 2γ1γ2، EARPER و SALVARi,t وجود دارد. در اینجا بین متغیر وابسته و سه متغیر اول رابطۀ مثبت و بین متغیر وابسته و دو متغیر آخر رابطۀ منفی وجود دارد. دربارۀ متغیر γ22{VAR(τi,t-1)/(1-υ2i,t)} در
رابطۀ (12)، اگر VAR(τi,t-1) افزایش یابد و مقادیر متناظر آن برای υ2i,t(پایداری عناصر) در مخرج کاهش یابد، قابلیت پیش‌‌بینی الگوی عناصر بیشتر از الگوی سود می‌شود. رابطۀ منفی با EARPER نیز نشان می‌دهد اگر پایداری سود افزایش یابد، قابلیت پیش‌‌بینی الگوی سود بیشتر می‌شود. دربارۀ عنصر حقوق ‌و‌ مزایا، در ستون‌هایی که با شمارۀ 3 مشخص شده است، بین متغیر وابسته و γ22VAR(COMPi,t-1)، COV(EBEI, COMP) 2γ1γ2، SALVARi,t، SIZEi,t و OPSYSi,t رابطۀ معنی‌دار وجود دارد. این رابطه، به‌جز متغیر SALVAR، برای همۀ متغیرها مثبت است. دربارۀ عنصر استهلاک، در ستون‌های شمارۀ 4، بین متغیر وابسته و γ22VAR(COMPi,t-1)، γ22{VAR(τi,t-1)/(1-υ2i,t)}، COV(EBEI, COMP) 2γ1γ2 رابطۀ معنی‌دار وجود دارد. این رابطه برای متغیر اول، همانند موارد قبل، مثبت و برای دو متغیر دیگر، برخلاف قبل، منفی است. به ‌نظر می‌رسد رابطۀ مثبت متغیر دوم با متغیر وابسته مربوط به عناصر بزرگ‌تری مثل بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته باشد. دربارۀ عنصر سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش، در ستون‌هایی که با شمارۀ 5 مشخص شده است، بین متغیر وابسته و γ22VAR(COMPi,t-1)، COV(EBEI, COMP) 2γ1γ2، OPSYSi,tو INTINTi,t رابطۀ مثبت و معنی‌داری وجود دارد. درنهایت دربارۀ عنصر هزینه‌های مالی، در ستون‌هایی که با شمارۀ 6 مشخص شده است، بین متغیر وابسته و γ22VAR(COMPi,t-1)، γ22{VAR(τi,t-1)/(1-υ2i,t)}، COV(EBEI, COMP) 2γ1γ2، SIZEi,t، SALVARi,t و CFVARi,t رابطۀ معنی‌دار وجود دارد. این رابطه برای متغیرهای اول، سوم و چهارم مثبت و برای سایر متغیرها منفی است.

نقش نوسان عناصر در تمام موارد مشهود است. شیمن و گنتر (2013) ادعا دارند نوسان بیشتر (قابلیت پیش‌‌بینی کمتر) عناصر هزینه‌ای بزرگ مستقیماً سبب نوسان بیشتر سود می‌شود و درنتیجه قابلیت پیش‌‌بینی و ارتباط ارزشی آن را کاهش می‌دهد.

 

