نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار، گروه مدیریت مالی و مهندسی مالی، دانشکدۀ علوم مالی، دانشگاه خوارزمی، تهران، ایران
2 کارشناسی ارشد مدیریت مالی، گروه مدیریت مالی و مهندسی مالی، دانشکدۀ علوم مالی، دانشگاه خوارزمی، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Abstract
The purpose of this research was to investigate the effects of financial restatement on various investment inefficiencies with emphasis on the role of financial constraints. In this study, Richardson (2006)'s model of investing expectations was used to measure investment inefficiencies and categorize the sample member firms into over-invested or under-invested corporates. Also, the index defined by Kaplan-Zingales (1997) was utilized to examine the financial constraints. The sample included 174 companies that were active over 6 years (2012-2017) in the Tehran Stock Exchange. The results indicated that financial restatement could reduce the over-investment, while it exacerbated the under-investment ones. On the other hand, the companies with over-investment might experience greater financing constraints after financial restatement. This relationship was not significant for under-invested companies. Finally, the argument that financial restatement could affect investment inefficiencies by indirectly affecting financing constraints was also not approved by any groups of the compaines.
Introduction
From the perspective of investors, restatement news not only reflect the performance problems at the previous period, but also is a kind of forecast of future problems for the company and its management. It causes investors to distrust in the management and reduce the earnings quality (Akhgar & Dadejani, 2016) so that it can lead to financing constraints and thus prevent optimal investment decisions and consequently investment inefficiency. Therefore, in this study, the effects of financial restatement on investment inefficiencies were examined.
Method and Data
The sample included 174 companies listed on Tehran Stock Exchange (TSE), which were examined in the period of 2012-2017. The study was conducted by using the panel data method. To measure the investment inefficiency, we used Equation 1, which was derived from Richardson (2006)’s model of investment expectations:
Eq. (1)
Investi,t = β0 + β1 Growi,t-1+ β2 Leveragei,t-1 + β3 Cashi,t-1 + β4 Ln (Age) i,t-1 + β5 Ln (Size) i,t-1 + β6 Stock Returni,t-1 + β7 Investi,t-1 + i,t
Also, the index defined by Kaplan-Zingales (1997) was applied to measure the financial constraints:
Eq. (2)
KZ = β0 - β1 - β2× - β3 × + β4×LEVi.t - β5× QTOBINi,t
After sorting the data for each variable, Model No. 1 was utilized to examine the relationship between the financial restatement and financial constraints:
M. (1)
Logit E(FCi,t) = β0 + β1 RESi,t+ β2 SIZEi,t+ β3 ROAi,t+ β4 GROWi,t+β5 LEVi,t+1+β6 INSi,t+1+β7 First10i,t + εi,t
Finally, the following model (2) was used to investigate the role of financial constraints in the relationship between financial restatement and types of investment inefficiencies:
M. (2)
INVi,t+1 - INVi,t-1= γ0+ γ1RESi,t+ γ2FCi,t+1+ γ3SIZEi,t+1+γ4ROAi,t+1+γ5GROWi,t+1 + γ6LEVi,t+1 + γ7INSi,t+1 + γ8First10i,t+1 + εi,t
Findings
After estimating Model 1, the coefficient of financial restatement was found to be significant for companies with over-investment at the confidence level of 90%, but it was not significant for companies with under-investment. The coefficients of return on assets and leverage were also significant in both categories of companies at 95% confidence level. According to McFadden's coefficient of determination, the explanatory power of independent variables was greater in the group of companies with over-investment.
The estimation results of Model 2 showed that the coefficient of financial restatement was negative for both groups of companies. It was significant for companies with over-investment and under-investment at the confidence levels of 95 and 90%, respectively. However, considering that the probability of financial constraints was more than 5%, this variable was significant in none of the categories of companies.
Conclusion and discussion
The results showed that financial restatement could reduce corporate over-investment, while it exacerbated corporate under-investment. This result might be due to the fact that the financial restatement caused shareholders to focus more on the integrity of management and accuracy of financial statements and demand for more reporting from managers. Thus, agency problems were reduced and corporate investment efficiencies were improved by reducing over-investment.
The results also revealed that companies with over-investment might experience more financial constraints after financial restatement. Of course, this relationship was not significant for companies with under-investment. Due to the increased probability of financial constraints after financial restatement for companies with over-investment, these companies are advised to prepare their financial statements more carefully in order to avoid financial constraints when dealing with suitable investment opportunities so that they do not need to resubmit their financial statements.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
کشورها برای حل مشکلات اقتصادی خود، نیازمند راهکارهای مناسب برای استفادۀ بهتر از امکانات و ثروت‌های خدادادی هستند و برای این منظور، یکی از راهکارهای مهم، بسط و توسعۀ سرمایهگذاری است (Tehrani & Noorbakhsh, 2006). با توجه به محدودیت منابع، علاوه بر مسئلۀ توسعۀ سرمایهگذاری، افزایش کارایی سرمایهگذاری از مسائل بسیار بااهمیت است. زمانی واحد تجاری در سرمایهگذاری کارا تعریف می‌شود که همۀ پروژه‌هایی را انتخاب کند که خالص ارزش فعلی مثبت داشته باشد. صرف‌نظرکردن از فرصتهای سرمایهگذاری که خالص ارزش فعلی مثبت دارند، «سرمایهگذاری کمتر از حد»[1] و انتخاب پروژه‌هایی با خالص ارزش فعلی منفی به معنای «سرمایهگذاری بیشتر از حد»[2] محسوب می‌شود که هر دو حالت نشان‌دهندۀ نبودِ کارایی سرمایهگذاری است (Verdi, 2006).
در بازارهای کامل که در آن مشکلات نمایندگی و نبود تقارن اطلاعاتی وجود ندارد، تصمیم‌های سرمایهگذاری و تأمین مالی شرکت‌ها مستقل از یکدیگر است. به عبارت دیگر، شرکت‌ها همیشه تأمین مالی بیرونی را با هزینه‌ای معادل هزینۀ سرمایۀ خودشان انجام می‌دهند (Modigliani & Miller, 1958). طبق نظریه‌‌های مالی، نبود تقارن اطلاعاتی بین مدیران و تأمین‌کنندگان سرمایۀ خارجی، بر سیاست‌‌های سرمایهگذاری و تأمین مالی شرکت تأثیر دارد؛ برای مثال، اگر مدیران اطلاعات بیشتری دربارۀ دورنمای آتی شرکت در اختیار داشته باشند، مسئلۀ انتخاب معکوس به وجود می‌‌آید که این موضوع ممکن است بر هزینه و دسترس‌‌پذیری منابع تأمین مالی تأثیر بگذارد. این دیدگاه در تقابل کامل با الگوی سرمایهگذاری نئوکلاسیک استاندارد[3] است. بدین معنا که تصمیم‌های سرمایهگذاری شرکت از طریق فرصتهای رشد تعیین و کلیۀ پروژه‌‌های دارای ارزش فعلی خالص مثبت، تأمین مالی می‌شود (Mohammadi, Sabzalipour, Dehghani, 2018)؛ بنابراین فرض کامل‌بودن بازار، غیرواقع‌بینانه است. در صورت وجود نقص‌های بازار سرمایه، منابع وجوه داخلی و بیرونی به‌طور کامل جایگزین یکدیگر نمی‌شود؛ بنابراین شرکتهای با محدودیت مالی مواجه میشوند (Arslan, Florackis, Ozkan, 2017). درحقیقت یک بنگاه محدود مالی، بنگاهی است که هزینۀ بالای تأمین مالی خارجی یا دسترسی‌نداشتن به آن، بنگاه را از اتخاذ تصمیم بهینه در حوزۀ سرمایهگذاری بازدارد. شرکتی که در دسترسی به منابع خارجی بازار سرمایه مشکلات بیشتری داشته باشد، بخش بیشتری از منابع مالی لازم خود را از منابع داخل شرکت تأمین می‌کند. چنین شرکتی به‌اصطلاح شرکت دچار محدودیت مالی نامیده می‌شود (Mehrabanpour, Faraji, Sajadpour, Alipour, 2020).
