بررسی تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نوع صنعت

نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

گروه حسابداری، موسسه آموزش عالی مقدس اردبیلی، اردبیل، ایران

چکیده

اهداف: پیامدهای منفی اقلام تعهدی به جریان نقد عملیاتی بستگی دارد و هدف این پژوهش تعیین تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نوع صنعت است.
روش: برای محاسبۀ اقلام تعهدی غیرعادی از الگوی جونز تعدیل‌شده استفاده‌ شده است. فرضیه‌ها براساس داده‌های 118 شرکت بورس اوراق بهادار تهران طی دورۀ شش‌ساله (1390 تا 1395) با استفاده از الگوی رگرسیون چندمتغیره و داده‌های ترکیبی، آزمون و تجزیه ‌و تحلیل شد.
نتایج: یافته‌ها نشان می‌دهد بین جریان نقد عملیاتی و اقلام تعهدی غیرعادی رابطۀ معکوس معناداری وجود دارد. جریان نقد عملیاتی در صنایع خودرو و قطعات، صنعت دارویی و صنعت سیمان، آهک و گچ نیز رابطۀ معکوس و معناداری با اقلام تعهدی غیرعادی دارد و با کاهش جریان نقد عملیاتی، اقلام تعهدی غیرعادی افزایش می‌یابد. به‌طور کلی، پیامدهای منفی اقلام تعهدی به میزان جریان نقد عملیاتی بستگی دارد و شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، ممکن است نتایج آزمون اقلام تعهدی غیرعادی را تحریف کنند.

کلیدواژه‌ها

عنوان مقاله [English]

The Effect of the Operating Cash Flows on Abnormal Accruals in the Companies Listed in the Tehran Stock Exchange (with Emphasis on the Industry Type)

نویسندگان [English]

  • Sajad Barandak
  • Asgar Pakmaram
  • Saeed Alipour
Department of Accounting, Moghadas Ardabili Institute of Higher Education, Ardabil, Iran
چکیده [English]

Objectives: It seems there is question mark over the claim “negative consequences of the accruals depend on the operating cash flows”; and therefore, the goal of this research is to determine the effect of operating cash flows on abnormal accruals in the companies listed in the Tehran Stock Exchange with an emphasis on the type of the industry.
Method: In this research, we have used the modified Jones model to calculate the abnormal accruals. This research’s hypotheses on the data of 118 companies during the six-year period (2011 to 2016) were tested and analyzed, using the multivariate regression model and the panel data method.
Results: The findings indicated that there is a significant inverse relationship between the operating cash flows and abnormal accruals. Furthermore, the results suggested that there is a significant inverse relationship between the operating cash flows in the automotive and parts industry, pharmaceutical industry, and the cement, lime and plaster industry with the abnormal accruals. In other words, with the reduction in the operating cash flows, the abnormal accruals will increase. In general, the findings show that the negative consequences of the accruals depend on the amount of operating cash flows and companies whose operating cash flows are negative could mat distort the results of testing abnormal accruals.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Abnormal accruals
  • Operating Cash Flows
  • Industry Type

اصل مقاله

مقدمه.

در شرکت‌هایی که در یک حالت پایدار نیستند (شرکت‌های با رشد پایین) و مشکلات زمان‌بندی وجه نقد دارند، اقلام تعهدی غیرعادی نقش برجسته‌تری در علامت‌دهی عملکرد شرکت دارند و مدیران دربارۀ اقلام تعهدی حسابداری اختیار دارند. از ویژگی‌های اقلام تعهدی این است که می‌توان آن را شاخصی از انتخاب‌ رویه‌های حسابداری شرکت در نظر گرفت. سیستم حسابداری تعهدی، رویدادهای مالی را در زمان ایجاد و بدون توجه به زمان دریافت یا پرداخت وجه نقد مربوط، شناسایی می‌کند؛ در صورتی‌ که در سیستم حسابداری نقدی، ورود یا خروج وجه نقد ملاک شناسایی است (رحیمیان، تقوی‌فرد و مالکی‌دیزجی، 2017). مدیران قادرند اطلاعات محرمانۀ درون‌سازمانی را با روش‌های مستقیم مانند کنفرانس مطبوعاتی و تبلیغات تلویزیونی، منتشر یا به‌صورت غیرمستقیم با اقلام تعهدی غیرعادی گزارش کنند. آنها بنا به دلایلی مانند ریسک دعاوی حقوقی (اسکینر[1]، 1997؛ باگینسکی[2]، هاسل[3] و کیمبرگ[4]، 2002) و هزینۀ نمایندگی (برگر[5] و هان[6]، 2007)، تمایلی ندارند روش‌های مستقیم را برای انعکاس نگرش خوش‌بینانۀ خود انتخاب کنند؛ بنابراین، انگیزۀ زیادی به استفاده از روش‌های غیرمستقیم مانند گزارش ازطریق اقلام تعهدی غیرعادی دارند (دستگیر و واحدپور، 2017). در ادبیات موضوعی حسابداری از این سازوکار به نظریۀ علامت‌دهی تعبیر شده است. براساس این نظریه، مدیران برای حل مسئلۀ عدم تقارن اطلاعاتی با دستکاری اقلام تعهدی غیرعادی و افزایش محتوای اطلاعاتی سود، دربارۀ چشم‌انداز مثبت شرکت به بازار علامت می‌دهند (لوئیس[7] و رابینسون[8]، 2005).

محیط فعالیت شرکت‌ها، محیط در حال رشد و رقابتی است و سبب می‌شود شرکت‌ها برای پیشرفت و توسعۀ فعالیت‌های خود به سرمایه‌گذاری جدید نیاز پیدا کنند. سرمایه‌گذاری جدید به تأمین مالی و وجوه نقد لازم نیاز دارد. (لاری‌دشت‌‎بیاض، صالحی و سخاوت‌پور، 2018). توانایی کافی شرکت‌ها برای ایجاد جریانات نقدی نشان می‌دهد این شرکت‌ها سودآورند و توانایی تأمین وجوه نقد ضروری برای پرداخت نیازهای عملیاتی را دارند. شواهد نشان می‌دهد شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی مثبت، فرصت‌های بیشتری برای تأمین مالی ازطریق بدهی (تأمین مالی خارج از شرکت) دارند؛ زیرا در زمینۀ امکان بازپرداخت تعهداتشان اطمینان بیشتری دارند (یعقوبی و جهانشاد، 2017). از موضوعات تأکیدشده در مدیریت شرکت‌ها جریان‌های نقدی است که برای بقای واحد اقتصادی بسیار اهمیت دارد؛ درواقع، شرکت‌های دارای جریان وجوه نقد عملیاتی بسیار خوب، کمتر به تأمین مالی خارجی متکی‌اند. وام‌دهندگان نیز به‌راحتی به این شرکت‌ها به‌دلیل نقدینگی خوبشان اعتبار می‌دهند (دستگیر و خدابنده، 2003). در این زمینه چن[9]، چنگ[10] و هانگ[11] (2012) معتقدند سرمایه‌گذاران و فعالان بازار سرمایه با تحلیل اطلاعات مالی شرکت، منابع مختلف تحصیل وجوه نقد را تفکیک و ذخایر نقدی شرکت را براساس این منابع ارزش‌گذاری می‌کنند. در زمینۀ اهمیت وجوه نقد عملیاتی، در چهارچوب نظری حسابداری مالی کشورهای مختلف، به جریان‌های نقدی و اهمیت آن توجه خاصی شده است. این تأکید تا حدی بوده است که در بیشتر کشورها، این مهم از اهداف حسابداری و گزارشگری مالی تعریف‌ شده است. تصمیم‌گیری‌های اقتصادیِ استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی، مستلزم ارزیابی توان واحد تجاری برای ایجاد، زمان و قطعیت وجوه نقد است (حیدرپور، عربی و قناد، 2016).

جریان نقدی معیاری برای اندازه‌گیری عملکرد شرکت‌هاست و وجه نقدی را نشان می‌دهد که شرکت پس از انجام مخارج لازم برای نگهداری یا توسعۀ دارایی در اختیار دارد. مبلغ جریان‌های نقدی عملیاتی، از شاخص‌های اصلی ارزیابی این موضوع است که عملیات واحد تجاری تا چه میزان سبب ایجاد جریان‌های وجه نقد کافی برای بازپرداخت وام‌ها، نگهداشت توان عملیاتی واحد تجاری و پرداخت سود سهام شده و انجام سرمایه‌گذاری‌های جدید را بدون تمسک به منابع مالی خارج از واحد تجاری امکان‌پذیر کرده است (بیات، شعبانی و کلانتری، 2016). مدیران توان انجام عملیاتی را دارند که آنها را در مدیریت جریان وجه نقد عملیاتی درگیر می‌کند. روند ورود و خروج وجه نقد در هر واحد تجاری، بازتاب تصمیم‌گیری‌های مدیریت دربارۀ برنامه‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت عملیاتی و طرح‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی است (انواری‌رستمی، احمدیان و میرزاده، 2015). جریان وجه نقد از منابع مهم و ضروری در هر واحد اقتصادی است و ایجاد توازن بین وجوه نقد در دسترس و نیازهای شرکت مهم‌ترین عامل سلامت اقتصادی هر واحد تجاری است. وجه نقد ازطریق عملیات عادی و سایر منابع تأمین مالی به واحد تجاری وارد و برای اجرای عملیات، پرداخت سود، بازپرداخت بدهی‌ها و گسترش واحد تجاری مصرف می‌شود (دستگیر و خدابنده، 2003).

به‌دلیل اهمیت فراوان جریان‌های نقدی در موفقیت واحدهای تجاری و ضرورت بقای آنها، مدیران در تحلیل‌های جدید مالی از جریان وجه نقد به‌ویژه جریان نقد عملیاتی استفاده می‌کنند (جبار‌زاده‌کنگرلوئی، منفرد و متوسل، 2014). حساسیت جریان نقدی در زمان دسترسی مدیران به وجه نقد، تمایل مدیران برای سرمایه‌گذاری بیش از میزان لازم را نشان می‌دهد؛ بنابراین، جریان وجوه نقد ممکن است حاوی اطلاعاتی در زمینۀ فرصت‌های سرمایه‌گذاری باشد که در دیگر شاخص‌ها منعکس نشده است (اکبری، فتحی، فرخنده و ایاغ، 2017). در حال حاضر تغییر در جریان وجه نقد عملیاتی که منبع و سرچشمۀ وجوه نقد شرکت‌هاست، تأثیر بسزایی بر ساختار دارایی و سرمایه ازجمله وجوه نقد نگهداری‌شدۀ سرمایه‌گذاری دارد (آقایی، جمالی و احمدی، 2011). تغییرات جریان‌های نقدی عملیاتی و بی‌اعتمادی به میزان این تغییرات در آینده، سبب ایجاد تغییر در سرمایه‌گذاری شرکت می‌شود. با وجود سودآوری در شرکت، جریان‌های نقدی عملیاتی مثبت باید باشد تا شرکت بعد از انجام تعهدات مالی و سرمایه‌گذاری‌های موردنیاز خود، دربارۀ میزان سود تقسیمی تصمیم‌گیری کند (قیطاسی، مسجدموسوی و حاجی‌زاده، 2015).