نتایج و پیشنهادها

در پژوهش‌های قبلی، قابلیت پیش‌‌بینی و ارتباط ارزشی صورت‌های مالی بررسی شده است. براتن (2009) ادعا دارد ارتباط ارزشی و پایداری سود طی ادوار گذشته کاهش یافته است. در این شرایط، یافتن متغیرهای پیش‌بین جایگزین اجتناب‌ناپذیر است. بیزلند[17] (2009) ادعا دارد رابطۀ آماری بین قیمت سهام و ارزش دفتری بیشتر از رابطۀ بین بازده سهام و سود است. با وجود این، ارتباط ارزشی اندازه‌های ترازنامه به اصول ارزش‌گذاری به‌کاررفته برای عناصر دارایی و بدهی گوناگون حساس است. ازطرف دیگر، طرفداران ارتباط ارزشی و قابلیت پیش‌‌بینی سود مدعی آن‌اند که اطلاعات حاصل از عناصر سبب جبران کاهش محتوای اطلاعاتی سود خالص می‌شود [47، 41، 32، 18، 14]. در این پژوهش، توانایی عناصر سود در جبران کاهش محتوای اطلاعاتی سود خالص بررسی و از عناصر اصلی به‌کاررفته در پژوهش‌های قبلی استفاده شد. نتایج آزمون فرضیۀ نخست نشان داد عناصر بزرگی از صورت سود و زیان نظیر فروش، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، حقوق‌ و‌ مزایا و سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش و عناصر کوچک‌تری مانند استهلاک و هزینه‌های مالی بر قابلیت پیش‌‌بینی سود می‌افزاید. دوازده متغیر بررسی شد که بر بهبود قابلیت پیش‌‌بینی اطلاعات سود و زیان تأثیر‌گذار است. از بین آنها به دو متغیر (پایداری و نوسان) برای آزمون فرضیۀ دوم و سوم توجه شد. نتایج نشان داد تفکیک سود به عناصر آن توانایی استفاده‌کنندگان را در پیش‌‌بینی سودآوری آتی در شرایطی افزایش می‌دهد که نوسان فروش، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، حقوق و مزایا، استهلاک، سایر هزینه‌های عمومی، اداری و فروش و هزینه‌های مالی و پایداری بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته، استهلاک و هزینه‌های مالی تغییر یافته باشد. نتایج در مجموع بیان‌کنندۀ آن بود که وقتی نوسان این عناصر زیاد و پایداری آنها کم باشد، توانایی پیش‌بینی سود آتی با استفاده از صرف سود کمتر از به‌کارگیری همزمان سود و عناصر آن است. اگر پایداری عناصر سود زیاد و نوسان این عناصر کم باشد، نوسان کمتری در سود خواهد بود و می‌توان از سود خالص برای پیش‌‌بینی استفاده کرد؛ اما اگر نوسان عناصر افزایش و پایداری آنها کاهش یابد، تفکیک عناصر قادر است قابلیت پیش‌‌بینی را بهبود بخشد.