از طرفی، جایگاه ارزشمند اطلاعات در توسعۀ اقتصادی و سرمایهگذاری، مورد اتفاق صاحب‌نظران علوم اقتصادی است. گزارش‌های مالی، یکی از منابع اطلاعاتی در دسترس بازار سرمایه است که پیش‌بینی می‌شود با کاهش نبود تقارن اطلاعاتی، نقش مؤثری در توسعۀ سرمایهگذاری و افزایش کارایی آن ایفا کند (Modarres & Hesarzadeh, 2008)؛ اما به‌دلیل تغییرات مستمر و مداومی که در شرایط اقتصادی و اجتماعی صورت می‌گیرد، تغییر در اصول و روش‌های حسابداری و به‌دلیل پیچیدگی و حجم بالای معاملات تجاری، بروز اشتباه در گزارشگری مالی و درنتیجه تجدید ارائۀ صورت‌های مالی منتشرشده اجتناب‌ناپذیر به نظر می‌رسد .(Nikbakht & Rafiei, 2012) از دیدگاه سرمایه‌گذاران، اخبار تجدید ارائه فقط نشان‌دهندۀ مشکلات عملکرد دورۀ گذشته نیست، بلکه نوعی پیش‌بینی مشکلات آتی برای شرکت و مدیریت آن محسوب و موجب سلب اطمینان سرمایه‌گذاران نسبت به اعتبار و شایستگی مدیریت و کاهش کیفیت سودهای گزارش‌شده می‌شود (Akhgar & Dadejani, 2015)؛ به‌گونه‌ای که می‌تواند تأمین مالی شرکت را با محدودیت مواجه کند و از این طریق، مانع اتخاذ تصمیم‌های بهینه در زمینۀ سرمایهگذاری و درنتیجه ناکارایی سرمایهگذاری شود. با وجود اینکه استفاده از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی در کشور ما بسیار رایج است، در پژوهش‌های موجود، توجه بسیار کمی به آن شده است؛ بنابراین در این پژوهش سعی می‌شود تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر انواع نبود کارایی سرمایهگذاری بررسی شود. تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر ناکارایی سرمایهگذاری به‌صورت مستقیم از طریق تقویت نظارت به‌منظور بهبودِ مستمر مدیریت شرکت‌ها اثرگذار است. به‌علاوه، به‌صورت غیرمستقیم نیز بر محدودیت مالی تأثیر می‌گذارد (Xiao, Zhao, & Shao, 2017)
برای این منظور، در این پژوهش سعی شده است تا به این پرسش‌ها پاسخ داده شود که آیا سرمایهگذاری بیشتر از حد شرکت‌ها، پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی کاهش می‌یابد؟ آیا سرمایهگذاری کمتر از حد شرکت‌ها، پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی افزایش می‌یابد؟ به‌علاوه، آیا تجدید ارائۀ صورت‌های مالی باعث افزایش احتمال ایجاد محدودیت مالی می‌شود؟ و آیا محدودیت مالی باعث تقویت اثر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی برای شرکتهای با ناکارایی سرمایهگذاری می‌شود؟
مبانی نظری
مبانی نظری و فرایند شکل‌گیری ناکارایی سرمایهگذاری، نظریۀ نمایندگی[4] و اقتصاد اطلاعات[5] و به‌دنبال آن نبود تقارن اطلاعاتی و مسائلی چون مخاطرۀ اخلاقی[6] و انتخاب معکوس[7] است. طبق نظریۀ نمایندگی، استنتاج می‌شود که اغلب تضاد منافع بین سهامداران و اعتباردهندگان و تضاد منافع بین سهامداران و مدیران منجر به بیش سرمایهگذاری می‌شود. از طرفی دیگر، نظریۀ اقتصاد اطلاعات، نبود تقارن اطلاعاتی را بین سرمایه‌گذاران بیرونی و شرکتهای موجود در بازار سرمایه (که اغلب تضاد مالک–نماینده نامیده می‌شود)، عاملی کلیدی در شکل‌گیری پدیدۀ بیش سرمایهگذاری میداند؛ چون مدیران ترجیح می‌دهند تمام منابع و وجوه نقد را در پروژه‌هایی حتی با خالص ارزش فعلی منفی با دید توسعۀ اندازۀ شرکت برای دستیابی به منافع شخصی بیشتر، مصرف کنند. به چنین نگرشی به‌اصطلاح «پدیدۀ ساختن امپراتوری» گفته می‌شود (Sherianaghiz, Hasayeganeh, Sadidi &Narrei, 2017).
در طرف مقابل، از دید نظریۀ نمایندگی، رابطۀ نمایندگی بین سهامداران و اعتباردهندگان با حمایت مدیران از منافع سهامداران و رابطۀ نمایندگی بین سهامداران جدید و قدیمی با حمایت بیشتر مدیران از منافع سهامداران قدیمی، منجر به شکل‌گیری پدیدۀ کم سرمایهگذاری می‌شود. هنگامی که شرکت بدهی پر ریسک و با ارزش بازار پایینتری نسبت‌به ارزش اسمی دارد، مدیرانی که در راستای منافع سهامداران حرکت کرده و از تحمل بدهی پر ریسک برای تأمین مالی طرح‌های سرمایهگذاری اجتناب می‌کنند، ممکن است تصمیماتی مبنی بر رد سرمایه‌گذاری‌های سودآور با خالص ارزش فعلی مثبت اتخاذ کنند که پدیدۀ کم سرمایهگذاری را به‌دنبال خواهد داشت. از دیدگاه نظریۀ اقتصاد اطلاعات، در صورت نبود تقارن اطلاعاتی بین اعتباردهندگان و مدیران شرکت، اعتباردهندگان منافع خویش را ضمن محدودکردن اعتبار خود افزایش می‌دهند و مانع از فرصتطلبی مدیران و سهامداران میشوند؛ درنتیجه ممکن است سرمایه‌گذاری‌های سودآور با توجه به ساختار سرمایه و هزینه‌های بالای بدهی پذیرفته نشوند. در این حالت، شرکت برای تأمین مالی، از سهامداران جدید به‌جای اعتباردهندگان فاقد اطمینان خاطر استفاده می‌کند. سهامداران جدید به دلیل ناآگاهی از کیفیت واقعی سرمایه‌گذاری‌های مدنظر شرکت، خواستار اضافۀ ارزشی برای حفاظت خود از رفتارهای فرصت‌طلبانۀ بعدی میشوند. چنین عملی منافع سرمایهگذاریها را با خالص ارزش فعلی مثبت، خنثی می‌کند؛ درنتیجه موجب رد سرمایه‌گذاری‌های مطلوب و پدیدۀ کم سرمایهگذاری خواهد شد (Sherianaghiz, Hasasyeganeh, Sadidi & Narrei, 2017)
در این پژوهش، به بررسی ارتباط میان کیفیت گزارشگری مالی و سرمایهگذاری غیر بهینه در مطالعات متعدد توجه شده است. هری بار و جنکینز[8] (2004) که تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی را در برآورد هزینۀ سرمایه بررسی کردند، به این نتیجه رسیدند که ارائۀ مجدد صورت‌های مالی از طریق کاهش اطمینان سرمایه‌گذاران نسبت‌به اعتبار و شایستگی مدیریت، موجب کاهش سودهای موردانتظار آتی، افزایش نرخ بازده موردانتظار سرمایه‌گذاران و افزایش هزینۀ سرمایۀ شرکت می‌شود. آنها نشـان دادنـد تجدید ارائه‌هایی از سوی حسابرسان، موجب افزایش بیشتری در نـرخ بـازده مـوردانتظـار سرمایه‌گذاران می‌شود و در شـرکت‌هـایی کـه بـه‌طـور متوسط اهرم مالی بزرگ‌تری دارند، افزایش بیشـتری در هزینۀ حقوق صاحبان سهامشان رخ می‌دهـد؛ بنابراین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، توانایی شرکت را در تأمین مالی بیرونی با هزینۀ کم به تأخیر می‌اندازد. ناتوانی در دسترسی به تأمین مالی بیرونی با هزینۀ کم، سرمایه‌گذاری‌های شرکت را محدود می‌کند و باعث کاهش رشد شرکت، به‌خصوص رشد بیرونی می‌شود (Albring, Huang, Pereira & Xu, 2013). بیدل و همکاران (2006) نشان دادند که رابطۀ بین کیفیت گزارشگری مالی و کم سرمایهگذاری در شرکت‌هایی که محدودیت مالی وجود دارد و نیز رابطۀ بین کیفیت گزارشگری مالی و بیش سرمایهگذاری در شرکت‌هایی قوی‌تر است که مانده‌های وجه نقد عمده دارد. کیفیت گزارشگری مالی بالاتر به شرکت‌هایی کمک می‌کند که گرفتار مشکل سرمایهگذاری کمتر از حد است تا سرمایهگذاری خود را افزایش دهد و به شرکتهای دارای سرمایهگذاری بیشازحد کمک می‌کند، سطح سرمایهگذاری خود را کاهش دهد؛ به این معنا که افزایش کیفیت گزارشگری مالی، کارایی سرمایهگذاری را بهبود می‌بخشد و سبب کاهش بیش سرمایهگذاری و کم سرمایهگذاری می‌شود (Biddle, Hilary & Verdi, 2009).