در پژوهش‌های پیشین داخلی، تأثیر عواملی مانند مؤلفه‌های محافظه‌کاری (حسن‌زاده و دیانتی‌دیلمی، 2017)، اظهار نظر حسابرسی (رحیمیان و همکاران، 2017؛ عامری، 2009)، تمرکز مالکیت (رضایی و موسویان، 2011)، پایداری تغییرات غیرعادی مانده نقد (ارجمند، 2011)، ارزش‌گذاری بالای حقوق صاحبان سهام (ودیعی و عظیمی‌فر، 2012) و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (آقایی، آذر و جوان، 2012) بر اقلام تعهدی غیرعادی یا رابطۀ اقلام تعهدی غیرعادی و جریان‌های نقدی آتی (ثقفی و محمدی، 2012) بررسی‌ شده است. در برخی پژوهش‌های پیشین خارجی، مؤلفه‌های نگرش سرمایه‌گذاران (بیر[12]، حمدی[13] و زوایی[14]، 2018) و عدم‌تقارن اطلاعات (پارک[15]، هان[16]، لی[17] و کیم[18]، 2018) بر اقلام تعهدی غیرعادی بررسی شده‌ است. در برخی دیگر از پژوهش‌ها رابطۀ اقلام تعهدی غیرعادی با جریان‌های نقدی عملیاتی سال بعد (سابرامانیام[19]، 1996) و محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی غیرعادی در پیش‌بینی جریان‌های نقدی آتی (العطار[20]، حسین[21] و زو[22]، 2008) بررسی شده است؛ با این ‌حال، به این موضوع توجه نشده است که آیا مؤلفۀ مدنظر (جریان نقد عملیاتی) بر اقلام تعهدی غیرعادی تأثیرگذار است یا خیر. پژوهش حاضر دلایل بالقوۀ اقلام تعهدی غیرعادی را در مطالعات اخیر بررسی می‌کند؛ زیرا شرکت‌های دارای اقلام تعهدی غیرعادی از دیگر شرکت‌ها ریسک بیشتری دارند و پایه و اساس آنها ضعیف است. جریان نقد عملیاتی شاخص مناسب درجۀ برآورد سلامت کلی صورت‌های مالی شرکت است و درنهایت گردش وجوه نقد عملیاتی ذاتاً کمتر مستعد دستکاری مدیران است. به‌علاوه به‌دنبال توضیحی اقتصادی برای اقلام تعهدی غیرعادی ناشی از بازده‌های آتی سهام در پایین‌ترین سطح سبد اقلام تعهدی است؛ درنتیجه، مجموعه‌ای از شرکت‌ها شناسایی می‌‌شود که مانع وجود اقلام تعهدی غیرعادی برای زیان شرکت‌اند؛ با این‌ حال، پژوهش حاضر ضمن تفکیک اجزای اقلام تعهدی، میزان اثرگذاری جریان نقد عملیاتی را با تأکید بر نوع صنعت بر اقلام تعهدی غیرعادی تحلیل تجربی کرده است که نوآوری آن محسوب می‌شود. در ادامه مبانی نظری، پیشینه و فرضیه‌های پژوهش، روش‌شناسی پژوهش (شامل چگونگی انتخاب شرکت‌های مدنظر و الگو‌ها و متغیرهای پژوهش)، یافته‌های پژوهش و در پایان، نتایج و پیشنهادها ارائه ‌شده است.

 

مبانی نظری.

در دنیای واقعی دریافت‌ها و پرداخت‌های نقدی در دوره‌هایی اتفاق می‌افتد که به‌طور معمول با زمان وقوع معاملات و رویدادهای ایجادکنندۀ آنها تفاوت دارد و همین امر سبب می‌شود استفاده از اقلام تعهدی
(فرض تعهدی) برای اندازه‌گیری نتایج عملکرد واحد تجاری بهتر از اندازه‌گیری خالص دریافت‌های نقدی شود؛ اما مسئلۀ مهم این است که اقلام تعهدی برخلاف اقلام نقدی با درجه‌ای از ابهام همراه است و سبب کاهش قابلیت اتکا به آنها می‌شود (شمس‌زاده، سیف و داوودآبادی‌فراهانی، 2016). به‎علاوه اقلام تعهدی آسان‌تر از اقلام نقدی دستخوش تغییر و دستکاری می‌شود؛ ازاین‌رو، مدیریت می‌تواند سبب افزایش زمینۀ اشتباهات در اقلام تعهدی شود؛ با این ‌حال به‌کارگیری اقلام تعهدی در محاسبۀ عایدی حسابداری، بینش کامل‌تری از جریان‌های نقدی آتی فراهم می‌کند؛ زیرا اقلام تعهدی مشکلات و مسائل مربوط به زمان‌بندی و تطابق نادرست را کاهش می‌دهد؛ مشکلاتی که به اندازه‌گیری جریان‌های نقدی در طی بازۀ زمانی کوتاه‌مدت مربوط است (دی‌چاو[23]، 1994).

برخلاف بورس‌های توسعه‌یافته با ساختار مالکیت گسترده، در بورس اوراق بهادار تهران در بیشتر مواقع ساختار مالکیت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس، بسیار متمرکز است که چنین محیطی ازنظر فعالیت‌های سهامداران عمده برای مدیریت عایدی‌ها ریسک بسیار بالایی دارد. چنین وضعیتی سبب کاهش کیفیت عایدی‌های حسابداری و درنتیجه، ارتباط ضعیف‌تر آن با بازده سهام در همان زمان می‌شود (شهریاری و سلیم، 2014). افیونگ[24] و اجابو[25] (2018) با طرح رابطۀ بین اقلام تعهدی غیرعادی و قیمت سهام به رابطۀ بلندمدت پی برده‌اند و رابطۀ بین اقلام تعهدی غیرعادی و قیمت سهام نشام می‌دهد شرکت‌های دارای قیمت سهام بسیار بالا و بازده بالایی در بازار سهام‌، از اقلام تعهدی غیرعادی برای تأثیرگذاری بر عملکردشان استفاده کرده‌اند.

عایدی‌های حسابداری متشکل از اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی، مهم‌ترین اقلام اطلاعاتی ارائه‌شده در صورت‌های مالی تلقی می‌شود (لِو[26]، 1989) و مبنای اصلی تصمیم‌گیری‌های اقتصادی است. سرمایه‌گذاران همواره به این عایدی‌ها به‌منزلۀ یکی از مهم‌ترین ارقام صورت‌های مالی توجه کرده‌اند؛ اما ویژگی‌های متفاوت اجزای نقدی و تعهدی سود، تفکیک این اجزا را برای تصمیم‌گیری‌های صحیح‌تر ضروری می‌کند. از آنجا که جریان‌های نقدی عملیاتی قابلیت سودآوری آینده را بهتر از اقلام تعهدی پیش‌بینی می‌کند، در صورت انجام‌نشدن این تفکیک، سرمایه‌گذاران شرکت‌های با اقلام تعهدی زیاد را بسیار خوش‌بینانه و شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین را بسیار بدبینانه برآورد می‌کنند (اصغری، سروشیار و علی‌احمدی، 2017). مدیران برای رسیدن به سود مدنظر می‌توانند تا پایان سال صبر و از اقلام تعهدی غیرعادی برای مدیریت سود گزارش‌شده استفاده کنند. این راهکار این ریسک را نیز در پی دارد که مقدار سود در نظر گرفته‌شده برای دستکاری از اقلام تعهدی غیرعادی موجود بیشتر است؛ زیرا اختیار دربارۀ اقلام تعهدی ازطریق اصول عمومی پذیرفته‌شدۀ حسابداری محدود شده است و اگر مدیران ازطریق اقلام تعهدی غیرعادی در پایان سال به سود مدنظر خود دست نیابند، با دستکاری فعالیت‌های عملیاتی واقعی در طول سال، این ریسک را کاهش خواهند داد (ایزدی‌نیا، منصورفر و رشیدی‌خزایی، 2015).

اقلام تعهدی به دو جزء اقلام تعهدی غیرعادی و اقلام تعهدی عادی تفکیک می‌شود. اقلام تعهدی غیرعادی اقلامی‌اند که مدیریت توانایی کنترل آنها را دارد یا اقلامی‌اند که مدیریت با کنترل بر آنها، می‌تواند آنها را به تأخیر بیندازد، حذف کند یا ثبت و شناسایی آنها را سرعت ببخشد (مهرانی، ابراهیمی‌کردلر و حلاج، 2011). اقلام تعهدی غیرعادی نقش برجسته‌تری در علامت‌دهی عملکرد شرکت‌هایی را دارد که در یک حالت پایدار نیستند و مشکلات زمان‌بندی وجه نقد دارند. مدیران دربارۀ اقلام تعهدی حسابداری اختیار دارند (رحیمیان و همکاران، 2017). دو[27] و جیانگ[28] (2017) قیمت‌گذاری کیفیت اقلام تعهدی را به اقلام تعهدی غیرعادی نسبت دادند و روش‌های جایگزین برای کشف ضریب کیفیت حسابداری پیشنهاد کردند که به همبستگی حساس نیستند و نشان دادند هیچ قیمت پایداری برای کیفیت حسابداری وجود ندارد.