در این پژوهش سه معیار از کیفیت سود بررسی شد. در پژوهش‌های بعدی می‌توان سایر معیارهای کیفی سود، ازجمله ارتباط ارزشی، به‌موقع‌بودن، محافظه‌کاری مشروط و کیفیت اقلام تعهدی را نیز بررسی کرد. در پژوهش حاضر عناصر موجود در هر یک از طبقات بررسی شد. از آنجا که این عناصر از جمع طبقات مختلف سود و زیان انتخاب شده‌ است، می‌توان این جمع طبقات را به‌‌منزلۀ لایۀ بیرونی عناصر و درونی سود و زیان خالص با عناصر و سود خالص مقایسه کرد. بررسی همزمان عناصر سود در یک الگوی رگرسیونی نیز موضوع دیگری است که در این پژوهش بررسی نشد. با وجود این، بررسی همزمان کلیۀ عناصر برای تحلیل تأثیر آنها بر بهبود کیفیت سود مستلزم ارائۀ الگوی جدیدی است که با آن بتوان آنها را در یک الگو گنجاند. با توجه به نحوۀ ارائۀ عناصر در متن صورت‌های مالی و یادداشت‌های همراه، به ‌نظر می‌رسد تدوین نحوۀ ارائه و افشای برخی جدول‌ها در یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی ازسوی استانداردگذاران لازم باشد؛ به‌ویژه اینکه مدیریت شرکت‌ها در سال‌های اخیر از ارائۀ جزئیات اطلاعات هزینه‌های تولیدی و غیر‌تولیدی کاسته‌اند و به خلاصه‌سازی اطلاعات هزینه‌ها در قالب سرفصل سایر هزینه‌ها روی آورده‌اند. جدای از آن، ثبات رویه‌ای در ارائۀ اطلاعات برخی هزینه‌ها در سال مورد گزارش و در سال بعد از آن، به‌‌منزلۀ مبالغ تجدید ارائه‌شده ثبات وجود ندارد و اطلاعات برخی فعالیت‌های انجام‌شده نیز - که در گزارش فعالیت‌های هیئت‌مدیره به آنها اشاره شده است - در بخش سایر هزینه‌ها پنهان می‌ماند. رویۀ شرکت‌ها بر گزارش هزینۀ مربوط به منابع انسانی در صورت سود و زیان، آن هم در یادداشت‌های همراه و گزارش فعالیت‌های هیئت‌مدیره بوده است. اطلاعات ریالی در بخش هزینه‌های تولیدی و غیر‌تولیدی، به تفصیل مبالغ و اطلاعات مقداری در گزارش فعالیت‌های هیئت‌مدیره ارائه شده است. تفسیر بهتر هزینه‌ها شاید نیازمند ارائۀ مبالغ واحدی در یادداشت‌های همراه باشد که در حال حاضر مبالغ آن به‌طور جداگانه در بخش تولیدی و غیر‌تولیدی و در بیشتر مواقع بدون جمع نهایی در بخش‌های مختلف یادداشت‌های همراه است. این نحوۀ ارائه دربارۀ هزینه‌های استهلاک و پژوهش ‌و ‌توسعه نیز صادق است. درنهایت، آنچه از نتایج پژوهش به ‌دست آمد نشان می‌دهد عناصر سود ممکن است حاوی اطلاعاتی دربارۀ عملکرد آتی باشد؛ بنابراین، اگرچه ممکن است مدیریت به کاهش هزینه‌ها ازطریق پیاده‌سازی مدیریت سود واقعی و تعهدی به‌ تصور بهبود عملکرد و ارزش شرکت اغوا شود، یافته‌های پژوهش ممکن است تصور و هدف مدیریت از آن را متحول کند.

هرچند از اطلاعات شرکت‌ها طی سال‌های زیادی استفاده شد، از آنجا که اطلاعات شرکت‌های استفاده‌شده در نمونه هم از صورت‌های مالی و هم از نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است و اطلاعات این شرکت‌ها در سال‌های دهۀ 70 شمسی ناقص است، امکان استفاده از داده‌های آن سال‌ها در پژوهش حاضر مهیا نشد. در استفاده از نتایج پژوهش هم باید احتیاط لازم را مبذول داشت؛ زیرا کارآیی‌نداشتن بازار اوراق بهادار تهران تأیید شده است. این به‌ معنی آن است که ممکن است رفتار غیرمنطقی سرمایه‌گذاران یا عدم تقارن اطلاعاتی سبب کارآیی‌نداشتن بازار شده باشد که خود سبب ایجاد شک در اطلاعات جمع‌آوری‌شده از بازار نظیر قیمت و بازده سهام می‌شود؛ بنابراین، داده‌های گردآوری‌شده از بورس را باید با توجه به برخی محدودیت‌ها تفسیر کرد و تعمیم داد. یکی از عوامل عمده‌ای که بر کارآیی بازار تأثیر بسیار جدی بر جای گذاشت، تغییرات شدید فاکتورهای اقتصادی به‌دلیل اعمال تحریم‌های بین‌المللی بود. این روند از سال 1385 شروع و تا سال 94 ادامه داشت. هرچند در ابتدا نوسانات کم بود، کم‌کم در سال‌های 1390 تا 1393 به اوج خود رسید و بعد از توافق هسته‌ای رو به ‌بهبود گذاشت. در این شرایط، ارزش‌های تاریخی گزارش‌شده در ترازنامه از ارزش‌های منصفانه دور می‌شود و اطلاعات نامربوطی دربارۀ ارزش واحد تجاری ارائه می‌دهد. بیزلند و همبرگ[18] (2013) معتقدند عناصر هزینه و درآمدی اقلام ترازنامه نظیر بدهی‌های مالی - که به ارزش منصفانه ارائه نشده‌ است - در اقتصاد‌های با نرخ بهرۀ ناپایدار ممکن است محتوای اطلاعاتی داشته باشد؛ بنابراین، افول محتوای اطلاعاتی ترازنامه ممکن است بهبود محتوای اطلاعاتی عناصر سود و زیان را به‌همراه داشته باشد؛ اما این را هم نباید از نظر دور کرد که این نوسانات اقتصادی سبب شکل‌گیری رفتارهای هیجانی در بورس و قیمت‌هایی توسط سرمایه‌گذاران ناآگاه و بعضاً آگاه شد که در مواردی تفاوت‌های آشکاری با ارزش‌های واقعی و ذاتی شرکت‌ها داشته است؛ بنابراین، تفسیر نتایج پژوهش‌های حوزۀ ارتباط ارزشی باید در پرتو این عوامل تفسیر و تجزیه‌و‌تحلیل شود.