گاریگ‌لیا و یانگ[9] (2016) در پژوهشی تأثیر محدودیت مالی و هزینه‌های نمایندگی را بر کارایی سرمایهگذاری بررسی کردند. نتایج نشان‌دهندۀ آن است که در شرکت‌هایی با جریان نقد آزاد بیشازحد مطلوب، بیشتر احتمال دارد که بیش سرمایهگذاری کنند و دلیل آن هزینه‌های نمایندگی است. از سوی دیگر، شرکت‌هایی با جریان نقد آزاد کمتر از حد مطلوب، به کم سرمایهگذاری تمایل دارد و علت آن محدودیت مالی است (Guariglia & Yang, 2016). نتایج پژوهش شیائو، ژائو و شائو[10] (2017) نیز نشان‌دهندۀ آن است که با در نظر گرفتن نقش محدودیت مالی، درجۀ سرمایهگذاری بیشازحد، بعد از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی کاهش خواهد یافت؛ اما درجۀ سرمایهگذاری کمتر از حد به‌مراتب بعد از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی افزایش خواهد یافت.
کوا، هیمن و نایدیو[11] (2021) در پژوهشی ارتباط بین نقدینگی سهام و کارایی سرمایهگذاری شرکتهای پذیرفته‌شده را در بورسهای ایالات متحده بررسی کردند؛ به‌ویژه اینکه آیا تأثیر نقدینگی سهام بر کاهش مشکلات ناکارایی سرمایهگذاری برای شرکت‌هایی با محدودیت مالی بیشتر و مشکلات نبود تقارن اطلاعاتی بارزتر است یا خیر. نتایج نشان‌دهندۀ آن است که اثر نقدشوندگی سهام بالاتر بر کاهش ناکارایی سرمایهگذاری برای شرکت‌هایی با محدودیت مالی بیشتر و مشکلات نبود تقارن اطلاعاتی بارزتر است و به‌ترتیب از سوی شرکتهای دارای ریسک تجاری جوان‌تر و بالاتر نشان داده می‌شود (Quah, Haman & Naidu, 2021).
به این موضوع، در برخی پژوهش‌های داخلی نیز از رویکردهای مختلف توجه شده است. برای نمونه، تهرانی و حصارزاده (2009)، در پژوهشی تحت عنوان «تأثیر جریان‌های نقدی آزاد و محدودیت مالی بر بیش سرمایهگذاری و کم سرمایهگذاری» برخی از جنبه‌های نظریۀ بیش و کم سرمایهگذاری را بررسی کردند. آنها با بررسی 120 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1385-1379 نشان دادند که رابطۀ بین جریان‌های نقد آزاد و سرمایهگذاری، بیشتر از حد مستقیم و به لحاظ آماری معنادار است؛ اما بین محدودیت مالی و سرمایهگذاری کمتر از حد در شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، رابطۀ معناداری وجود ندارد.
برادران حسن‌زاده و بادآور نهندی (2014)، پژوهشی را تحت عنوان «تأثیر محدودیت مالی و هزینه‌های نمایندگی بر کارایی سرمایهگذاری» بررسی کردند. در این پژوهش، محدودیت مالی با استفاده از دو الگوی وایت، وو و کاپلان زینگالس اندازه‌گیری شده است. با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده در این پژوهش، در صورت نبود تقارن اطلاعاتی بین اعتباردهندگان و مدیران، موجب محدودیت مالی و درنهایت کم سرمایهگذاری می‌شود. نبود تقارن اطلاعاتی بین سهامداران و مدیران باعث تئوری جریان نقد آزاد شده است. به موازات افزایش جریان نقد آزاد امکان دارد پروژه‌هایی اجرا شود که ارزش فعلی خالص منفی دارد و سبب مشکلات نمایندگی و سرمایهگذاری بیشازحد می‌شود. سرمایهگذاری بیشازحد و کمتر از حد، هر دو نشان‌دهندۀ ناکارایی سرمایهگذاری است. نتایج پژوهش نشان‌دهندۀ آن است که محدودیت مالی با الگوی وایت و وو تأثیری بر کارایی سرمایهگذاری ندارد؛ اما محدودیت مالی با الگوی کاپلان زینگالس تأثیری معنادار و مثبت بر کارایی سرمایهگذاری دارد. به‌علاوه، نتایج پژوهش حاکی از آن است که هزینه‌های نمایندگی تأثیری منفی و معنادار بر کارایی سرمایهگذاری دارد (Baradaran, Badavar & Negahban, 2014).
فلاح تفتی (2015) در پژوهشی، تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی ناشی از تعدیلات سنواتی را بر تأمین مالی خارجی شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرده است. بدین منظور، از اطلاعات مرتبط با 61 شرکت استفاده شده است که طی سال‌های 1383 تا 1391 تنها یک تجدید ارائۀ بااهمیت داشته و دو سال قبل و بعد از سال تجدید ارائه، فاقد تجدید ارائۀ بااهمیت بوده است؛ همچنین اطلاعات 61 شرکت بدون تجدید ارائۀ صورت‌های مالی در مقاطع زمانی پنج‌سالۀ مشابه (از دو سال قبل تا دو سال بعد از سال تجدید ارائه)، به‌عنوان گروه کنترل استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیههای پژوهش نشان‌دهندۀ آن است که تجدید ارائۀ صورت‌های مالی یا به‌عبارتی تعدیلات سنواتی بر محدودیت مالی و تصمیم‌های تأمین مالی خارجی تأثیر معناداری ندارد (Fallahtafti, 2015).
خورشیدزاده حقیقی (2017) نیز رابطۀ بین محدودیت مالی و کارایی سرمایهگذاری را در 79 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1392-1388 بررسی کرد. وی در مطالعۀ خود برای بررسی محدودیت مالی از شاخص کاپلان-زینگالس و از الگوی وردی (2006) براساس تفاضل مبلغ فروش دارایی‌ها و از مخارج سرمایه‌ای برای کارایی سرمایهگذاری استفاده کرد. نتایج به‌دست‌آمده از این پژوهش حکایت از ارتباط منفی معنادار بین محدودیت مالی و سرمایهگذاری کمتر از حد و بیشتر از حد است.
شایان ذکر است به‌جز پژوهش شیائو و همکاران (2017) که تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی را بر انواع ناکارایی سرمایهگذاری بررسی می‌کنند، پژوهش دیگری مشاهده نشده است که این ارتباط را به‌طور مشخص بررسی کند. در ایران نیز تمرکز بیشتر مطالعات بر تأثیر کیفیت گزارشگری مالی، سررسید بدهی، جریان‌های نقد آزاد، محدودیت مالی، هزینۀ نمایندگی و کارایی سرمایهگذاری است و به‌جز مطالعۀ فلاح تفتی (2015) که این موضوع را با روشی متفاوت در این مقاله بررسی کرده، علی‌رغم افزایش چشمگیر صورت‌های مالی تجدید ارائه‌شده، این حوزه مغفول واقع شده است.
روش پژوهش
در این پژوهش، تلاش می‌شود ارتباط بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و نبود کارایی سـرمایه‌گـذاری شـرکت‌هـای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شود؛ بنابراین ایـن پژوهش، از نـوع کاربردی است. با توجه به اینکه این پـژوهش در پـی یـافتن ارتبـاط بـین چندین متغیر است، از نوع همبستگی و ازلحاظ بُعد زمانی، از نوع پس رویدادی است. به‌منظور بررسی و آزمون فرضیهها از رگرسیون لجستیک و رگرسیون خطی چند متغیره با روش داده‌های ترکیبی (پانل)[12] استفاده شده است.