برخی با توجه به موضوع مدیریت سود بیان می‌کنند اقلام تعهدی غیرعادی هیچ گونه محتوای اطلاعاتی نشئت‌گرفته از خطای برآورد مدیریت را ندارد؛ اما پژوهش‌های اخیر نشان می‌دهد اقلام تعهدی غیرعادی نیز ممکن است حاوی اخبار مهمی باشد. حتی در صورت نبودن تحریف عمدی سود ازطرف مدیران، اقلام تعهدی بزرگ نیز ممکن است به‌دلیل وجود خطا در برآورد سبب کاهش کیفیت سود شود. این خطای برآورد ازطرف مدیریت سبب ایجاد گروهی از اقلام تعهدی می‌شود که ماهیت عادی ندارند و در اصطلاح اقلام تعهدی غیرعادی نامیده می‌شوند (ثقفی و محمدی، 2012). از آنجا ‌که بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را نسبت به اقلام تعهدی عادی بیشتر قیمت‌گذاری می‌کند (ماتیو[29] و لیم[30]، 2015)، می‌توان اقلام تعهدی غیرعادیِ دارای پایداری کمتر نسبت به اقلام تعهدی عادی را در بازار سرمایه مربوط تلقی کرد. نتایج پژوهش مشکی‌میاوقی و وثوقی (2017) نشان داد اقلام تعهدی غیرعادی برای شرکت‌های رشدی در مقایسه با سایر شرکت‌ها، نقش مهمی ندارد و اصولاً تأثیرگذار نیست. با ‌وجود این، نتایج نشان می‌دهد حساسیت بازدهی به اقلام تعهدی غیرعادی مثبت در شرکت‌های با رشد بالا در مقایسه با شرکت‌های با درجۀ رشد پایین‌تر، بیشتر است. بر این اساس اقلام تعهدی غیرعادی مثبت، برای انتقال اطلاعات محرمانه به سرمایه‌گذاران به‌ویژه در شرکت‌های رشدی سودمند است.

جرجرزاده و نیکبخت‌نصرآبادی (2017) با بیان تأثیرپذیری بیشتر بازده سهام از دستکاری اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های رشدی در مقایسه با سایر شرکت‌ها، این موضوع را نیز مطرح کردند که در شرکت‌های رشدی (در قیاس با سایر شرکت‌ها)، تغییرات وجوه نقد عملیاتی تأثیر کمتری بر بازده سهام ‌دارند؛ به این معنی که دستکاری اقلام تعهدی اختیاری با هدف مدیریت سود افزایشی در شرکت‌های رشدی، تأثیر بیشتری بر بازده سهام دارد. افزون بر این، نتایج پژوهش نشان می‌دهد در شرکت‌های رشدی (در قیاس با سایر شرکت‌ها)، تغییرات وجوه نقد عملیاتی تأثیر کمتری بر بازده سهام‌ دارند. زمانی که مدیریت شرکت اقدام به دستکاری سود می‌کند، اقلام تعهدی افزایش می‌یابد و سود بر جریان نقدی نیز فزونی می‌یابد. هرچه فاصلۀ سود و جریان نقدی افزایش یابد، از کیفیت سود کاسته می‌شود؛ به ‌بیان‌ دیگر، با افزایش جریان غیرعادی وجوه نقد عملیاتی، ریسک ورشکستگی افزایش می‌یابد؛ یعنی دستکاری فعالیت‌های واقعی یا اعمال بیشتر مدیریت واقعی سود بر پیش‌بینی ورشکستگی تأثیرگذار است (نمازی، حاجیها و چناری، 2018).

عده‌ای هم‌نظر با اسلون نقش پایداری اقلام تعهدی را عامل ایجاد واکنش ناصحیح سرمایه‌گذاران می‌دانند و برخی عاملِ نقش سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی را دلیل ایجاد این واکنش ذکر می‌کنند (چن‌جیف[31] و شان[32]، 2014)؛ البته در کنار این موارد ممکن است مدیران از اقلام تعهدی غیرعادی برای اعلام اخبار محرمانه دربارۀ عملکرد آتی شرکت استفاده و با به‌کارگیری اقلام تعهدی غیرعادی اطلاعات متفاوتی نسبت به اطلاعات موجود در اقلام تعهدی عادی به بازار مخابره ‌کنند (خی[33]، 2001). در بیشتر پژوهش‌ها فرض بر این بوده است که سود با اقلام تعهدی حسابداری مدیریت می‌شود؛ درواقع، مدیریت این شرکت‌ها هنگام کاهش وجوه نقد حاصل از عملیات که بیان‌‌کنندۀ عملکرد ضعیف واحد تجاری است، برای جبران این موضوع اقدام به افزایش سود ازطریق افزایش اقلام تعهدی غیرعادی می‌کنند (فغانی‌ماکرانی، صالح‌نژاد و امین، 2016). برخی پژوهشگران معتقدند قیمت‌گذاری نادرست اصولاً به اقلام تعهدی غیرعادی و نه به اقلام تعهدی عادی مرتبط است؛ زیرا برای بازار مشاهدۀ اقلام تعهدی غیرعادی از مشاهدۀ اقلام تعهدی عادی مشکل‌تر است (خانی و ابراهیمی، 2013). جون‌کیم[34]، لی، جونگ‌لی[35] و سانوو[36] (2017) در بررسی اینکه آیا صندوق‌های سرمایه‌گذاری دوجانبه از اقلام تعهدی غیرعادی استفاده کرده‌اند یا خیر، به این نتیجه دست یافتند که 10 درصد از صندوق‌های سرمایه‌گذاری دوجانبه با بالاترین میزان در سهام با اقلام تعهدی کم (صندوق‌های سرمایه‌گذاری با راهبرد اقلام تعهدی کم) به میزان جالب‌‌توجهی در معرض سهام با اقلام تعهدی کمتر قرار دارند و صندوق‌های دارای راهبرد اقلام تعهدی کم، ازلحاظ آماری بعد از حسابداری عوامل ریسک و ویژگی‌های دارایی‌های مالی ناچیز است. با توجه به این یافته مشاهده می‌شود برخلاف صندوق‌های سرمایه‌گذاری دوجانبۀ ایالات‌متحده شواهدی وجود ندارد که صندوق‌های کره‌ای از اقلام تعهدی غیرعادی استفاده کرده باشند.

وجه نقد ازطریق عملیات عادی و سایر منابع تأمین مالی به واحد انتفاعی وارد می‌شود و برای اجرای عملیات بازپرداخت سود، بازپرداخت بدهی‌ها و گسترش واحد تجاری به مصرف می‌رسد. جریان ورود و خروج وجه نقد در هر واحد انتفاعی بازتاب تصمیم‌گیری مدیریت دربارۀ برنامه‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت عملیاتی و طرح‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی است (کرمی، مرادی، شهیدی و بخشی، 2014). مدیریت، پرهیز از نقض شرط‌های قرارداد بدهی را بر منافع ناشی از گزارش جریان‌های نقد عملیاتی باکیفیت زیاد برتر می‌داند و بیشتر به‌دنبال منافع ناشی از آثار جریان‌های نقدی دستکاری‌شده است (زمانی و انواری‌رستمی، 2017). براساس ویژگی‌های مهم شخصیتی مدیران، آنها احتمال و تأثیر رویدادهای مطلوب را بر جریان‌های نقدی شرکت بیش از واقع تخمین می‌زنند و احتمال تأثیر منفی را کمتر از واقع ارزیابی می‌کنند (ابراهیمی و احمدی‌مقدم، 2016). همان‌ طور که نوبانی[37] و الیلی[38] (2017) بیان کردند هیچ ارتباطی بین سطح افشای ریسک عملیاتی و جریان نقدی عملیاتی وجود ندارد و ممکن است شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، نسبت به دیگر شرکت‌ها ریسک بیشتری داشته باشند (هون‌کیم[39] و جان‌کیم[40]، 2017). علاوه بر آن شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، می‌توانند موضوعی را در ادبیات اقلام تعهدی غیرعادی حل کنند و آن نشان‌دادن این است که شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، اقلام تعهدی غیرعادی را برای شرکت‌های زیان‌آور از بین می‌برد (دوپوچ[41]، سیتم‌رجو[42] و ژو[43]، 2010).

یک دهه بعد از انتشار مقالۀ اسلون[44] (1996) دربارۀ قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی، در مطالعات حسابداری و امور مالیه، شواهدی دربارۀ بازده کم بازار سهام به‌دلیل این نابهنجاری مطرح شد. وقتی سبد همۀ شرکت‌ها به‌طور مستقل و به ترتیب سطح اقلام تعهدی و جریان نقدی عملیاتی دسته‌بندی می‌شوند، به‌طور نامتناسبی شرکت‌های دارای جریان نقد عملیاتی منفی، در کمترین سبد اقلام تعهدی مشاهده می‌شوند و این تعجب‌آور است؛ زیرا اقلام تعهدی و جریان نقد عملیاتیِ شناخته‌شده‌، همبستگی منفی دارند (دی‌چاو، 1994)؛ بنابراین، با توجه به اهمیت موضوع و انجام‌نشدن پژوهش جامعی که اثر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی را بررسی کرده باشد، پژوهش حاضر درصدد تعیین تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نوع صنعت است. با توجه به مسئله پژوهش، فرضیه‌های زیر ارائه ‌می‌شود:

فرضیۀ اصلی: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ فرعی اول: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت خودرو و قطعات تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ فرعی دوم: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت مواد دارویی تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ فرعی سوم: جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت سیمان، آهک و گچ تأثیر معناداری دارد.

 

روش پژوهش.

داده‌های موردنیاز برای محاسبۀ متغیرها از بانک‌های اطلاعاتی ره‎‌آورد نوین و آرشیوهای دستی موجود در کتابخانۀ شرکت بورس اوراق بهادار و سایت اینترنتی مدیریت پژوهش، توسعه و مطالعات اسلامی سازمان بورس و اوراق بهادار جمع‌آوری‌ شده است. برای پردازش داده‌ها از نرم‌افزار اکسل و برای اجرای آزمون‌های آماری از نرم‌افزار اس‌پی‌اس‌اس و ایویوز استفاده‌ شده است. جامعۀ آماری را شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1390 تا ۱۳۹5 تشکیل می‌دهد که شرایط زیر را داشته باشند:

سهام شرکت‌ها از سال 1390 تا 1395 در بورس اوراق بهادار تهران معامله‌ شده و فعال بوده باشد و وقفۀ معاملاتی نداشته‌ باشند، شرکت‌ها نباید عضو صنایع واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری، بانک‌ها و بیمه‌ها باشند، سال مالی آنها به پایان اسفندماه منتهی باشد، سال مالی خود را تغییر نداده باشند، قبل از سال 1390 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته ‌شده باشند و تا انتهای 1395 از بورس اوراق بهادار تهران حذف نشده باشند؛ پس از اعمال این محدودیت‌ها 118 شرکت همۀ شرایط حضور در جامعۀ آماری را داشتند. تمام 118 شرکت برای آزمون فرضیۀ اصلی انتخاب ‌شدند و برای فرضیه‌های فرعی طبق پژوهش نمازی و شیرزاده (2006) از شرکت‌هایی استفاده شد که در صنایع منتخب حضور دارند؛ صنایعی که بیشترین تعداد شرکت‌ها را داشته باشند. برای صنایع خودرو و قطعات 23 شرکت، صنعت دارویی 16 شرکت و صنعت سیمان، گچ و آهک 9 شرکت به دست آمد.