[1]. Beest

[2]. Attributes

[3]. Dichev & Tang

[4]. Graham

[5]. Pop & Wang

[6]. Schiemann & Guenther

[7]. Bratten

[8]. Richardson

[9]. Fairfield

[10]. Lipe

[12]. Francis

[13]. Line Items

[14]. Sloan

[15]. Ramakrishnan & Thomas

[16]. Subramanyam

[17]. Beislad

[18]. Hamberg

[1] Abbaszadeh, M. R., Kazemi, M., & Azad, A. (2011). Analytical review of the ability of accrual and cash flow components of earnings to forecast future abnormal earnings and equity values. Iranian Journal of Monetary and Financial Economics, 1(1): 57-77. (in persian)
[2] Abuali, M. (2010). Investigation of the Relationship Between Earnings Volatility and Earnings Predictability. Master’s Thesis. Economic Sciences University. (in persian).
[3] Arabmazar Yazdi, M., Safarzadeh, M. H. (2008). Eanings dissagregation and predicting future operating cash flows. Iranian Journal of Acoouning and Auditing Review, 49(3): 111-138. (in persian).
[4] Artikis, P. G., Papanastasopoulos, G. A. (2016). Implications of the cash component of earnings for earnings persistence and stock returns. The British Accounting Review, 48(2): 117–133.
[5] Atashband, A. (2013). Comparative Investigation of Net Earnings Persistence, Distributed Earnings and Earnings Components in Explaining Firms’ Income-Generating. Master’s Thesis. Azad University, Yazd Branch. (in persian).
[6] Azimi Yancheshmeh, M. (2010). The Effect of Accrual Reliability on Earnings Persistence and Stock Prices. Master’s Thesis. Allameh Tabatabie University. (in persian).
[7] Beest, F. V., Braam, G., & Boelens, S. (2009). Quality of financial reporting: Measuring qualitative characteristics. Nice Working Paper: 9-42.
[8] Beisland, L. A. (2009). A review of value relevance literature. The Open Business Journal, 2(2): 7-27.
[9] Beisland, L. A., Hamberg, M. (2013). Earnings sustainability, economic conditions and the value relevance of accounting information. Scandinavian Journal of Management, 29(3): 314-324.
[10] Blue, G., Babajani, J., & Ebrahimi Maimand, M. (2012). Investigating to content of the earning components and how to weight the components by managers and investors. Iranian Journal of Financial Acoouning Researches, 4(1): 47-66. (in persian).
[11] Blue, G., Hasani Alghar, M. (2014). Relations among earnings quality, information asymmetry and cost of equity. Iranian Journal of Acoouning Knowledge, 17(5): 49-75. (in persian).
[12] Blue, G., Lotfi, N. (2015). The comparison of the value relevance of operating cash flows, current accruals and non-current accruals with the value relevance of total amount of operating income evidence from Tehran Stock. Empirical Studies in Financial Accounting Quarterly, 44(4): 1-35. (in persian).
[13] Bozorge Asl, M., Salehzadeh, B. (2015). The relationship between managerial ability and earnings persistence with emphasis on accrual and cash components in firms listed in TSE. Iranian Journal of Audit Science, 58(4): 163-170. (in persian).
[14] Bratten, B. M. (2009). Analysts’ Use of Earnings Components in Predicting Future Earnings. The University of Texas at Austinin Partial Fulfillment of the Requirements for the Degree of Doctor of Philosophy. Available at: http://proquest. com.
[15] Chandra, U., Ro, B. T. (2008). The role of revenue in firm valuation. Accounting Horizons, 22(2): 199-222.