نمونۀ آماری پژوهش، شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهـران است که تا پایان اسفندماه 1390 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد؛ برای افزایش قابلیت مقایسه، سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند باشد؛ شرکت‌ها در طول دورۀ پژوهش تغییر سال مالی نداده باشند؛ دسترسی لازم به صورت‌های مالی آنها وجود داشته باشد. به‌علاوه، به دلیل ماهیت و طبقه‌بندی متفاوت اقلام صورت‌های مالی شرکتهای سرمایهگذاری و واسطه‌گری مالی، بانک‌ها، بیمه‌ها و مؤسسات مالی از نمونه کنار گذاشته می‌شود.
درنهایت، نمونه شامل 174 شرکت برای هر سال است. گفتنی است پژوهش حاضر با استفاده از روش داده‌های تابلویی انجام خواهد شد. برای طبقه‌بندی اولیۀ داده‌ها از نرم‌افزار Excel و برای برآورد الگو‌های پژوهش از نرم‌افزار Eveiws8 استفاده شده است. داده‌های استفاده‌شده اغلب از صورت‌های مالی شرکت‌ها استخراج شده و با توجه به آخرین ارائۀ تجدید ارزیابی شرکت‌ها در سال 1396 در صورت‌های مالی سال 1397، قلمرو زمانی پژوهش، دورۀ شش‌ساله از ابتدای 1391 لغایت پایان سال 1397 در نظر گرفته شده است.
برای اندازه‌گیری ناکارایی سرمایهگذاری از رابطۀ شمارۀ (1) استفاده می‌شود که از الگوی انتظارات سرمایهگذاری (Richardson, 2006) اتخاذ شده است:
|
رابطۀ (1) |
Investi,t = β0 + β1 Growi,t-1+ β2 Leveragei,t-1 + β3 Cashi,t-1 + β4 Ln (Age) i,t-1 + β5 Ln (Size) i,t-1 + β6 Stock Returni,t-1 + β7 Investi,t-1 + i,t
|
که در آن Investi,t ، سرمایهگذاری جدید شرکت i در دورۀ t است که از طریق خالص جریان‌های نقد حاصل از فعالیت‌های سرمایهگذاری (استخراج‌شده از صورت جریان وجوه نقد) محاسبه وبر کل دارایی‌های ثابت اول‌دوره تقسیم می‌شود. Growi.t-1فرصت سرمایهگذاری شرکت i در دورۀ t-1 است که فرصتهای رشد شرکت باید سرمایهگذاری جدید شرکت را توجیه کند. درآمد فروش از طریق نرخ رشد محاسبه می‌شود. Levragei,t-1اهرم مالی، نسبت بدهی‌های استقراض‌شده به کل دارایی‌های شرکت i را در دورۀ t-1 نشان می‌دهد و نشان‌دهندۀ میزان توانایی شرکت در بازپرداخت بدهی‌هاست. Cashi,t-1 نسبت جمع وجوه نقد و سرمایهگذاری کوتاه‌مدت شرکت i در دورۀ t-1 به کل دارایی‌های شرکت در دورۀ t-1 تعریف شده است که میزان نقدینگی و توانایی سرمایهگذاری شرکت را نشان می‌دهد.Ln (Age)i,t-1 سن، لگاریتم سال‌های پذیرش نماد شرکت i در دورۀ t-1 و Ln (size)i,t-1لگاریتم کل دارایی‌های شرکت i در دورۀ t-1 است. اندازۀ شرکت عامل مهمی است که سیاست بدهی شرکت و درنتیجه ریسک شرکت را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد. Stock Returni,t-1 نیز بازده سالانۀ سهام شرکت i را در دورۀ t-1 نشان می‌دهد.
باقی‌ماندۀ الگوی ریچاردسون (e)، نشان‌دهندۀ ناکارایی سرمایهگذاری است. به‌طوری که باقی‌ماندۀ مثبت بدان معناست که سرمایهگذاری شرکت، بالاتر از مبلغ موردانتظار است (سرمایهگذاری بیشازحد). در مقابل، باقی‌ماندۀ منفی، بر سرمایهگذاری کمتر از موردانتظار شرکت دلالت دارد (سرمایهگذاری کمتر از حد).
پس از تقسیمبندی شرکت‌ها برحسب نوع انحراف از کارایی سرمایهگذاری به دو دسته (شرکتهای در موقعیت بیش سرمایهگذاری و شرکتهای در موقعیت کم سرمایهگذاری)، برای بررسی مقدار تغییر در ناکارایی سرمایهگذاری، بعد از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی -آزمون پرسش اول و دوم– در رابطۀ شمارۀ (2) به تبعیت از شیائو و همکاران (2017)، سال t، تجدید ارائۀ صورت‌گرفته به‌عنوان مبنا در نظر گرفته می‌شود و تفاوت سرمایهگذاری بین سال t-1 و t+1 مبنای محاسبۀ تغییر در ناکارایی سرمایهگذاری قرار می‌گیرد:
|
رابطۀ (2) |
INVi,t+1 – INVi,t-1=α0 + α1 RESi,t + α2 SIZEi,t+1 + α3 ROAi,t+1+ α4 GROWi,t+1+ α5 LEVi,t+1+ α6 INSi,t+1+ α7 First10i,t+1+ εi,t |
در این رابطه، INS نسبت سهامداری سرمایه‌گذاران نهادی و First10 سهامداری سهامداران بالای 10 درصد را نشان می‌دهد.
یکی از مواردی که قابلیت اتکای صورت‌های مالی را با چالش مواجه می‌کند، تعدیلات سنواتی و ارائۀ مجدد ارقام مقایسه‌ای صورت‌های مالی است. تعدیلات سنواتی یعنی تعدیل سود انباشتۀ ابتدای دوره و تجدید ارائۀ اقلام مقایسه‌ای صورت‌های مالی شرکت‌ها که از تغییر در رویۀ حسابداری و اصلاح اشتباه ناشی می‌شود. در این پژوهش، از متغیر مجازی برای این متغیر استفاده می‌شود؛ به‌گونه‌ای که اگر شرکت گزارش اصلاحی داشته باشد، به ارزش صورت‌های مالی تجدید ارائه‌شده (RES) عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر اختصاص می‌یابد. در بررسی الگوی مذکور با توجه به علامت ضریب RES، پیش‌بینی می‌شود اگر یک شرکت در موقعیت بیش سرمایهگذاری باشد و تفاوت سرمایهگذاری بین سال t-1 وt+1 بیشتر از صفر باشد، وضعیت بیش سرمایهگذاری به‌احتمال بهبود نخواهد یافت یا حتی بدتر خواهد شد؛ در حالی که اگر تفاوت کمتر از صفر باشد، سرمایهگذاری بیشازحد به مقدار چشمگیری کاهش خواهد یافت. در مقابل، در صورتی که شرکت در موقعیت کم سرمایهگذاری و تفاوت بیشتر از صفر باشد، وضعیت کم سرمایهگذاری بهبود می‌یابد و اگر تفاوت کمتر از صفر باشد، شرایط کم سرمایهگذاری نگرانکنندهتر می‌شود.
منظور از محدودیت مالی، محدودیت‌هایی است که مانعِ تأمین همۀ وجوه لازم برای سرمایهگذاری مطلوب شرکت‌ها می‌شود (Kanani, 2007). درحقیقت یک بنگاه محدود مالی، بنگاهی است که هزینۀ بالای تأمین مالی خارجی یا دسترسی‌نداشتن به آن، بنگاه را از اتخاذ تصمیم بهینه در حوزۀ سرمایهگذاری بازمی‌دارد. شرکتی که در دسترسی به منابع بیرونی بازار سرمایه مشکلات بیشتری داشته باشد، بخش بیشتری از منابع مالی موردنیاز خود را از منابع داخل شرکت تأمین می‌کند. چنین شرکتی به‌اصطلاح «شرکت دچار محدودیت مالی» نامیده می‌شود (Khorshidzadeh, 2014). در این پژوهش، از شاخص محدودیت مالی تعریف‌شده از سوی کاپلان–زینگالس استفاده شده است (Kaplan & Zingales, 1997)
|
رابطۀ (3) |
KZ = β0 - β1 - β2× - β3 × + β4×LEVi.t - β5× QTOBINi,t |
که در آن KZ شاخص محدودیت مالی (کاپلان-زینگالس)؛ موجودی نقد (وجه نقد + سرمایهگذاری کوتاه‌مدت) تقسیم‌بر کل دارایی سال قبل؛ جریان نقد عملیاتی تقسیم‌بر کل دارایی سال قبل؛ سود پرداختی تقسیم‌بر کل دارایی سال قبل؛ LEVبدهی کل تقسیم‌بر کل دارایی و QTOBINi,t شاخص کیوتوبین (حاصل جمع ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و ارزش بدهی‌ها تقسیم‌بر ارزش دفتری کل دارایی‌ها) است.