برای آزمون فرضیۀ اصلی و فرضیۀ فرعی اول، دوم و سوم از الگوی (1) استفاده‌شده است:

(1)

  

CFO متغیر مستقل پژوهش جریان نقد عملیاتی است و طبق استاندارد شمارۀ 2 حسابداری ایران، جریان نقد ناشی از فعالیت‌های عملیاتی شامل جریان‌های نقدی ورودی و خروجی ناشی از فعالیت‌های اصلی و مستمر مولد درآمد عملیاتی واحد تجاری و نیز آن دسته از جریان‌های نقدی است که ازنظر ماهیت نمی‌توانند به‌طور مستقیم با سایر طبقات جریان‌های نقدی صورت جریان وجه نقد ارتباط داشته باشند (کرمی و همکاران، 1393). برای استانداردسازی، محاسبات بر جمع دارایی‌ها تقسیم می‌شود.

متغیر وابستۀ پژوهش اقلام تعهدی غیرعادی است. اقلام تعهدی غیرعادی اقلامی‌اند که مدیریت توانایی کنترل بر آنها را دارد و با این کنترل، می‌تواند آنها را به تأخیر اندازد، حذف کند یا ثبت و شناسایی آنها را سرعت بخشد (حیدرپور و توحیدلو، 2013). اقلام تعهدی غیرعادی از هر شرکت نسبت ‌به‌ شرکت دیگر متفاوت است؛ زیرا از رویه‌ها و خط‌مشی‌های انتخابی شرکت تأثیر می‌گیرد و هرچه مدیر شرکت آزادی عمل بیشتری برای به وجود آوردن آنها داشته باشد، احتمال بیشتری وجود دارد که از این اقلام برای تأثیرگذاری بر سود استفاده کند. به‌علاوه اقلام تعهدی غیرعادی را تعدیلات جریان وجه نقد انتخاب‌شده به‌وسیلۀ مدیریت برای تأثیرگذاشتن بر سودهای گزارش‌شده می‌دانند. برای محاسبۀ اقلام تعهدی غیرعادی مشابه پژوهش‌های پیشین از الگوی تعدیل‌شدۀ جونز ارائه‌شده ازطرف دی‌چاو، اسلون[45] و سوئنی[46] (1995) استفاده می‌شود. در الگوی جونز تعدیل‌شده ابتدا کل اقلام تعهدی براساس الگوی (2) محاسبه می‌شود(رحیمیان و همکاران، 2017)

(2)

  

در این الگو   سود خالص شرکت i در سال t،  جریان وجوه نقد عملیاتی شرکت i در سال t پس از محاسبۀ کل اقلام تعهدی است. عوامل  برای تعیین اقلام تعهدی عادی، ازطریق الگوی (3) برآورد می‌شوند (رحیمیان و همکاران، 2017).

(3)

  

در این الگو  کل اقلام تعهدی شرکت i در سال t،  تغییر در درآمد فروش شرکت i بین سال t و سال t-1،  تغییر در حساب‌های دریافتنی شرکت i بین سال t و سال t-1،  ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t،  کل ارزش دفتری دارایی‌های شرکت i در سال t-1،  اثرات نامشخص عوامل تصادفی، عوامل برآوردشدۀ شرکت i است. پس از محاسبۀ عوامل  طبق فرمول زیر، اقلام تعهدی عادی با استفاده از الگوی جونز تعدیل‌شده در دورۀ آزمون از الگوی (4) به دست می‌آید (رحیمیان و همکاران، 2017).

(4)

  

در این الگو  اقلام تعهدی عادی شرکت i بین سال t،  تغییر در درآمد فروش شرکت i بین سال t و t-1،  تغییر در حساب‌های دریافتنی شرکت i بین سال t و t-1،  ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t،  کل ارزش دفتری دارایی‌های شرکت i در سال t-1 است. در مرحلۀ آخر اقلام تعهدی غیرعادی با الگوی (5) محاسبه می‌شود (رحیمیان و همکاران، 2017).

(5)

  

بازده دارایی(ROA) متغیر کنترلی پژوهش است و این نسبت بیان‌کنندۀ کارآیی استفاده از دارایی‌هاست و از تقسیم نسبت سود خالص شرکت به‌کل دارایی‌ها به دست می‌آید.

(6)

  

اهرم مالی(LEV) متغیر کنترلی پژوهش است و از نسبت کل بدهی به‌کل دارایی به‌‌منزلۀ شاخص اهرم مالی استفاده می‌شود.

(7)

  

(Size)، اندازۀ شرکت و معرف حجم و گستردگی فعالیت شرکت و از متغیرهای کنترلی است. هرچه حجم دارایی‌های شرکت بیشتر باشد، اندازۀ شرکت بزرگ‌تر است. برای برآورد اندازۀ شرکت از لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها در پایان سال مالی شرکت استفاده می‌شود.

(8)

  

 

یافته‌ها.

درک تأثیر و روابط بین متغیرها با شناخت توصیفی و مقداری از متغیرها بهتر حاصل می‌شود. کل مشاهدات برابر با 708 سال - شرکت است. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش شامل میانگین، میانه، انحراف معیار، کوچک‌ترین، بیشترین، چولگی و کشیدگی در جدول (1) ارائه شده است.


جدول (1) شاخص‌های توصیفی متغیرها

نام متغیر

نماد

مشاهدات

میانگین

میانه

انحراف معیار

کوچک‌ترین

بیشترین

چولگی

کشیدگی

اقلام تعهدی غیرعادی

DA

708

006/0

030/0

99/0

28/3-

08/3

007/0

85/2

جریان نقد عملیاتی

CFO

708

117/0

100/0

13/0

46/0-

64/0

41/0

29/4

بازده دارایی‌ها

ROA

708

105/0

090/0

14/0

79/0-

63/0

25/0-

32/7

اهرم مالی

LEV

708

623/0

620/0

23/0

15/0

42/2

84/1

21/13

اندازۀ شرکت

Size

708

053/14

910/13

43/1

17/10

05/19

62/0

00/4

 

 

با نگاهی به میانگین متغیرهای اقلام تعهدی غیرعادی، جریان نقدی عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت به ترتیب (006/0، 11/0، 10/0، 623/0، 05/14) و میانه به ترتیب (030/0، 10/0، 09/0، 620/0، 91/13) می‌توان دریافت میانگین و میانۀ عمدۀ متغیرها فاصلۀ چندانی با هم ندارند و هرچه مقدار میانگین متغیری به میانۀ آن نزدیک باشد، توزیع آن متغیر به توزیع نرمال نزدیک‌تر است که در توزیع نرمال، میانگین و میانه بر یکدیگر منطبق‌اند. انحراف معیار نیز معیاری برای میزان پراکندگی مشاهدات از میانگین است. مقدار این پارامتر برای متغیرهای ذکرشده به ترتیب برابر با (99/0، 13/0، 14/0، 23/0، 43/1) است.کوچک‌ترین و بیشترین ‌مقدار اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های نمونه برابر با (28/3-) و (08/3) است که متفاوت‌بودن مقدار اقلام تعهدی غیرعادی را بین شرکت‌های بررسی‌شده نشان می‌دهد. ضریب چولگی معیاری از وجودداشتن یا نداشتن تقارن در تابع توزیع است. برای یک توزیع کاملاً متقارن چولگی صفر و برای یک توزیع نامتقارن به‌سمت راست مقدار چولگی مثبت و برای یک توزیع نامتقارن به‌سمت چپ مقدار چولگی منفی است. متغیرهای اقلام تعهدی غیرعادی، جریان نقد عملیاتی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت به ترتیب با (007/0، 41/0، 84/1، 62/0) چولگی به‌سمت راست دارند و متغیر بازده دارایی با (25/0-) چولگی به‌سمت چپ دارد. متغیر اقلام تعهدی غیرعادی با چولگی (007/0) تقریباً متقارن است. بررسی کشیدگی متغیرهای پژوهش نشان می‌دهد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی با کشیدگی (85/2) به‌صورت نرمال توزیع ‌شده است و سایر متغیرها از محدودۀ توزیع نرمال بالاتر قرار دارند.

ماهیت داده‌های تابلویی نشان می‌دهد اینگونه داده‌ها در مطالعات بسیاری، مشکل ناهمسانی واریانس داشته‌اند. از آنجا که این مشکل تأثیر مهمی در برآوردها و استنباط‌های آماری بر جای می‌گذارد، لازم است قبل از توجه به هرگونه تخمین، وجود یا نبود ناهمسانی واریانس بررسی شود. برای آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون وایت استفاده‌ شده است. سطح معنی‌داری محاسبه‌شده، برای الگوی پژوهش کوچک‌تر از 05/0 و معنی‌دار است؛ یعنی فرضیۀ  مبنی بر همسانی واریانس جملات خطا رد می‌شود و جملات خطا واریانس همسانی ندارند. برای تخمین الگوهای اقتصادی، روش‌های متفاوتی وجود دارد. با لحاظ‌کردن فروض کلاسیک، روش حداقل مربعات معمولی[47] براساس قضیۀ گاوس - مارکف بهترین تخمین‌زنندۀ خطی بدون تورش است؛ اما در صورت وجود ناهمسانی واریانس، دیگر روش حداقل مربعات معمولی روش مناسبی برای تخمین نیست؛ ازاین‌رو، با وزن‌دادن[48] رفع شد و الگوی مناسب برای تخمین آزمون فرضیه‌ها روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته[49] خواهد بود. سطح معناداری آزمون وایت در همۀ الگوها زیر یک درصد است و درنتیجه، مشکل ناهمسانی واریانس وجود دارد.

با توجه به آزمون معیار تورم واریانس، نتایج نشان می‌دهد مقادیر عامل تورم واریانس برای هر یک از متغیرهای توضیحی (جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت) الگوی اصلی به ترتیب برابر با (27/1، 18/2، 87/1، 04/1) و الگوی‌ فرعی اول برابر با (33/1، 88/1، 05/3، 90/1) و الگوی‌ فرعی دوم برابر با (29/2، 89/2، 59/3، 24/1) و الگوی‌ فرعی سوم برابر با (78/2، 17/6، 01/2، 22/3) است که از 10 کمترند؛ بنابراین، مشکل هم‌خطی در الگو‌ها وجود ندارد.

