مفاهیم نظری گزارشگری مالی بیان می‌کند که استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی باید بتوانند صورت‌های مالی واحد تجاری را در زمان مشخص برای تشخیص روند تغییرات در وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطاف‌پذیری مالی واحد تجاری مقایسه کنند. استفاده‌کنندگان ‌همچنین باید بتوانند صورت‌های مالی واحدهای تجاری مختلف را مقایسه کنند تا وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطاف‌پذیری مالی آنها را نسبت به یکدیگر بسنجند. بدین ترتیب ضرورت دارد اثرهای معاملات و سایر رویدادهای مشابه در داخل واحد تجاری و در طول زمان برای آن واحد تجاری با اثبات رویه اندازه‌گیری و ارائه شود؛ همچنین بین واحدهای تجاری مختلف، هماهنگی رویه در باب اندازه‌گیری و ارائۀ موضوعات مشابه رعایت شود [14]. اما به دلیل تغییرات مستمر و مداومی که در شرایط اقتصادی و اجتماعی صورت می‌گیرد، تغییر در اصول و روش‌های حسابداری، و به علت پیچیدگی و حجم بالای معاملات تجاری بروز اشتباه در گزارشگری مالی، و در نتیجه تجدید ارائۀ صورت‌های مالی منتشرشده اجتناب‌ناپذیر به‌نظر می‌رسد [18]. بند 40 استاندارد حسابداری شمارۀ 6 ایران الزام می‌کند که چنانچه در رویۀ حسابداری تغییری صورت گیرد، رقم‌های مقایسه‌ای سنوات قبل باید بر مبنای رویۀ جدید ارائۀ مجدد شود. همچنین بند 42 همین استاندارد بیان می‌کند اصلاح اشتباه باید با ارائۀ مجدد رقم‌های صورت‌های مالی سال‌(های) قبل همراه باشد. بند 39 استاندارد حسابداری شمارۀ 1 ایران نیز الزام می‌کند وقتی که نحوۀ ارائه یا طبقه‌بندی اقلام در صورت‌های مالی اصلاح می‌شود، برای اطمینان از قابلیت مقایسۀ اقلام صورت‌های مالی، مبالغ مقایسه‌ای باید تجدید طبقه‌بندی شود، مگر اینکه این امر ممکن نباشد[1] [15].

از دیدگاه سرمایه‌گذاران اخبار تجدید ارائه فقط بیانگر مشکلات عملکرد دورۀ گذشته نیست، بلکه نوعی پیش‌بینی مشکلات آتی برای شرکت و مدیریت آن محسوب می‌شود. به‌ عبارت ‌دیگر باعث سلب اطمینان سرمایه‌گذاران نسبت به اعتبار و شایستگی مدیریت و کاهش کیفیت سودهای گزارش‌شده می‌شود. در حقیقت، صورت‌های مالی تجدید ارائه‌شده به‌صورت شفاف و صریح، پیام و علامتی دربارۀ قابل ‌اتکا‌ نبودن صورت‌های مالی دوره‌های گذشته و کیفیت پایین آنها ارائه می‌کند؛ بنابراین در پی تجدید ارائه، انتظارات سرمایه‌گذاران در ارتباط با جریان‌های نقدی آتی و نرخ بازده مورد انتظار آنها تغییر می‌کند [14]. تجدید ارائۀ صورت‌های مالی به رابطۀ‌ قراردادی بین شرکت و اعضای بیرونی از قبیل مشتریان و عرضه‌کنندگان شرکت آسیب می‌رساند، این امر اثری منفی بر جریان‌های نقدی شرکت دارد. این اثر منفی بر جریان‌های نقدی، میزان منابع داخلیِ وجه نقد در دسترس برای سرمایه‌گذاری را کاهش می‌دهد و کاهش سرمایه‌گذاری باعث کاهش رشد شرکت می‌شود. همچنین تجدید ارائه، رشد شرکت را به دلیل افزایش هزینۀ تأمین مالی خارجی کاهش می‌دهد [20]. بنابراین هدف این پژوهش بررسی رابطۀ تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است . از این‌رو با توجه به هدف پژوهش می‌توان این پرسش را مطرح کرد که آیا بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطۀ معناداری وجود دارد یا خیر؟