[16] Clubb, C., Wu, G. (2014). Earnings volatility and earnings prediction: Analysis and UK evidence. Journal of Business Finance & Accounting, 41(1-2): 53–72.
[17] Dichev, I. D., Tang, V. W. (2009). Earnings volatility and earnings predictability. Journal of Accounting and Economics, 47(1-2): 160–181.
[18] Fairfield, P. M., Sweeney, R. J., & Yohn, T. L. (1996). Accounting classification and the predictive content of earnings. Accounting Review, 71(3): 337-355.
[19] FardFeshani, F. (2011). Earnings Volatility and Earnings Predictability. Master’s Thesis. Alzahra University.
[20] Fathalian, M. (2014). An Investigation on Relationship Between Predictability of Future Profits and Uniformity Tax Rate in TSE. Master’s Thesis. Azad University, Shahrood Branch. (in persian).
[21] Francis, J., LaFond, R., Olsson, P. M., & Schipper, K. (2004). Costs of equity and earnings attributes. Accounting Review, 79(4): 967–1010.
[22] Golarzi, G., Zangouri, S. (2013). The relationship between earnings quality and stock return, intermediation of institutional ownership in enlisted companies in Tehran Stock Exchange. Iranian Journal of Acoouning and Auditing Review, 20(2): 65-86. (in persian).
[23] Habibi, M. (2011). Investigating the Persistence of Earnings Components in Firms Listed in Tehran Stock Exchange. Master’s Thesis. Non-profit University of Raja. (in persian).
[24] Haghighat, H., Motamed, M. (2012). Investigation of relationship between earnings volatility and earnings predictability. Iranian Journal of Accounting Advances, 3(2): 65-87. (in persian).
[25] Hemmati, H., Partovi, N., & Habibi, M. (2012). Investigating the persistence of the cash component of earnings. Iranian Journal of Accounting and Auditing Researches, 15(4): 60-73. (in persian).
[26] Heydari Moghadam, P. (2010). The Persistence of Cash Components of Earnnigs in Tehran Stock Exchange. Master’s Thesis. Chamran University. (in persian).
[27] Jafari Harestani, M. (2011). The Relationship Between Earnings Volatility and their Predictability. Master’s Thesis. Payame Noor University, Behshahr Branch. (in persian).
[28] Kazemi, H., Toreini, M. (2012). Relation between matching of revenues and expenses with earnings volatility and earnings persistence. Iranian Journal of Empirical Studies in Financial Accounting Quarterly, 29(4): 155-170. (in persian).
[29] Khodadadi, V., Janjani, R. (2010). The reaction of investors to earnings, cash flows and accruals forecast in TSE. Iranian Quarterly Journal of Securities Exchange, 8(2): 133-159. (in persian).
[30] Kordestani, G., Roodneshin, H. (2006). Investigating the relevancy of cash and accrual components of accounting earninigs to firms’ market value. Iranian Journal of Acoouning and Auditing Review, 13(3): 45-68. (in persian).
[31] Krishnan, G., Parsons, L. (2008). Getting to the bottom line: An exploration of gender and earnings quality. Journal of Business Ethics, 78(1): 65-76.
[32] Lipe, R. (1986). The information contained in the components of earnings. Journal ofAccountingResearch, 24(1): 37–64.
[33] Lipe, R. (1990). The relation between stock returns and accounting earnings given alternative information. Accounting Review, 65(1): 49–71.
[34] Mashayekhi, B., Mennati, V. (2014). Explanation the relationship between accounting earnings volatility and predictability. Iranian Quarterly Journal of Empirical Studies in Financial Accounting, 40(4): 101-124. (in persian).