در تعیین نوع آزمون، در الگوهای اصلی و فرعی اول، دوم و سوم با توجه به سطح معنی‌داری آزمون F لیمر که برابر با (00/0) و کمتر از 5 درصد است، داده‌های تابلویی پذیرفته می‌شود. سطح معنی‌داری آزمون هاسمن برای الگوی اصلی و الگوهای فرعی دوم و سوم از 5 درصد کمتر است؛ بنابراین، الگوی اثرات ثابت برای آزمون این الگو‌ها استفاده شده است؛ اما سطح معنی‌داری آزمون هاسمن برای الگوی فرعی اول برابر با (27/0) و از 5 درصد بزرگ‌تر است که الگوی اثرات تصادفی انتخاب می‌شود.

جدول (2) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی اصلی را با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی نشان می‌دهد.


جدول (2) نتایج تخمین الگوی اصلی

 

متغیر وابستۀ اقلام تعهدی غیرعادی

متغیر

نماد

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

12/1-

47/0

38/2-

01/0

جریان نقد عملیاتی

CFO

33/6-

11/0

54/57-

00/0

بازده دارایی

ROA

68/5

17/0

41/33

00/0

اهرم مالی

LEV

26/0

13/0

00/2

04/0

اندازۀ شرکت

Size

07/0

03/0

33/2

01/0

ضریب تعیین

93/0

آماره F

47/66

ضریب تعیین تعدیل‌شده

91/0

سطح معنی‌داری کل الگو

00/0

دوربین واتسون

16/2

 

 

در بررسی معنی‌دار بودن کل الگو با توجه به اینکه سطح معناداری آمارۀ F از 1 درصد کوچک‌تر است (00/0)، الگو معنی‌دار است و فرضیۀ  آزمون F در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب تعیین الگو نیز نشان می‌دهد متغیر جریان نقد عملیاتی،
93 درصد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی را تبیین می‌‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر 91 درصد است. علاوه بر این مقدار آمارۀ دوربین واتسون 16/2 است و از آنجا که در بازۀ پذیرفتنی قرار دارد، فرض همبستگی جملات خطا رد می‌شود. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به نتایج ارائه‌شده در جدول (2) احتمال آمارۀ t برای ضریب متغیر جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی کوچک‌تر از 1 درصد و برای متغیر اهرم مالی و اندازۀ شرکت کوچک‌‎تر از 5 درصد است؛ درنتیجه، وجود رابطۀ معنی‌داری میان جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی در سطح اطمینان 99 درصد و اهرم مالی و اندازۀ شرکت در سطح اطمینان 95 درصد با اقلام تعهدی غیرعادی تأیید می‌شود. متغیر‌های کنترلی برخلاف رابطۀ معکوس و معنادار متغیر مستقل (جریان نقد عملیاتی)، رابطۀ مستقیم و معنی‌داری با اقلام تعهدی غیرعادی دارند؛ بنابراین، فرضیۀ  پژوهش رد و فرضیۀ  مبنی بر تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی پذیرفته می‌شود.

جدول (3) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی فرعی اول را با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات نشان می‌دهد.

در بررسی معنی‌دار بودن کل الگو با توجه به اینکه سطح معناداری آمارۀ F از 1 درصد کوچک‌تر است (00/0)، الگو معنی‌دار است و فرضیۀ  آزمون F در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب تعیین الگو نیز نشان می‌دهد متغیر جریان نقد عملیاتی، 73 درصد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات را تبیین می‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر 72 درصد است. علاوه بر این مقدار آمارۀ دوربین واتسون 53/1 است و از آنجا که در بازۀ پذیرفتنی قرار دارد، فرض همبستگی جملات خطا رد می‌شود. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به نتایج ارائه‌شده در جدول (3) احتمال آمارۀ t برای ضریب متغیر جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی از 1 درصد کوچک‌تر است؛ درنتیجه، وجود رابطۀ معنی‌داری میان جریان نقد عملیاتی و بازده دارایی با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات در سطح اطمینان 99 درصد تأیید می‌شود. متغیر بازده دارایی با توجه به سطح معنی‌داری کوچک‌تر از 5 درصد، رابطۀ معنی‌داری در سطح اطمینان 95 درصد با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات دارد؛ اما اهرم مالی رابطۀ معناداری ندارد؛ بنابراین، فرضیۀ  پژوهش رد و فرضیۀ  مبنی بر تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت خودرو و قطعات پذیرفته می‌شود.


جدول (3) نتایج تخمین الگوی فرعی اول

 

متغیر وابستۀ اقلام تعهدی غیرعادی

متغیر

نماد

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

81/0-

34/0

35/2-

02/0

جریان نقد عملیاتی

CFO

75/5-

27/0

56/20-

00/0

بازده دارایی

ROA

93/3

43/0

07/9

00/0

اهرم مالی

LEV

06/0

31/0

21/0

83/0

اندازۀ شرکت

Size

05/0

02/0

5/2

06/0

ضریب تعیین

73/0

آمارۀ F

74/89

ضریب تعیین تعدیل‌شده

72/0

سطح معنی‌داری کل الگو

00/0

دوربین واتسون

53/1

 

 

جدول (4) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی فرعی دوم را با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی نشان می‌دهد.


جدول (4) نتایج تخمین الگوی فرعی دوم

 

متغیر وابستۀ اقلام تعهدی غیرعادی

متغیر

نماد

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

04/4-

71/0

63/5-

00/0

جریان نقد عملیاتی

CFO

79/6-

17/0

94/39-

00/0

بازده دارایی

ROA

28/7

72/0

08/10

00/0

اهرم مالی

LEV

54/1

54/0

83/2

00/0

اندازۀ شرکت

Size

25/0

03/0

33/8

00/0

ضریب تعیین

97/0

آمارۀ F

27/129

ضریب تعیین تعدیل‌شده

96/0

سطح معنی‌داری کل الگو

00/0

دوربین واتسون

04/2

 

 

در بررسی معنی‌دار بودن کل الگو با توجه به اینکه سطح معناداری آمارۀ F از 1 درصد کوچک‌تر است (00/0)، الگو معنی‌دار است و فرضیۀ  آزمون F در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب تعیین الگو نیز نشان می‌دهد متغیر جریان نقد عملیاتی،
97 درصد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی را تبیین می‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر 96 درصد است. علاوه بر این مقدار آمارۀ دوربین واتسون 04/2 است و از انجا که در بازۀ پذیرفتنی قرار دارد، فرض همبستگی جملات خطا رد می‌شود. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به نتایج ارائه‌شده در جدول (4) احتمال آمارۀ t برای ضریب متغیر جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت از 1 درصد کوچک‌تر است؛ درنتیجه، وجود رابطۀ معنی‌دار میان جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی، اهرم مالی و اندازۀ شرکت با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی در سطح اطمینان 99 درصد تأیید می‌شود؛ بنابراین، فرضیۀ  پژوهش رد و فرضیۀ  مبنی بر تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت مواد دارویی پذیرفته می‌شود.

جدول (5) خلاصۀ آماره‌های مربوط به الگوی فرعی سوم با توجه به تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت سیمان، آهک و گچ را نشان می‌دهد.


جدول (5) نتایج تخمین الگوی فرعی سوم

 

متغیر وابسۀ اقلام تعهدی غیرعادی

متغیر

نماد

ضریب برآوردی

خطای استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

73/0

08/2

35/0

72/0

جریان نقد عملیاتی

CFO

34/6-

34/0

49/18-

00/0

بازده دارایی

ROA

39/4

47/0

17/9

00/0

اهرم مالی

LEV

87/1-

35/0

21/5-

00/0

اندازۀ شرکت

Size

02/0

14/0

14/0

88/0

ضریب تعیین

95/0

آمارۀ F

83/74

ضریب تعیین تعدیل‌شده

94/0

سطح معنی‌داری کل الگو

00/0

دوربین واتسون

33/2

 

 

در بررسی معنی‌دار بودن کل الگو با توجه به اینکه سطح معناداری آمارۀ F از 1 درصد کوچک‌تر است (00/0)، الگو معنی‌دار است و فرضیۀ  آزمون F در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. ضریب تعیین الگو نیز نشان می‌دهد متغیر جریان نقد عملیاتی،
97 درصد متغیر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت سیمان، آهک و گچ را تبیین می‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز برابر 94 درصد است. علاوه بر این مقدار آمارۀ دوربین واتسون 33/2 است و از آنجا که در بازۀ پذیرفتنی قرار دارد، فرض همبستگی جملات خطا رد می‌شود. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به نتایج ارائه‌شده در جدول (5) احتمال آمارۀ t برای ضریب متغیر جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی و اهرم مالی از
1 درصد کوچک‌تر است؛ درنتیجه، وجود رابطۀ معنی‌دار میان جریان نقد عملیاتی، بازده دارایی و اهرم مالی با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت سیمان، آهک و گچ در سطح اطمینان 99 درصد تأیید می‌شود؛ اما اندازۀ شرکت رابطۀ معنی‌داری با اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت سیمان، آهک و گچ ندارد؛ بنابراین، فرضیۀ  پژوهش رد و فرضیۀ  مبنی بر تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی در صنعت سیمان، آهک و گچ پذیرفته می‌شود.

 

نتایج و پیشنهادها.