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

تجدید ارائه‌ مسئلۀ‌ کم‌اهمیتی نیست و می‌تواند توانایی شرکت را در تأمین مالی خارجی با هزینۀ‌ کم به تأخیر اندازد. ناتوانی در دسترسی به تأمین مالی خارجی با هزینۀ کم می‌تواند سرمایه‌گذاری‌های شرکت را محدود کند و باعث کاهش رشد شرکت، مخصوصاً رشد خارجی شود [20]. برای این ادعا چندین استدلال وجود دارد؛ نخست اینکه تجدید ارائه، مورد اعتماد‌بودن گزارشگری مالی شرکت را با بی‌اطمینانی روبه‌رو می‌کند؛ زیرا تجدید ارائه سرمایه‌گذاران را از این امر آگاه می‌کند که آنها از اطلاعات نادرستی دربارۀ‌ ارزش شرکت استفاده می‌کرده‌اند [39]. در نتیجه تجدید ارائه باعث می‌شود سرمایه‌گذاران، دیگر جنبه‌های عملیات و عملکرد گزارشگری شرکت را زیر سؤال ببرند [33]. دوم اینکه، فرض می‌شود تجدید ارائه منجر به بازبینی اعتماد به جریان‌های نقدی آیندۀ‌ شرکت ‌شود. گراهام و همکاران [33] بیان می‌کنند که تجدید ارائه اعداد مالی تاریخی را تغییر می‌دهد؛ بنابراین پیش‌بینی‌های مبتنی بر این اعداد تغییر می‌کند. با این فرض که اکثریت تجدید ارائه‌ها سودها را کاهش می‌دهند، تجدید ارائه ممکن است بر قابلیت شرکت در فراهم‌کردن وجوه خارجی تأثیر منفی داشته باشد؛ زیرا تجدید ارائه بدین معناست که شرکت در شرایط بدتری از آنچه تصور می‌شد، قرار دارد. سوم اینکه، تجدید ارائه ممکن است  منجر به مسائل دادخواهی شود که این امر ممکن است چشم‌انداز آیندۀ‌ شرکت را بدتر کند [45]. این مسائل ممکن است شرکت را از دستیابی به تأمین مالی خارجی با هزینۀ‌ کم به تأخیر اندازد. همچنین تجدید ارائه ممکن است به شهرت شرکت صدمه بزند، این امر تأثیراتی منفی بر جریان‌های واقعی نقدی ایجاد می‌کند و در نتیجه ارزشگذاری شرکت را کم کند [33]. برای نمونه، سرمایه‌گذاران، مشتریان و تأمین‌کنندگان احتمال دارد که شرایط تجاری (قراردادی) خود را تغییر دهند و جریان نقدی شرکت را کاهش یابد. این کاهشِ در جریان نقدی شرکت بر رشد شرکت، به‌ویژه رشد داخلی شرکت تأثیر منفی دارد [20].

البرینگ و همکاران [20] به بررسی تأثیر تجدید ارائه صورت‌های مالی بر رشد شرکت پرداختند. نمونۀ‌ آزمایشی آنها شامل 1044 شرکتِ تجدید ارائه‌کننده در دورۀ 1997 تا 2009 و نمونۀ کنترل شامل شرکت‌هایی که فاقد تجدید ارائه بوده‌اند، می‌شود. در این پژوهش از رشد فروش خالص و رشد قابل‌تحمل استفاده شده و به‌طور کلی یافتند که در پی تجدید ارائه رشد شرکت کاهش می‌یابد.

کراوِت و شولین [40] یافتند که پس از تجدید ارائه، هزینۀ ریسک اطلاعات اختیاری افزایش می‌یابد که این امر باعث افزایش هزینۀ پیش‌بینی‌شدۀ سرمایه‌گذاران می‌شود.

گراهام و همکاران [33] با عطف به بازارهای وام بیان می‌کنند تجدید ارائه عدم تقارن اطلاعاتی رابطۀ میان وام‌گیرندگان و وام‌دهندگان را افزایش می‌دهد و این امر هزینه‌های نظارتیِ وام‌دهندگان را افزایش می‌دهد و باعث هزینۀ بالای تأمین مالی (وام) می‌شود.

بورن [26] با استفاده از متغیرهای نسبت حساب‌های دریافتنی به فروش، حاشیۀ سود ناخالص، نسبت رشد فروش، کیفیت دارایی‌ها و کل اقلام تعهدی، الگویی برای پیش‌بینی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی ارائه کرد.

پژوهش پالمرز و همکاران [45] کاهش زیاد ارزش بازار بلافاصله پس از تجدید ارائۀ صورت‌های مالی را نشان دادند. آنها استدلال می‌کنند که از دست دادن ارزش بازار را می‌توان به چندین عامل نسبت داد: 1. تجدیدنظر دربارۀ انتظارات از سودهای گذشته و پیش‌بینی‌شدۀ آینده، 2. تجدیدنظر دربارۀ انتظارات از چشم‌انداز رشد شرکت، 3. ارزیابی مجدد از صداقت مدیران و تجدیدنظر ادراک از کیفیت گزارشگری مالی شرکت.

هریبار و جنکینز [37] تأثیر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر برآورد هزینۀ سرمایه را بررسی کردند و دریافتند که تجدید ارائه باعث کاهش سودهای پیش‌بینی‌شدۀ آتی و افزایش هزینه سرمایۀ شرکت می‌شود. در حقیقت، تجدید ارائۀ سود باعث کاهش اطمینان سرمایه‌گذاران نسبت به اعتبار و شایستگی مدیریت و کاهش کیفیت سود می‌شود. بنابراین، نرخ بازده پیش‌بینی‌شده سرمایه‌گذاران افزایش می‌یابد که در نهایت باعث افزایش هزینه سرمایۀ شرکت می‌شود. نتایج این دو پژوهشگر نشان داد که با توجه به روش استفاده‌شده برای محاسبه هزینۀ سرمایه، بلافاصله در پی تجدید ارائه نرخ هزینه سرمایه در ماه به‌طور میانگین بین 7 الی 19 درصد افزایش می‌یابد.