روش آماری دستیابی به شرکتهای دارای محدودیت مالی بدین صورت است که در مرحلۀ اول باید مشخص شود ارتباط هر یک از متغیرهای اثرگذار بر شاخص محدودیت مالی چگونه است. مطابق با ادبیات نظری، وجه نقد، جریان نقد عملیاتی، سود نقدی و فرصتهای رشد رابطۀ معکوس و اهرم مالی رابطۀ مستقیم با محدودیت مالی دارد. در مرحلۀ بعد، با توجه به رابطۀ هر متغیر با شاخص محدودیت مالی، مقدار واقعی متغیرها مرتب خواهد شد. برای مثال، مرتب‌کردن از زیاد به کم متغیرهای وجه نقد، جریان نقد عملیاتی، سود نقدی و فرصتهای رشد. این‌گونه مرتب‌کردن بیان‌کنندۀ این است که هرچه از مقادیر متغیرها کم شود و به بخش انتهایی برسد، محدودیت مالی بیشتر است. برای مثال، در رأس وجه نقد، شرکت‌هایی هستند که بالاترین وجه نقد و در بخش پایین، شرکت‌هایی هستند که کمترین وجه نقد را دارند. البته برای متغیر اهرم مالی، متغیرها از کم به زیاد مرتب خواهند شد؛ درواقع شرکت‌هایی که اهرم پایین‌تر دارند، در گروه شرکت‌هایی با محدودیت کمتر هستند.
بعد از مرتب‌کردن، داده‌های هر متغیر در هر سال به 5 گروه (پنجک) تقسیم می‌شود. با توجه به اینکه نمونه شامل 174 شرکت برای هر سال است، هر 35 داده در یک پنجک قرار می‌گیرد[13]. به داده‌های قرارگرفته در پنجک اول، ارزش یک، در پنجک دوم، ارزش دو و درنهایت در پنجک پنجم، ارزش پنج داده می‌شود. این مرحله برای هر متغیر به‌صورت جداگانه انجام خواهد شد. برای مثال، شرکت ایران‌خودرو در سال 1392 در متغیر وجه نقد در پنجک چهارم (ارزش4)، در متغیر جریان نقد در پنجک سوم (ارزش3)، در متغیر اهرم مالی در پنجک پنجم (ارزش 5)، در متغیر سود نقدی در پنجک پنجم (ارزش 5) و در متغیر کیوتوبین در پنجک پنجم (ارزش5) قرار دارد؛ بنابراین جمع افقی مجموع این ارزش‌ها در سال 1392 برای این شرکت برابر با 22 است. این محاسبات برای هر سال-شرکت انجام خواهد شد. درنهایت بعد از به دست آمدن مقدار شاخص KZ برای همه سال-شرکت‌ها، مقدار KZ میانگین کل شرکت‌ها در هر سال محاسبه شده است. شرکت‌هایی که مقدار KZ آنها بالاتر از میانگین باشد، جزء شرکتهای دارای محدودیت مالی و شرکت‌هایی که مقدارKZ آنها کمتر از میانگین باشد، جزء شرکتهای فاقد محدودیت مالی در سال مدنظر خواهد بود. سپس برای بررسی رابطۀ بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و محدودیت مالی -آزمون سؤال سوم- از رابطۀ شمارۀ (4) استفاده می‌شود:
|
رابطۀ (4) |
Logit E(FCi,t) = β0 + β1 RESi,t+ β2 SIZEi,t + β3 ROAi,t+ β4 GROWi,t+β5 LEVi,t+1+β6 INSi,t+1+β7 First10i,t + εi,t |
با توجه به نتایج الگوی کاپلان-زینگالس (رابطۀ 3) اگر شرکت محدودیت مالی داشته باشد، برای FC عدد 1 و در غیر این صورت عدد 0 لحاظ می‌شود. از آنجایی که در رابطۀ (4) متغیر وابسته به‌صورت مجازی است؛ بنابراین رگرسیون از شیوۀ لاجیت قابل تخمین است. اگر ضریب RES مثبت باشد، بدان معناست که وجود تجدید ارائۀ صورت‌های مالی باعث افزایش احتمالِ ایجادِ محدودیت مالی برای شرکت شده است.
درنهایت برای بررسی نقش محدودیت مالی در رابطۀ بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و انواع نبود کارایی سرمایهگذاری از رابطۀ شمارۀ (5) زیر بهره گرفته شد:
|
رابطۀ (5) |
INVi,t+1 - INVi,t-1= γ0+ γ1RESi,t+ γ2FCi,t+1+ γ3SIZEi,t+1+ γ4ROAi,t+1+ γ5GROWi,t+1 + γ6LEVi,t+1 + γ7INSi,t+1 + γ8First10i,t+1 + εi,t |
در این رابطه، علاوه بر ضریب RES به ضریب FC نیز برای بررسی نقش محدودیت مالی در رابطه بین تجدید ارائه صورت‌های مالی و انواع عدم کارایی سرمایهگذاری توجه می‌گردد. در صورتی که علامت هر دو ضریب منفی یا مثبت باشد، نقش واسطه‌گری محدودیت مالی تأیید می‌شود.
یافته‌ها
پیش از تخمین الگوی اصلی پژوهش، لازم است مانایی تمامی متغیرهای مورداستفاده در تخمینها آزمون شود. برای بررسی ریشۀ واحد، از آزمون لوین، لین و چو[14] (2002) استفاده شده است. نتایج این آزمون حاکی از این است که همۀ متغیرهای این پژوهش ماناست.
همان‌طور که اشاره شد، ابتدا شرکتهای نمونه را با توجه به علامت باقی‌ماندۀ الگوی ریچاردسون (رابطۀ 1) برحسب نوع انحراف از کارایی سرمایهگذاری به دو دسته شرکتهای در موقعیت بیش سرمایهگذاری (باقی‌ماندۀ مثبت) با 588 مشاهده و شرکتهای در موقعیت کم سرمایهگذاری (باقی‌ماندۀ منفی) با 456 مشاهده تقسیم شده و تحلیل توصیفی آنها در جدول (1) دیدنی است:
تحلیل توصیفی نشان‌دهندۀ آن است که بیشتر شرکتهای عضو نمونه، در دستۀ شرکتهای با سرمایهگذاری بیشتر از حد قرار گرفته است و به‌طور تقریبی 66 درصد شرکت‌ها از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی استفاده کردهاند. در رابطه با متغیر محدودیت مالی، تفاوت چشمگیری بین دو دسته از شرکتهای در موقعیت سرمایهگذاری بیش و کمتر از حد وجود ندارد و به‌طور تقریبی 55 درصد از شرکت‌ها در دورۀ موردبررسی محدودیت مالی دارد.
جدول (1) تحلیل توصیفی متغیرها
Table (1) Descriptive statistics of the variables
|
|
سرمایهگذاری بیشازحد |
سرمایهگذاری کمتر از حد |
||||||
|
متغیرها |
میانگین |
انحراف معیار |
کمترین |
بیشترین |
میانگین |
انحراف معیار |
کمترین |
بیشترین |
|
Investi,t+1-Investi,t-1 |
2/7323 |
76/968 |
-189/5 |
1826/5 |
-6/547 |
229/576 |
-4676 |
1365/2 |
|
RES |
0/6632 |
0/4729 |
0 |
1 |
0/6644 |
0/4726 |
0 |
1 |
|
FC |
0/5595 |
0/4968 |
0 |
1 |
0/5482 |
0/4982 |
0 |
1 |
|
SIZE |
6/2478 |
0/6392 |
4/7925 |
8/3598 |
6/1976 |
0/6551 |
4/634 |
8/4141 |
|
ROA |
0/1058 |
0/1423 |
-0/4644 |
0/6678 |
0/1031 |
0/1406 |
-0/403 |
0/6678 |
|
GROW |
0/1958 |
0/4294 |
-0/9146 |
3/5794 |
0/1919 |
0/5671 |
-1 |
7/7053 |
|
LEV |
0/6058 |
0/2150 |
0/0127 |
2/0775 |
0/5818 |
0/2247 |
0/0179 |
2/0775 |
|
INST |
0/6919 |
0/7664 |
0 |
0/9983 |
0/6760 |
0/2657 |
0 |
0/9995 |
|
First10 |
0/6826 |
0/1996 |
0 |
0/9945 |
0/5482 |
0/4982 |
0 |
1 |
بررسی اثر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر تغییر ناکارایی سرمایهگذاری
نتایج آزمون لیمر برای رابطۀ (2) نیز نشان‌دهندۀ آن است که الگوی مناسب برای تخمین، الگوی تابلویی بوده است و نتایج آمارۀ آزمون هاسمن نیز دلالت بر این دارد که مناسب‌ترین روش برای تخمین هر دو دسته شرکت‌ها، روش اثرهای تصادفی است.