از آنجا‌ که مدیران توان انجام عملیاتی را دارند که آنها را در مدیریت جریان وجه نقد عملیاتی درگیر کند، روند ورود و خروج وجه نقد در هر واحد تجاری، بازتاب تصمیم‌گیری‌های مدیریت دربارۀ برنامه‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت عملیاتی و طرح‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی است. تغییرات جریان‌های نقدی عملیاتی، سبب ایجاد تغییر در سرمایه‌گذاری شرکت می‌شود. با شناخت توسعه و تکمیل روزافزون مفهوم وجوه نقد حاصل از عملیات، جامعه و سرمایه‌گذاران ناگزیر شدند از این صورت ‌مالی برای تصمیم‌گیری اقتصادی خود اشتفاده کنند. هدف پژوهش حاضر بررسی تأثیر جریان نقد عملیاتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نوع صنعت بود. برای بررسی اقلام تعهدی غیرعادی از روش جونز تعدیل‌شده مطابق با پژوهش رحیمیان و همکاران (2017) و جریان نقد عملیاتی استفاده شد که به‌صورت مستقیم از صورت جریان وجه نقد ‌استخراج‌‎‌شدنی بود. براساس مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش، همان‌ طور که انتظار می‌رفت ارتباط معناداری بین جریان نقد عملیاتی و اقلام تعهدی غیرعادی وجود دارد. نتایج به‌دست‌آمده از آزمون فرضیۀ اصلی پژوهش نشان داد جریان نقد عملیاتی تأثیر معکوس و معناداری بر اقلام تعهدی غیرعادی دارد. ازاین‌رو، نتایج پژوهش حاضر با نتایج پژوهش‌های ‌خانی و ابراهیمی (2013) که در بازۀ زمانی 1383 تا 1389 در بورس اوراق بهادار تهران انجام ‌شده است و ثقفی و هاشمی (2004)، عمارتی‌بخشایش و خان‌محمدی (2016) و گو[50] و جین[51] (2011) کاملاً منطبق است. همچنین با توجه به نتایج آزمون فرضیه‌های فرعی اول، دوم و سوم جریان نقد عملیاتی با اقلام تعهدی غیرعادی در صنایع خودرو و قطعات، صنعت مواد دارویی و صنعت سیمان، آهک و گچ رابطۀ معنادار و معکوسی دارد و پژوهشی با این فرضیه در ایران کار نشده است.

با توجه به یافته‌های پژوهش به پژوهشگران توصیه می‌شود پس از تفکیک اجزای جریان‌های نقد و اقلام تعهدی براساس صنعت، الگوهای پیش‌بینی را براساس هر صنعت برآورد کنند. سرمایه‌گذاران نباید به کمیت سود اکتفا کنند؛ بلکه باید اجزای تشکیل‌دهندۀ آن را بررسی کنند تا مشخص شود چه مقدار از سود این اجزا نقدی و چه مقدار تعهدی است. به‌علاوه برای جامعۀ سرمایه‌گذاری یک راهبرد تجاری سودآورتر را با حذف شرکت‌های دارای اقلام تعهدی غیرعادی، پیاده‌سازی کنند. به سازمان بورس اوراق بهادار پیشنهاد می‌شود به‌صورت سالانه کیفیت صورت‌های مالی را براساس اقلام تعهدی غیرعادی آن امتیاز افشا کند. این کار سبب می‌شود سرمایه‌گذارها و اعتباردهندگان نسبت به کیفیت سود آگاه‌‎تر شوند و تخصیص بهینه بهتر صورت ‌گیرد و کارآیی بورس بیشتر ‌شود. سرمایه‌گذاران باید در الگوهای تصمیم‌‎گیری‌های خود به کیفیت اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی عملیاتی توجه کنند و در سطح شرکت و صنعت این بررسی‌ها را بسط بدهند و در شرکت‌ها یا صنعت‌هایی سرمایه‌گذاری کنند که اقلام تعهدی پایین‌تر و جریان‌های نقد عملیاتی بالاتری داشته‌اند؛ زیرا جریان نقد عملیاتی حاصل عملیات اصلی شرکت است و باید به آن توجه بیشتری داشت. به‌طور طبیعی جریان نقد عملیاتی اهمیت بیشتری نسبت به سایر طبقات دارد.

در پژوهش‌های خارجی به‌دلیل دسترسی اطلاعات شرکت‌ها در مقاطع زمانی کمتر از یک سال مانند شش‌ماهه یا سه‌ماهه برای دوره‌های پژوهش طولانی، امکان انجام پژوهش در مقاطع زمانی کوتاه‌تر نیز فراهم‌ شده است. در کشور ایران تعداد اندکی از شرکت‌ها به‌صورت منظم گزارش‌های میان‌دوره‌ای را منتشر می‌کنند و گزارش‌های ارائه‌شده نیز کامل نیستند؛ بنابراین، از بررسی مقاطع کمتر از یک سال صرف ‌نظر شده است. با توجه به محدودبودن قلمرو زمانی به سال‌های 1390 تا 1395، در تعمیم نتایج به بازۀ زمانی قبل و بعد از دورۀ مذکور باید احتیاط شود. با توجه به محدودبودن جامعۀ آماری به شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران که سال مالی آنها به پایان اسفندماه منتهی است، تسری نتایج به سایر شرکت‌ها باید بااحتیاط انجام شود. کنترل‌نشدن بعضی عوامل مؤثر بر نتایج پژوهش ازجمله تأثیر متغیرهایی چون عوامل اقتصادی، شرایط سیاسی، عمر شرکت‌ها، قوانین و مقررات و ... که در بررسی روابط اثرگذارند، خارج از دسترس پژوهشگر بود. ازطرفی برای محاسبۀ متغیرهای پژوهش از اطلاعات صورت‌های مالی تهیه‌شده بر مبنای بهای تمام‌شدۀ تاریخی استفاده ‌شده است. در صورت تعدیل اطلاعات ذکرشده از بابت تورم ممکن است نتایج متفاوتی با نتایج فعلی به دست آید.

برای دست‌یابی به نتایج جامع‌تر پیشنهاد می‌شود پژوهش حاضر در سال‌های بعدی با در نظر گرفتن محدودۀ زمانی گسترده‌تری انجام شود؛ زیرا این امر موجب افزایش تعداد مشاهدات و اعتبار بیشتر نتایج به‌دست‌آمده خواهد شد. بررسی تأثیر جریان نقد عملیاتی و توانایی مدیریتی بر اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و بررسی تأثیر تغییر مدیرعامل بر رابطۀ بین جریان نقد عملیاتی و اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران نیز از موضوعاتی‌اند که باید ارزیابی شوند.


[1]. Skinner

[2]. Baginski

[3]. Hassel

[4]. Kimbrough

[5]. Berger

[6]. Hann

[7]. Louis

[8]. Robinson

[9]. Chen

[10]. Cheng

[11]. Huang

[12]. Beer

[13]. Hamdi

[14]. Zouaoui

[15]. Park

[16]. Han

[17]. Lee

[18]. Kim

[19]. Subramanyam

[20]. Al-Attar

[21]. Hussein

[22]. Zuo

[23]. Dechow

[24]. Efiong

[25]. Ejabu

[26]. Lev

[27]. Du

[28]. Jiang

[29]. Mithu

[30]. Lim

[31]. Chenjeef

[32]. Shane

[33]. Xie

[34]. Jun Kim

[35]. Jeong Lee

[36]. Sunwoo

[37]. Nobanee

[38]. Ellili

[39]. Hoon kim

[40]. jun kim

[41]. Dopuch

[42]. Seethamraju

[43]. Xu

[44]. Sloan

[45]. Sloan

[46]. Sweeney

[47]. Ordinary least squares (OLS)

[48]. Cross-section weights

[49]. Generalized least squares (GLS)