[35] Mehrani, S., Hesarzadeh, R. (2011). Earnings volatility and earnings predictability. Iranian Journal of Accounting knowledge, 6(3): 27-42. (in persian).
[36] Mehrani, K., Beik Boshroyeh, S., & Shahidi, Z. (2014). The relation between corporate governance and financial reporting quality in Tehran Stock Exchange. Iranian Journal of Accounting Research, 4(3): 1-19. (in persian).
[37] Meshki, M., Nourdideh, L. (2012). The effect of earnings management on the earnings persistence of companies listed in Tehran Stock Exchange. Iranian Journal of Financial Acoouning Researches, 4(1): 105-118. (in persian).
[38] Modares, A., Abbaszadeh, M. R. (2008). An analytic study on effect of predictive ability of accruals and cash flows on predicted earnings quality. Iranian Journal of Knowledge and Development, 24(3): 212-248. (in persian).
[39] Modares, A., Hesarzadeh, M. R. (2008). Financial reporting quality and investment efficiency. Iranian Quarterly Journal of Securities Exchange, 2(1): 85-116. (in persian).
[40] Noravesh, E., Hesarzadeh, R. (2011). Investigation of accounting transparency dimensions and relationship with corporate specification. Iranian Quarterly Journal of Securities Exchange, 12(4): 5-24. (in persian).
[41] Ohlson, J. A., Penman, S. H. (1992). Disaggregated accounting data as explanatory variables for returns. Journal of Accounting, Auditing and Finance, 7(1): 553-573.
[42] Parvizi Nezhad, S. (2010). Relation of Earnings Volatility and Earnings Predictability in Tehran Stock Exchange. Master’s Thesis. Allameh Tabatabaie University. (in persian).
[43] Pourchangiz, M. S. (2014). Investigating the Persistence of Earnings (Cash, Accrual, Systematic and Non-Sistematic) Components in Tehran Stock Exchange. Master’s Thesis. Kharazmi University.
(in persian).
[44] Pronobis, P., Schwetzler, B., Sperling, M., & Zuelch, H. (2009). The development of earnings quality in Germany and its implication for further research: A quantitative empirical analysis of German listed companies between 1997 and 2006. Available at: http://ssrn.com.
[45] Rezazadeh, J., Garoosi, H. (2011). The differential persistence of accrual and cash flow components of earnings and predicting of future profitability. Iranian Journal of Acoouning and Auditing Review, 63(1): 81-94. (in persian).
[46] Salehpour, A., Sabaghian Toosi, O., & Sahari, M. R. (2015). The comparison of investors’ income-making expectations via considering the persistence of earnings components and stock prices in firms with the majority ownership by government and private sector. Iranian Journal of Accounting Knowledge and Research, 41(2): 26-48. (in persian).
[47] Schiemann, F., Guenther, T. (2013). Earnings predictability, value relevance and employee expenses. The International Journal of Accounting, 48(2): 149–172.
[48] Toreini, M. (2010). Investigation of Relationship Between Earnings Volatility and Earnings Predictability. Master’s Thesis. Emam Khomeini University. (in persian).
[49] Valipour, H., Ashub, M. (2011). Investigating earnings volatility and future earnings predictability in firms listed in Tehran Stock Exchange. Financial Engineering and Securities Management, 7(2): 21-34. (in persian).
[50] Wan Ismail, W. A., Kamarudin, K. A., & Sarman, S. R. (2015). The quality of earnings in shariah-compliant companies: Evidence from Malaysia. Journal of Islamic Accounting and Business Research, 6(1): 19-41.