جدول (2) برآورد اولیۀ الگو (تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر تغییر ناکارایی سرمایهگذاری)
Table (2) Initial estimation of the model (The effect of financial restatement on investment inefficiencies)
|
INVi,t+1 – INVi,t-1=α0 + α1 RESi,t + α2 SIZEi,t+1 + α3 ROAi,t+1+ α4 GROWi,t+1+ α5 LEVi,t+1+ α6 INSi,t+1+ α7 First10i,t+1+ εi,t |
||||||||
|
سرمایهگذاری بیشازحد |
سرمایهگذاری کمتر از حد |
|||||||
|
متغیرها |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
معناداری |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
معناداری |
|
C |
-21/496 |
15/582 |
-1/3795 |
0/1690 |
41/9496 |
20/8037 |
2/0164 |
0/0450 |
|
RES |
-0/3948 |
0/2438 |
-1/6193 |
0/1015 |
-6/5373 |
4/0780 |
-1/6031 |
0/0948 |
|
SIZE |
5/8376 |
2/3446 |
2/4897 |
0/0134 |
-4/3204 |
3/4068 |
-1/2681 |
0/2061 |
|
ROA |
-35/0089 |
11/231 |
-3/1171 |
0/0020 |
-7/2517 |
17/837 |
-0/4066 |
0/6847 |
|
GROW |
0/8360 |
2/0299 |
0/4118 |
0/6808 |
3/2947 |
3/0560 |
1/0780 |
0/2822 |
|
LEV |
-19/272 |
7/7312 |
-2/4927 |
0/0133 |
-18/6742 |
8/3539 |
-2/2354 |
0/02015 |
|
INS |
-6/1071 |
7/7344 |
-0/7896 |
0/4305 |
2/8492 |
11/5282 |
0/2471 |
0/8050 |
|
First10 |
4/8674 |
9/3342 |
0/5214 |
0/6025 |
1/8262 |
14/9607 |
0/1220 |
0/9030 |
|
شاخص‌های الگو |
آمارۀ F |
1242/857 |
آمارۀ F |
301/3995 |
||||
|
احتمال |
000/0 |
احتمال |
0/000 |
|||||
|
ضریب تعیین |
0/9758 |
ضریب تعیین |
0/9188 |
|||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
0/9750 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
0/9158 |
|||||
|
دوربین – واتسون |
1/5834 |
دوربین – واتسون |
2/1362 |
|||||
C عرض از مبدأ؛ RES متغیر مجازی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی؛ SIZEلگاریتم کل دارایی‌های شرکت؛ ROA بازده دارایی‌ها؛ GROW نرخ رشد فروش شرکت؛ LEV کل بدهی به کل دارایی؛ INS نسبت سهامداری سهامداران نهادی؛ First10 نسبت سهامداری سهامداران بالای 10 درصد.
مقدار R2 در این الگو برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد 97 درصد و برای شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد به‌طور تقریبی 92 درصد است که نشان‌دهندۀ قدرت بالای متغیرهای مستقل در توضیح‌دهندگی تغییرات متغیر وابسته به‌خصوص در شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد است. با توجه به احتمال آمارۀ F جدول، برای هر دو دسته شرکت‌ها که مقدارِ کمتر از 01/0 دارد، الگو معنادار بوده است. پس از اطمینان از بررسی معناداربودن الگو و قدرت توضیح‌دهندگی آن، باید خودهمبستگی و ناهمسانی واریانس آن بررسی و آزمون شود.
با توجه به نبود خودهمبستگی و واریانس همسانی خطاها برای شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد، نیازی به تخمین مجدد الگو برای این دسته از شرکت‌ها نیست؛ اما برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشتر از حد، وجود واریانس ناهمسانی باعث خواهد شد تخمین‌زننده‌ها براساس حداقل مربعات ((OLS کارا نباشد و برآورد واریانس جملۀ خطا دچار تورش شود؛ بنابراین لازم است در برآورد الگوی نهایی تصحیح لازم صورت گیرد. به همین منظور، در برآورد الگوی نهایی برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد از حالت حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفاده شده است.
جدول (3) برآورد نهایی الگو (تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر تغییر ناکارایی سرمایهگذاری)
Table (3) Final estimation of the model (The effect of financial restatement on investment inefficiencies)
|
INVi,t+1 – INVi,t-1=α0 + α1 RESi,t + α2 SIZEi,t+1 + α3 ROAi,t+1+ α4 GROWi,t+1+ α5 LEVi,t+1+ α6 INSi,t+1+ α7 First10i,t+1+ εi,t |
|||||||||
|
برآورد نهایی (اثرهای تصادفی به‌صورت GLS) |
برآورد نهایی (اثرهای تصادفی به‌صورت OLS) |
||||||||
|
سرمایهگذاری بیشازحد |
سرمایهگذاری کمتر از حد |
||||||||
|
متغیرها |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
معناداری |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
معناداری |
|
|
C |
-21/4960 |
18/6432 |
-1/1530 |
0/2500 |
41/9496** |
20/8037 |
2/0164 |
0/0450 |
|
|
RES |
-0/3948** |
0/1667 |
-2/3683 |
0/02031 |
-6/5373* |
4/0780 |
-1/6031 |
0/0948 |
|
|
SIZE |
5/8376* |
3/3320 |
1/7519 |
0/0810 |
-4/3204 |
3/4068 |
-1/2681 |
0/2061 |
|
|
ROA |
-35/09** |
17/8736 |
-1/9658 |
0/0513 |
-7/2517 |
17/837 |
-0/4066 |
0/6847 |
|
|
GROW |
0/8360 |
2/8589 |
0/2924 |
0/7702 |
3/2947 |
3/0560 |
1/0780 |
0/2822 |
|
|
LEV |
-19/272* |
11/3854 |
-1/6926 |
0/0918 |
-18/67** |
8/3539 |
-2/2354 |
0/02015 |
|
|
INS |
-6/1071 |
5/8861 |
-1/0375 |
0/3005 |
2/8492 |
11/5282 |
0/2471 |
0/8050 |
|
|
First10 |
4/8674 |
5/3652 |
0/9071 |
0/3652 |
1/8262 |
14/9607 |
0/1220 |
0/9030 |
|
|
شاخص‌های الگو |
آمارۀ F |
1242/857 |
آمارۀ F |
301/3995 |
|||||
|
احتمال |
000/0 |
احتمال |
0/000 |
||||||
|
ضریب تعیین |
0/7758 |
ضریب تعیین |
0/7188 |
||||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
0/7750 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
0/7158 |
||||||
|
دوربین – واتسون |
1/4934 |
دوربین – واتسون |
2/1362 |
||||||
*،**،*** به‌ترتیب نشان‌دهندۀ معناداری در سطح خطای 10، 5 و 1 درصد است؛ Cعرض از مبدأ؛ RES متغیر مجازی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی؛ SIZEلگاریتم کل دارایی‌های شرکت؛ ROA بازده دارایی‌ها؛ GROW نرخ رشد فروش شرکت؛ LEV کل بدهی به کل دارایی؛ INS نسبت سهامداری سهامداران نهادی؛ First10 نسبت سهامداری سهامداران بالای 10 درصد.