[50]. Gu

[51]. Jain

مراجع

[1] آقایی، م.، آذر، ع.، و جوان، ع. (1391). بررسی رابطۀ جایگزینی دستکاری فعالیت‌های واقعی و دستکاری اقلام تعهدی اختیاری. پژوهش‌های حسابداری مالی، 4 (2)، 40-19.
[2] آقایی، ع.، جمالی، غ.، و احمدی، ح. (1389). بررسی تأثیر تکانه‌های جریان وجوه نقد عملیاتی بر ساختار دارایی و سرمایۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ علمی - پژوهشی حسابداری مالی، 2 (8)، 59-39.
[3] ابراهیمی، ک.، و احمدی‌مقدم، م. (1395). تأثیر بیش‌اطمینانی مدیران بر مدیریت سود واقعی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. چشم‌انداز مدیریت مالی، 6 (15)، 23-9.
[4] ارجمند، م. (1390). ارتباط بین پایداری تغییرات غیرعادی مانده نقد با پایداری اقلام تعهدی اختیاری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پایان‌نامۀ کارشناسی‌ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران مرکزی.
[5] اصغری، ز.، سروشیار، الف.، و علی‌احمدی، س. (1396). بررسی تأثیر پراکندگی بازده در ناهنجاری‌های اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 5 (4)، 16-1.
[6] اکبری، م.، فتحی، س.، فرخنده، م.، و ایاغ، ز. (1396). بررسی رابطۀ بین فرصت‌های سرمایه‌گذاری و حساسیت سرمایه‌گذاری به جریان نقدی. چشم‌انداز مدیریت مالی، 7 (17)، 68-49.
[7] انواری‌رستمی، ع.، احمدیان، و.، و میرزاده، الف. (1394). بررسی تأثیر جریان وجوه نقد عملیاتی و تصمیمات ساختار سرمایه بر تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بورس اوراق بهادار، 8 (30)، 112-83.
[8] ایزدی‌نیا، ن.، منصورفر، غ.، و رشیدی‌خزایی، م. (1394). درماندگی مالی به‌عنوان عاملی برای وقوع مدیریت سود. راهبرد مدیریت مالی، 3 (3)،
47-25.
[9] بیات، ر.، شعبانی، م.، و کلانتری، م. (1395). مطالعۀ تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی‌های نامشهود بر جریان‌های نقد عملیاتی آتی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ مطالعۀ مدیریت و حسابداری، 2 (1)، 97-85.
[10] ثقفی، ع.، و محمدی، الف. (1391). جریان‌های نقدی آتی، اقلام تعهدی غیرعادی و ریسک ورشکستگی. پژوهش‌های حسابداری مالی، 4 (3)،
12-1.
[11] ثقفی، ع.، و هاشمی، ع. (1383). بررسی تحلیلی رابطۀ بین جریان‌های نقدی عملیاتی و اقلام تعهدی، ارائۀ مدل برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 11 (4)،
52-29.
[12] جبارزاده‌کنگرلوئی، س.، منفرد، م.، و متوسل، م. (1393). تأثیر جریان وجوه نقد عملیاتی بر تعدیلات اهرم مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. راهبرد مدیریت مالی،
2 (4)، 95-73.
[13] جرجرزاده، ع.، و نیکبخت‌نصرآبادی، ز. (1395). تأثیر اقلام تعهدی اختیاری و وجوه نقد عملیاتی بر بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی،
9 (1)، 104-91.
[14] حسن‌زاده، م.، و دیانتی‌دیلمی، ز. (۱۳۹۵). بررسی تأثیر محافظه‌کاری بر غیرعادی بودن اقلام تعهدی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. چهارمین کنفرانس بین‌المللی پژوهش‌های کاربردی در مدیریت و حسابداری، تهران، دانشگاه شهید بهشتی.
[15] حیدرپور، ف.، و توحیدلو، م. (1391). تأثیر اقلام تعهدی غیرعادی بر گزارشگری حسابرسی. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 19 (4)،
50-33.
[16] حیدرپور، ف.، عربی، م.، و قناد، م. (1395). اثر افق‎‌های زمانی کوتاه، میان و بلندمدت در پیش‌بینی جریان‌های نقدی آتی؛ بررسی مقایسه‌ای توانایی سود و جریان وجه نقد عملیاتی. راهبرد مدیریت مالی، 4 (4)، 127-107.
[17] خانی، ع.، و ابراهیمی، خ. (1392). توانایی تخمین الگوهای اقلام تعهدی غیرعادی براساس تعدیل الگوی جونز و پیش‌بینی قیمت‌گذاری نادرست سهام. مجلۀ دانش حسابداری، 4 (14)، 90-67.
[18] دستگیر، م.، و خدابنده، ر. (1382). بررسی ارتباط بین محتوای اطلاعاتی اجزای اصلی گردش وجه نقد با بازده سهام. مجلۀ علوم اجتماعی و انسانی دانشگاه شیراز، 19 (2)، 112-100.
[19] دستگیر، م.، و واحدپور، م. (1396). علامت‌دهی ازطریق اقلام تعهدی اختیاری و تأثیر آن بر سرمایه‌گذاری در دارایی‌های سرمایه‌ای و نرخ بازده دارایی‌ها در شرکت‌های با محدودیت مالی. مجلۀ دانش حسابداری، 8 (3)، 140-113.
[20] رحیمیان، ن.، تقوی‎‌فرد، م.، و مالکی‌دیزجی، آ. (1396). رابطۀ بین اقلام تعهدی و اظهارنظر حسابرسی. فصلنامۀ پژوهش‌های نوین در حسابداری و حسابرسی، 1 (2)، 64-37.
[21] رضایی، ف.، و موسویان، خ. (1390). بررسی رابطۀ بین اقلام تعهدی غیرعادی و تمرکز مالکیت به‌عنوان سازوکارهای حاکمیت شرکتی با ویژگی‌های شرکت. فصلنامۀ حسابداری مالی، 3 (9)، 136-114.
[22] زمانی، ع.، و انواری‌رستمی، ع. (1396). بررسی رابطۀ غیرخطی تأمین مالی با بدهی و دستکاری جریان‌های نقدی: شواهدی از بورس تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 5 (4)، 154-143.
[23] شمس‌زاده، ب.، سیف، الف.، و داوودآبادی‌فراهانی، ح. (1395). بررسی رابطۀ بین ویژگی‌های مؤسسۀ حسابرسی و شرکای حسابرسی باکیفیت حسابرسی. مجلۀ علمی - پژوهشی دانش حسابداری مالی، 3 (1)، 156-135.
[24] شهریاری، س.، و سلیم، ف. (1392). بررسی و آزمون قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی غیرعادی در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1381 تا 1389. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 2 (3)، 16-1.
[25] عامری، الف. (1388). بررسی رابطۀ بین نوع اظهارنظر حسابرسان و مدیریت سود با استفاده از اقلام تعهدی غیرعادی. پایان‌نامۀ کارشناسی‌ارشد، دانشگاه بین‌المللی امام خمینی (ره) قزوین.
[26] عمارتی‌بخشایش، م.، و خان‌محمدی، م. (1395). رابطۀ اقلام تعهدی و جریان نقد عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. هفتمین کنفرانس بین‌المللی اقتصاد و مدیریت، سوئد، مرکز ارتباطات دانشگاهیICOAC.
[27] فغانی‌ماکرانی، خ.، صالح‌نژاد، ح.، و امین، و. (1395). پیش‌بینی مدیریت سود مبتنی بر مدل جونز تعدیل‌شده با استفاده از مدل شبکۀ عصبی مصنوعی و الگوریتم ژنتیک. مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار (مدیریت پرتفوی)، 7 (28)، 117-136.
[28] قیطاسی، ر.، مسجدموسوی، م. س.، و حاجی‌زاده، ف. (1394). بررسی محتوای اطلاعاتی سود و جریان نقد عملیاتی هر سهم در تبیین سود تقسیمی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابداری، 15 (60)، 177-196.
[29] کرمی، غ.، مرادی، م.، شهیدی، ز.، اسکندر، ه.، و بخشی، م. (1393). 2000 سؤال چهارگزینه‌ای حسابداری مالی و استانداردهای حسابداری. تهران: نگاه دانش.
[30] لاری‌دشت‌بیاض، م.، صالحی، م.، و سخاوت‌پور، م. (1397). بررسی رابطۀ محدودیت مالی، ساختار دارایی‌ها و تأمین مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6 (1)، 196-181.
[31] مشکی‌میاوقی، م.، و وثوقی، ف. (1396). بررسی نقش عامل رشد در حساسیت بازدهی به اقلام تعهدی اختیاری. فصلنامۀ دانش حسابداری مالی، 4(2)، 93-77.
[32] مهرانی، ک.، ابراهیمی‌کردلر، ع.، و حلاج، م. (1390). بررسی رابطۀ بین اقلام تعهدی غیرمنتظره و محافظه‌کاری در حسابداری در بورس اوراق بهادار. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 18 (63)،
128-113.
[33] نمازی، م.، حاجیها، ز.، و چناری، ح. (1397). مدل‌بندی و تعیین اولویت معیارهای مؤثر مدیریت سود واقعی بر پیش‌بینی ورشکستگی. راهبرد مدیریت مالی، 6 (4)، 27-1.
[34] نمازی، م.، و شیرزاده، ج. (1384). بررسی رابطۀ ساختار سرمایه با سودآوری شرکت‌های پذیرفته‎‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نوع صنعت. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 12 (4)، 95-75.
[35] ودیعی، م.، و عظیمی‌فر، ف. (1391). ارزش‌گذاری بالای حقوق صاحبان سهام و ارتباط آن با اقلام تعهدی اختیاری. پیشرفت‌های حسابداری، 4 (2)، 203-179.
[36] یعقوبی‌خان‌خواجه، آ.، و جهانشاد، آ. (1396). تأثیر جریان نقد آزاد و رشد شرکت بر همزمانی بازده سهام. دانش مالی تحلیل اوراق بهادار (مطالعات مالی)، 10(35)، 47-35.
 