با توجه به ضرایب و احتمال به‌دست‌آمده در این الگو که تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر تغییر ناکارایی سرمایهگذاری بررسی می‌شود، متغیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد در سطح اطمینان 95 درصد و برای شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد در سطح اطمینان 90 درصد معنادار است. علامت منفی این ضریب، نشان‌دهندۀ تأثیر منفی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر هر دو نوع از ناکارایی سرمایهگذاری است. با توجه به ضریب تعیین الگو، متغیرهای مستقل مدنظر، به‌طور تقریبی 78 درصد از تغییرات ناکارایی سرمایهگذاری را در شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد و 72 درصد از تغییرات ناکارایی سرمایهگذاری را در شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد توضیح می‌دهد. با توجه به احتمال آمارۀ F جدول، برای هر دو دسته شرکت‌ها که مقدار کمتر از 01/0 دارد، الگو معنادار بوده است.
نتایج تخمین رابطۀ (4) که رابطۀ بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و محدودیت مالی را بررسی می‌کند و از روش لاجیت تخمین زده‌شده، به شرح جدول (4) است:
جدول (4( برآورد الگوی رابطۀ بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و محدودیت مالی – رابطۀ (4)
Table (4) Estimation of the model for the relationship between financial restatement financial constraints
|
Logit E(FCi,t) = β0 + β1 RESi,t+ β2 SIZEi,t + β3 ROAi,t+ β4 GROWi,t+β5 LEVi,t+1+β6 INSi,t+1+β7 First10i,t + εi,t |
||||||||
|
سرمایهگذاری بیشازحد |
سرمایهگذاری کمتر از حد |
|||||||
|
متغیرها |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
معناداری |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
معناداری |
|
C |
-2/0132 |
1/6138 |
-1/2475 |
0/2122 |
0/2426 |
1/7276 |
0/1404 |
0/8883 |
|
RES |
0/5748* |
0/3028 |
1/8983 |
0/0733 |
0/1217 |
0/3798 |
0/3204 |
0/1286 |
|
SIZE |
0/2978 |
0/2432 |
1/2241 |
0/2209 |
0/0435 |
0/2890 |
0/1505 |
0/8803 |
|
ROA |
-13/66*** |
2/1102 |
-6/4758 |
0/0000 |
-9/096*** |
2/0711 |
-4/3919 |
0/0000 |
|
GROW |
0/0159 |
0/3596 |
0/0443 |
0/1546 |
-0/8628** |
0/3901 |
-2/2114 |
0/0270 |
|
LEV |
4/944*** |
1/0058 |
4/9145 |
0/0000 |
4/5621*** |
1/1353 |
4/0181 |
0/0001 |
|
INS |
-0/2251 |
0/8147 |
-0/2764 |
0/7822 |
-1/3853* |
0/8725 |
-1/5877 |
0/0764 |
|
First10 |
-1/506*** |
0/6803 |
-2/2148 |
0/01243 |
-1/1771 |
1/4219 |
-0/8278 |
0/4077 |
|
شاخص‌های الگو |
آمارۀ LR |
179/4146 |
آمارۀ LR |
97/1739 |
||||
|
احتمال |
000/0 |
احتمال |
0/000 |
|||||
|
ضریب تعیین McFadden |
0/4173 |
ضریب تعیین McFadden |
0/3206 |
|||||
*،**،*** به‌ترتیب نشان‌دهندۀ معناداری در سطح خطای 10، 5 و 1 درصد است؛ C عرض از مبدأ؛ RES متغیر مجازی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی؛ SIZE لگاریتم کل دارایی‌های شرکت؛ ROA بازده دارایی‌ها؛ GROW نرخ رشد فروش شرکت؛ LEV کل بدهی به کل دارایی؛ INS نسبت سهامداری سهامداران نهادی؛ First10 نسبت سهامداری سهامداران بالای 10 درصد.
با توجه به برآورد انجام‌شده، ضریب متغیرِ تجدید ارائۀ صورت‌های مالی برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد در سطح اطمینان 90 درصد معنادار بوده است؛ ولی برای شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد معنادار نیست. ضریبِ متغیرهایِ بازده دارایی‌ها و اهرم در سطح اطمینان 95 درصد در هر دو دسته از شرکت‌ها نیز معنادار است. با توجه به ضریب تعیین مک فادن، قدرت توضیح‌دهندگی متغیرهای مستقل در گروه شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد، بیشتر است.
درنهایت برای بررسی نقش محدودیت مالی در رابطۀ بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و انواع نبود کارایی سرمایهگذاری، رابطۀ (5) برآورد شد. نتایج آزمون لیمر و هاسمن برای رابطۀ (5) نشان‌دهندۀ آن است که مناسب‌ترین روش برای بررسی نقش محدودیت مالی در رابطۀ بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و انواع نبود کارایی سرمایهگذاری، در داده‌های تابلویی برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد، روش اثرهای ثابت و برای نمونه، شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد، روش اثرهای تصادفی است. نتیجۀ تخمین نهایی الگوی مذکور پس از بررسی فروض کلاسیک و رفع نقض فروض، در جدول (5) ارائه شده است:
جدول(5) برآورد نهایی رابطۀ (5)
Table (5) Final estimation of the model 5
|
INVi,t+1 - INVi,t-1= γ0+ γ1RESi,t+ γ2FCi,t+1+ γ3SIZEi,t+1+ γ4ROAi,t+1+ γ5GROWi,t+1 + γ6LEVi,t+1 + γ7INSi,t+1 + γ8First10i,t+1 + εi,t |
||||||||
|
برآورد نهایی (اثرهای ثابت به‌صورت GLS) |
برآورد نهایی (اثرهای تصادفی به‌صورت OLS) |
|||||||
|
سرمایهگذاری بیشازحد |
سرمایهگذاری کمتر از حد |
|||||||
|
متغیرها |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
معناداری |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
معناداری |
|
C |
-84/4809 |
107/0192 |
-0/7894 |
0/4314 |
43/9664 |
20/5911 |
2/1352 |
0/0339 |
|
RES |
-0/5923** |
0/2651 |
-2/2342 |
0/0319 |
-6/3932* |
3/4986 |
-1/8273 |
0/0567 |
|
FC |
-0/6541 |
3/8370 |
-0/1704 |
0/8649 |
-11/4771 |
18/3453 |
-0/62561 |
0/5322 |
|
SIZE |
17/2934 |
16/6901 |
1/0361 |
0/3021 |
1/7443 |
11/4083 |
0/1528 |
0/8786 |
|
ROA |
-51/34*** |
18/6838 |
-2/7478 |
0/0068 |
1/4073 |
14/6986 |
0/0957 |
0/9238 |
|
GROW |
3/9498 |
4/2181 |
0/9363 |
0/3509 |
-4/2893* |
2/3451 |
-1/8290 |
0/ 0563 |
|
LEV |
-39/538** |
18/3446 |
-2/1553 |
0/0301 |
3/1625*** |
1/0053 |
3/1458 |
0/0019 |
|
INS |
-1/0353 |
33/5578 |
-0/0308 |
0/9754 |
-16/3254 |
11/5536 |
-1/4130 |
0/1591 |
|
First10 |
6/4634** |
3/2644 |
1/9799 |
0/0487 |
-3/8002** |
1/9133 |
-1/9862 |
0/0401 |
|
شاخص‌های الگو |
آمارۀF |
137/6922 |
آمارۀ F |
267/5852 |
||||
|
احتمال |
000/0 |
احتمال |
0/000 |
|||||
|
ضریب تعیین |
0/7931 |
ضریب تعیین |
0/7190 |
|||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
0/7859 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
0/7156 |
|||||
|
دوربین- واتسون |
27/2 |
دوربین- واتسون |
9/2 |
|||||
*،**،*** به‌ترتیب نشان‌دهندۀ معناداری در سطح خطای 10، 5 و 1 درصد است؛ C عرض از مبدأ؛ RES متغیر مجازی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی؛ FC متغیر مجازی محدودیت مالی؛ SIZE لگاریتم کل دارایی‌های شرکت؛ ROA بازده دارایی‌ها؛ GROWنرخ رشد فروش شرکت؛ LEV کل بدهی به کل دارایی؛ INS نسبت سهامداری سهامداران نهادی؛ First10 نسبت سهامداری سهامداران بالای 10 درصد.
نتایج برآورد نهایی الگو با هدف بررسی نقش محدودیت مالی در رابطۀ بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و انواع نبود کارایی سرمایهگذاری، نشان‌دهندۀ آن است که ضریب متغیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی برای هر دو دسته از شرکت‌ها منفی بوده و در سطح اطمینان 95 درصد برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد و در سطح اطمینان 90 درصد برای شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد معنادار است؛ اما با توجه به احتمال متغیر محدودیت مالی که بیشتر از 5 درصد است، این متغیر در هر دو دسته از شرکت‌ها معنادار نیست. با توجه به احتمال آمارۀ F جدول، الگو معنادار بوده و 79 درصد از تغییرات متغیر وابسته در شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد و 72 درصد در شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد، توسط متغیرهای مستقل توضیح داده شده است.
نتایج و پیشنهادها
این پژوهش با هدف بررسی تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر انواع نبود کارایی سرمایهگذاری با تأکید بر نقش محدودیت مالی انجام شده است. برای این منظور، از الگوی ریچاردسون برای اندازه‌گیری ناکارایی سرمایهگذاری و از شاخص کاپلان-زینگالس برای بررسی محدودیت مالی استفاده شد. نتایج حاصل از بررسی پرسش‌های پژوهش، نشان‌دهندۀ آن است که تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، سرمایهگذاری بیشازحد شرکت‌ها را کاهش می‌دهد؛ در حالی که وضعیت سرمایهگذاری کمتر از حد را تشدید می‌کند. این نتیجه ممکن است به این علت باشد که تجدید ارائۀ صورت‌های مالی باعث می‌شود سهامداران تمرکز بیشتری بر یکپارچگی مدیریت و صحت گزارش‌های مالی داشته باشند و به همین دلیل، خواستار ارائۀ بیشتر گزارش از مدیران شوند؛ بنابراین مشکلات نمایندگی کاهش می‌یابد و از طریق کاهش سرمایهگذاری بیشازحد، کارایی سرمایهگذاری شرکت‌ها بهبود می‌یابد. در مقابل برای شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد می‌توان چنین استدلال کرد که بعد از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، سهامداران نسبت‌به امانت مدیریت و یکپارچگی گزارش‌ها شک و تردید می‌کنند و نسبت‌به موقعیت مالی شرکت ناامید میشوند؛ بنابراین تمایل آنها برای سرمایهگذاری از بین می‌رود؛ به همین دلیل وضعیت سرمایهگذاری کمتر از حد وخیم‌تر می‌شود. به عبارت دیگر، کارایی سرمایهگذاری این دسته از شرکت‌ها کاهش می‌یابد که با نتایج پژوهش شیائو و همکاران (2017) مطابقت دارد.
نتایج نشان‌دهندۀ آن است که شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد ممکن است محدودیت مالی بیشتری را پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی تجربه کند. البته این رابطه برای شرکتهای با سرمایهگذاری کمتر از حد معنادار نبود؛ این در حالی است که نتایج حاصل از پژوهش فلاح تفتی (2015) نشان‌دهندۀ آن است که تجدید ارائۀ صورت‌های مالی یا به‌عبارتی تعدیلات سنواتی بر محدودیت مالی و تصمیم‌های تأمین مالی خارجی تأثیر معناداری ندارد. در توضیح دلایل احتمالی این تفاوت، علاوه بر متفاوت‌بودن دورۀ موردبررسی و روشِ شناسایی شرکتهای دارای محدودیت مالی (شاخص وایت و وو)، می‌توان به در نظرگرفتن شاخص اهمیت برای تجدید ارائۀ صورت‌های مالی در پژوهش مذکور نیز اشاره کرد.
با توجه به افزایشِ احتمال محدودیت مالی پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد، به این دسته از شرکت‌ها توصیه می‌شود برای جلوگیری از محدودیت منابع مالی در شرایط روبه‌رویی با فرصتهای سرمایهگذاری مناسب، گزارش‌های مالی خود را با دقت بیشتری تهیه کند تا نیازی به تجدید ارائۀ صورت‌های مالی خود نداشته باشد. با بدترشدن وضعیت سرمایهگذاری کمتر از حد شرکت‌ها پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، به مدیران شرکت‌ها توصیه می‌شود برای بهره‌بردن از منافع سرمایه‌گذاری‌های مطلوب، نظارت بیشتری در تهیۀ صورت‌های مالی شرکت اعمال کنند. به‌طور کلی، اگر گردش شفاف اطلاعات و درنتیجه میزان پایین نبود تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه‌گذاران، بتواند انگیزههای احتمالی مدیران را برای تجدید ارائۀ صورت‌های مالی کاهش دهد، نهادهای قانونگذار به‌احتمال باید بیشتر بر تشویق توزیع کارای اطلاعات مرتبط با شرکت در بازار تمرکز کنند.
درنهایت، نتایج حاصل از پژوهش، این استدلال را که تجدید ارائۀ صورت‌های مالی می‌تواند از طریق اثرگذاری غیرمستقیم بر محدودیت مالی بر ناکارایی سرمایهگذاری تأثیر بگذارد، برای هر دو دسته از شرکت‌ها رد می‌کند؛ همان‌طور که پیش‌تر اشاره شد، هم علامت بودن هر دو ضریب، نشان‌دهندۀ این است که محدودیت مالی باعث تقویت اثر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی برای شرکتهای با ناکارایی سرمایهگذاری می‌شود. با توجه به جدول (5)، علی‌رغم هم علامت هر دو ضریب (هر دو منفی) در هر دو دسته از شرکت‌ها، ضریب محدودیت مالی معنادار نیست. پس پاسخ پرسش چهارم برای هر دو گروه از شرکت‌ها منفی است؛ این نتیجه برخلاف نتایج پژوهش شیائو و همکاران (2017) است که نقش واسطه‌گری محدودیت مالی را تأیید کردند. به هر حال متفاوت‌بودن جامعۀ موردبررسی به‌ویژه از حیث اقتصادی در این تفاوت در نتایج دخیل است.
براساس نتایج پژوهش، با توجه به افزایشِ احتمال محدودیت مالی پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی برای شرکتهای با سرمایهگذاری بیشازحد، به این دسته از شرکت‌ها توصیه می‌شود برای جلوگیری از محدودیت مالی در شرایط روبه‌رویی با فرصتهای سرمایهگذاری مناسب، گزارش‌های مالی خود را با دقت بیشتری تهیه کند تا نیازی به تجدید ارائۀ صورت‌های مالی خود نداشته باشد. با توجه به بدترشدن وضعیت سرمایهگذاری کمتر از حد شرکت‌ها پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، به مدیران شرکت‌ها توصیه می‌شود برای بهره‌بردن از منافع سرمایه‌گذاری‌های مطلوب، نظارت بیشتری در تهیۀ صورت‌های مالی شرکت اعمال کنند.
از طرفی نتایج مطالعات کردستانی و همکاران (2011) نشان‌دهندۀ آن است که در ایران تعدیلات سنواتی، اغلب معادل وجود اشتباه در صورت‌های مالی سال‌های گذشته است. اگرچه تغییر در روش‌های حسابداری هم باعث تعدیلات سنواتی می‌شود؛ اما این نوع تغییر در ایران کمتر به چشم می‌خورد و قریب‌به‌اتفاق تعدیلات سنواتی مربوط به اصلاح اشتباهات است؛ بنابراین شاخص‌های تصـمیم‌گیـری مهمـی مانند سود هر سهم و نسبت قیمت به سود و ... اطلاعـات تحریف‌شده‌ای را ارائه خواهد کرد که موجب تضییع حقوق استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی می‌شود؛ بنابراین به سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان توصیه می‌شود حساسیت بیشتری را نسبت‌به شرکت‌هایی داشته باشند که در ضمن استفادۀ مکرر از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، رقم تعدیل سنواتی بااهمیتی را نیز گزارش می‌کند.
[1]. Under investment
[2]. Over investment
[3]. Neoclassical Investment Model
[4]. Agency theory
[5]. Information economics theory
[6]. Moral hazard
[7] .Adverse selection
[8]. Hribar & Jenkins
[9]. Guariglia & Yang
[10]. Xiao, Zhao & Shao
[11]. Quah, Haman & Naidu
[12]. Panel Data
[13]. با توجه به اینکه حاصل تقسیم 174 به 5 برابر با 8/34 است، از این رو، طبقه‌بندی دچار مشکل خواهد شد. به همین دلیل یک گروه به دلخواه به‌صورت 34 شرکتی طبقه‌بندی شده است. در این حالت، 4 گروه 35 شرکتی و 1 گروه 34 شرکتی وجود خواهد داشت.
[14]. Levin, Lin & Chu
)