References
[37] Aghaei, M., A., Azar, A., & Javan, A. A. (2012). Trade-off between real earnings manipulation and discretionary accruals manipulation. Financial Accounting Researches, 4 (2), 19-40. (in Persian).
[38] Aghaei, A., Jamali, G., & Ahmadi, H. (2011). The effect of the shocks of operating cash flow on capital structure of assets of companies on Tehran Stock Exchange. Quarterly Financial Accounting Journal, 2 (8), 39-59. (in Persian).
[39] Akbari, M., Fathi, S., Farkhondeh, M., & Ayagh, Z. (2017). The relationship between investment opportunities and sensitivity of investment to cash flow. Financial Management Perspective, 7 (17), 49-68.
(in Persian).
[40] Al-Attar, A., Hussein, S., & Zuo, L. (2008). Earnings quality, bankruptcy risk and future cash flows. Accounting and Business Research, 38 (1), 5-20. Doi: 10.1080/00014788.2008.9663317.
[41] Ameri, A. (2009). An investigation of association between auditor opinions and earnings management (abnormal accruals), (Master Thesis Dissertation), Imam Khomeini International University Faculty of Social Science. (in Persian).
[42] Anvari Rostamy, A. A., Ahmadian, V., & Mirzadeh, S. A. (2015). The effect of operating cash flow and capital structure decisions on the investment decisions in companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Securities Exchange, 8 (30),
82-112. (in Persian).
[43] Arjmand, M. (2011). Relationship between stability of abnormal changes of cash balance with stability of voluntary commitment items in the accepted companies in Tehran Stock Exchange. (Master Thesis Dissertation), Islamic Azad University, Central Tehran Branch.
(in Persian).
[44] Asghari, Z., Soroushyar, A., & Aliahmadi, S. (2017). The effect of return dispersion on the accrual and investment anomalies in companies listed in Tehran Stock Exchange. Asset Management & Financing, (5) 4, 1-16. (in Persian). Doi: 10.22108/AMF.2017.21189.
[45] Baginski, S., Hassel, J., & Kimbrough, M. (2002). The effect of legal environment on voluntary disclosure: Evidence from management earnings forecasts issued in U.S. and Canadian markets. The Accounting Review, 77 (1), 25-50. Doi: 10.2308/accr.2002.77.1.25.
[46] Bayat, R., Shabani, M., & Kalantari, M. H. (2016). Investigating the effect of investment in intangible assets on future operating cash flows of Tehran Stock Exchange. Journals UCT, 2 (1), 97-85.
(in Persian).
[47] Beer, F., Hamdi, B., & Zouaoui, M. (2018). Investor's sentiment and accruals anomaly: European evidence. Journal of Applied Accounting Research, 19 (4), 500-517. Doi: 10.1108/JAAR-03-2017-0043.
[48] Berger, P., & Hann, R. (2007). Segment profitability and the proprietary and agency costs of disclosure. The Accounting Review, 82 (4), 869-906. Doi: 10.2308/accr.2007. 82.4.869.
[49] Chen.Y., Cheng. C. S. A., & Huang. Y. L. (2012). Value of cash holdings: The impact of cash from operating. investment and financing activities. papers. ssrn.com/sol3/ papers.cfm? abstract_id =1985476.
[50] Chenjeef, Z., & Shane, P. (2014). Changes in cash: Persistence and pricing implications. Journal of Accounting Research, 52 (3), 599-634. Doi: 10.1111/1475-679X.12050.
[51] Dastgir, M., & Khodabandeh, R. (2003). The relationship between the main components for the information content of cash flow and stock returns. Journal ofSocial Sciences and Humanities of Shiraz University, 38, 100-112. (in Persian).
[52] Dastgir, M., & Vahedpour, M. (2017). Signaling through discretionary accruals and its impact on capital investment and roa in financially constrained firms. Journal of Accounting Knowledge, 8 (30), 113-140. (in Persian). Doi: 10.22103/ JAK.2017.9977.2351.
[53] Dechow, P. M. (1994). Accounting earnings and cash flows as measures of firm performance: The role of accounting accruals. Journal of Accounting & Economics, 18 (1), 3-42. Doi: 10.1016/ 0165-4101(94)90016-7.
[54] Dechow, P. M., Sloan, R. G., & Sweeney, A. P. (1995). Detecting earnings management. Accounting Review, 70 (2), 193-225.
[55] Dopuch, N., Seethamraju, C., & Xu, W. (2012). The pricing of accruals forprofit and loss firms. Review of Quantitative Finance and Accounting, 34 (4), 505-516. Doi: 10.1007/s11156-009-0144-9.
[56] Du, K., & Jiang, D. (2017). On the connection between the market pricing of accruals quality and the accruals anomaly. Available at ssrn: https://ssrn.com/abstract =2949039 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2949039. Doi: 10.2139/ssrn.2949039.
[57] Ebrahimi, S. K., & Ahmadi Moghadam, M. (2016). The impact of overconfidence managers on real earnings management of listed companies in Tehran Stock Exchange. Financial Management Perspective, 6 (15), 9-23. (in Persian).
[58] Efiong, E. J., & Ejabu, F. E. (2018). Effects of discretion accruals on stock prices of quoted manufacturing companies in Nigeria. Account and Financial Management Journal, 3 (01), 1271-1276. Doi: 10.18535/afmj/v3i1.07.
[59] Emarati Bakhshayesh, M., & khan Mohammadi, M. (2016). The relationship between accruals and operating cash flow in listed companies on Tehran Stock Exchange. 7th International conference on economics management, Sweden, ICOAC Academic Communication Center (in Persian).
[60] Faghani Makrani, K., Salehnezhad, S. H., & Amin, V. (2016). Forecast earnings management based on adjusted jones model using artificial neural networks and genetic algorithms. Financial Engineering and Portfolio Management, 7 (28), 117-136.
(in Persian).
[61] Gu, Z., & Jain, P. (2011). The Accrual anomaly and operating cash flows: Evidence from accrual components. Working paper, Georgetown University. DOI: 10.2139/ssrn.892250.
[62] Hassanzadeh, M., & Dianati Deylami, Z. (2017). The effect of conservative on abnormal accruals in listed companies on Tehran Stock Exchange. 4th International Conference on applied research in management and accounting, Tehran, Shahid Beheshti University. (in Persian).
[63] Heidarpoor, F., Arabi, M., & Ghannad, M. (2016). The effect of short-term, medium and long-term time horizons on the prediction of future cash flows: A comparative study of the ability of operating earnings and cash flows. Journal of Financial Management Strategy, 4 (4), 107-127. (in Persian). Doi: 10.22051/JFM.2017.9337.1077.
[64] Heidarpoor, F., & Towhidlou, M. (2013). The impact of abnormal accruals on auditor reporting. The Iranian Accounting and Auditing Review, 19 (4). 33-50. (in Persian).
[65] Hoon Kim, J., & Jun Kim, Y. (2017). Implications of firms having both highly negative accruals and cash flows for test of accruals anomaly. American Accounting Association, 31 (1), 1-22. Doi: 10.2308/acch-51513.
[66] Izadinia, N., Mansourfar, G., & Rashidi khazaee, M. (2015). Financial distress as a risk factor for the occurrence of earnings management. Journal of Financial Management Strategy, 3 (3), 25-47. (in Persian). Doi: 10.22051/JFM.2015.2262.
[67] Jabarzadeh Kangarlouei, S., Monfared, M., & Motavassel, M. (2014). Effect of cash flow on financial leverage adjustments in companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Financial Management Strategy, 2 (4), 73-95. (in Persian). Doi: 10.22051/JFM.2015.977.
[68] Jorjor Zadeh, A. R., & Nikbakhat Nasrabadi, Z, (2017). Investigating the relationship between discretionary accruals and stock return in growth and non-growth companies in Tehran Securities Exchange. Journal of Financial Accounting Research, 9 (2), 91-104. (in Persian). Doi: 10.22108/FAR.2017.84998.0.
[69] Jun Kim, Y., Lee, J., Jeong Lee, S., & Sunwoo, H. Y. (2017). Do mutual funds exploit the accrual anomaly? Korean evidence. Pacific-Basin Finance Journal, 46 (B), 227-242. Doi: 10.1016/j.pacfin. 2017.09.008.
[70] Karami, G., Moradi, M., Shahidi, Z., Escandar, H., & Bakhshi, M. (2014). 2000 Questions of financial accounting and accounting standards. Tehran: Negahedanesh
[71] Khani, A., & Ebrahimi, Kh. (2013). Ability of accruals prediction models on the basis of jones model in prediction of abnormal accruals. Journal of Accounting Knowledge, 4 (14), 67-90. (in Persian) Doi: 10.22103/JAK.2013.604.
[72] Lari Dashtbayaz, M., Salehi, M., & Sekhavatpoor, M. (2018). The relationship between financial constraints, the structure of assets and financing in companies listed in Tehran Stock Exchange. Asset Management & Financing, 6 (1), 181-196. (in Persian) Doi: 10.22108/AMF.2017. 21332.
[73] Lev, B. (1989). On the usefulness of earnings and earnings research: Lessons and directions from two decades of empirical research. Journal of Accounting Research, 27: 153-192. Doi: 10.2307/ 2491070.
[74] Louis, H., & Robinson, D. (2005). Do managers credibly use accruals to signal private information? Evidence from the pricing of discretionary accruals around stock splits. Journal of Accounting and Economics, 39 (2), 361-380. Doi: 10.1016/j.jacceco.2004.07.004.
[75] Mehrani, K., Ebrahimi Kordlar, A., & Hallaj, M. (2011). Assessing the relationship between conservatism and unexpected accruals in Tehran Stock Exchange. The Iranian Accounting and Auditing Review, 18 (63), 113-128. (in Persian).
[76] Meshki Miavaghi, M., & Vosooghi, F. (2017). The role of firm growth in stock return sensitivity to discretionary accruals. A Quarerly Journal of Empirical Reasearch of Financial Accounting, 4 (2), 77-93. (in Persian).
[77] Mithu, R. D., & Lim, L. (2015). Accrual reliability, earnings persistence and stock prices Revisited. American Journal of Business, 30 (1), 22–48. Doi: 10.1108/AJB-07-2014-0041.
[78] Namazi, M., Hajiha, Z., & Chenari, H. (2018). Modeling and identifying hierarchy of the effective measures of the earning management on the prediction of the bankruptcy. Journal of Financial Management Strategy, 6 (4), 1-27. (in Persian). Doi: 10.22051/JFM.2018.13604. 1257.
[79] Namazi, M., & Shirzadeh, J. (2006). The relationship between capital structure and profitability of listed companies in Tehran Stock Exchange (with an emphasis on types). Journal of Accounting and Auditing Review, 12 (4), 75-95. (in Persian).
[80] Nobanee, H., & Ellili, N. (2017). Does operational risk disclosure quality increase operating cash flows? Brazilian Administration Review, 14 (4), 1-13. Doi: 10.1590/1807-7692bar2017170025.
[81] Park, S. H., Han, I., Lee, J., & Kim, B. (2018). Information asymmetry and the accrual anomaly. Asia-Pacific Journal of Financial Studies, 47 (4), 571-597. Doi: 10.1111/ajfs.12225.
[82] Qeytasi, R., Masjed Mousavi, M. S., & Hajizadeh, F. (2015). The information content of earnings and cash flows in explaining dividend per share of listed companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting Science, 15 (60), 177-196. (in Persian).
[83] Rahimian, N., Taghavi Fard, M. T., & Maleki Dizaji, A. (2017). Relationship between accruals and audit opinion. Journal of New Researches in Accounting and Auditing, 1 (2), 37-64. (in Persian).
[84] Rezaei, F., & Mousavian, Kh. (2011). Survey on ralation between abnormal accruals, ownership concentration as corporate governance mechanisms and Firm's characteristics. Quarterly Financial Accounting, 3 (9), 114-136. (in Persian).
[85] Saghafi, A., & Hashemi, A. (2004). Aggregate accruals and components of accruals; Opponents of accounting earning, predicting operating cash flow. Journal of Accounting and Auditing Review, 11 (4), 29-52. (in Persian).
[86] Saghafi, A., & Mohammadi, A. (2012). Future cash flows, abnormal accruals and bankruptcy risk. Financial Accounting Researches, 4 (3), 1-12. (in Persian).
[87] Shahryari, S., & Salim, F. (2014). Examination of the mispricing of abnormal accruals on the Tehran Stock Exchange from 1381 to 1389. Asset Management and Financing, 2 (3), 1-16. (in Persian).
[88] Shamszadeh, B., Seif, A., & Davodabadi Farahani, H. (2016). Studying relationship between characteristics of audit institutions and audit partners with audit quality. A Quarerly Journal of Empirical Reasearch of Financial Accounting, 3 (1), 135-156. (in Persian).
[89] Skinner, D. (1997). Earnings disclosures and stockholder lawsuits. Journal of Accounting and Economics, 23 (3), 249-282. Doi: 10.1016/S0165-4101(97)00010-4.
[90] Sloan, R. G. (1996). Do stock prices fully reflect the information in accruals and cash flows about earnings? The Accounting Review, 71 (3), 289–315.
[91] Subramanyam, K. R. (1996). The pricing of discretionary accruals. Journal of Accounting and Economics, 22 (3), 249–281. Doi: 10.1016/S0165-4101(96)00434-X.
[92] Vadiee, M., & Azimifard, F. (2012). High valuing of equity and discretionary accruals. Journal of Accounting Advances (J.A.A), 4 (2), 179-203. (in Persian) Doi: 10.22099/JAA.2012.1664.
[93] Yaghoubi Khankhajeh, A., & Jahanshad, A. (2017). Application of dea in the calculation of consolidated index of stock liquidity evidence of Tehran Stock Exchange. Financial Knowledge of Securities Analysis, 10 (35), 35-47. (in Persian).
[94] Zamani, A., & Anvary Rostamy, A. A (2017). Study of nonlinear relationship between debt financing and cash flow manipulation of listed companies in Tehran Stock Exchange. Asset Management & Financing, 5 (4), 143-154. (in Persian). Doi: 10.22108/AMF.2017.21194.
مدیریت دارایی و تامین مالی
دوره 7، شماره 3 - شماره پیاپی 26
نشریه مدیریت دارایی و تامین مالی، سال هفتم، شماره پیاپی 26، شماره سوم، پاییز 1398
مهر 1398
صفحه 99-12

فایل ها

هم رسانی

ارجاع به این مقاله

آمار