سازمان پاسخگویی دولتی ایالات ‌متحده [31، 32] در پژوهش‌های خود به بررسی واکنش قیمت‌های سهام به خبر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی پرداخت و به این نتیجه رسید که قیمت‌های سهام فقط‌ چند روز پس از مشخص‌شدن تجدید ارائه به میزان زیادی سقوط کردند. اگرچه تعیین اثر بلندمدت تجدید ارائه بسیار مشکل است، اما به نظر می‌رسد اثر بلندمدت آن‌ هم منفی باشد [31].

کالن و همکاران [27] بیان می‌کنند شرکت‌هایی که به دلیل اشتباهات حسابداری به‌ویژه اشتباهات ناشی از شناسایی درآمد، ادغام و تحصیل به تجدید ارائۀ صورت‌های مالی مبادرت می‌ورزند، نسبت به شرکت‌هایی که به دلیل تغییر در اصول و رویه‌های حسابداری صورت‌های مالی تجدید ارائه‌شده منتشر می‌کنند، عمر کوتاه‌تری دارند. این مسئله بیانگر آن است که احتمالاً شرکت‌های مذکور در طول مراحل رشد کنترل‌های ناکافی مدیریت دارند و یا در مراحل رشد اولیۀ خود اقدام به دستکاری حساب‌ها به‌خصوص حساب درآمد می‌کنند که این امر بر سود و جریان‌های نقدی آتی اثرگذار خواهد بود.

اندرسون و یوهن [22]؛ پالمروز و همکاران [45]؛ گراهام و همکاران [33]؛ ویلسون [48] و بارنیو و کاُ [23] بر تأثیر تجدید ارائه بر محیطِ اطلاعاتی شرکت و هزینۀ تأمین مالی انتشار سهام و بدهی تمرکز داشته‌اند. نتیجۀ کلی عبارت است از اینکه تجدید ارائه باعث کاهش محیط اطلاعاتی شرکت و افزایش هزینۀ تأمین مالی خارجی می‌شود. افزایش هزینۀ تأمین مالی خارجی باعث کاهش جریان نقدی داخلی می‌شود که این امر توانایی شرکت در دستیابی به فرصت‌های سرمایه‌گذاری را که به‌طور بالقوه سودآور هستند، به تأخیر می‌اندازد [20].

پژوهشی که به بررسی نقش تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بر رشد شرکت در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته باشد، مشاهده نشد. با وجود این ، به بیان پاره‌ای از پژوهش­های تجربی پرداخته می‌شود که در زمینۀ تجدید ارائه و رشد شرکت­ها انجام شده­ و به نحوی به موضوع پژوهش ارتباط پیدا می‌کنند. افزون بر این، برخی از پژوهش­ها برای ایجاد پشتوانه برای به­کارگیری متغیرهای این پژوهش بیان شده­ است.

خواجوی و همکاران [6] به بررسی رابطۀ دوسویه رشد و سودآوری 173 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، در بازۀ زمانی 1390-1382 پرداختند. در این پژوهش برای اندازه‌گیری رشد شرکت از رشد دارایی‌های شرکت استفاده ‌شده است و با انجام آزمون علیت گرنجری، وجود رابطۀ دوسویه میان این دو متغیر به تأیید رسید و پس از آن، سیستم معادلات همزمان با استفاده از روش رگرسیون دومرحله­ای برآورد شد. نتایج برآورد بیانگر وجود یک رابطۀ دوسویه بین رشد و سودآوری شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است.

خواجوی و قدیریان آرانی [9] به بررسی تأثیر کیفیت سود بر تجدید ارائۀ صورت­های مالی شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. کیفیت اقلام تعهدی، توان پیش­بینی سود و هموارسازی سود برای سنجه­های کیفیت سود در نظر گرفته شده­اند. همچنین برای اندازه­گیری شدت تجدید ارائۀ صورت­های مالی از مبلغ تجدید ارائۀ سود استفاده شده است. یافته­های حاصل از آزمون فرضیۀ­ اول پژوهش حاضر نشان می­دهد که کیفیت سود به­گونه­ای منفی بر وقوع تجدید ارائۀ صورت­های مالی تأثیرگذار است. اما تنها تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر وقوع تجدید ارائه از نظر آماری معنادار است؛ بنابراین دربارۀ تأثیر کیفیت سود بر وقوع تجدید ارائۀ صورت­های مالی نمی­توان به نتیجۀ قطعی دست یافت. همچنین نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش بیانگر آن است که کیفیت سود به­گونه­ای منفی و معنادار بر شدت تجدید ارائۀ صورت­های مالی تأثیرگذار است. به بیان دیگر هرچه کیفیت سود گزارش­شده کمتر باشد، شدت تجدید ارائه بیشتر خواهد شد.

خواجوی و قدیریان آرانی [10 ] به بررسی تجربی کیفیت سود شرکت‌های تجدید ارائه‌کننده صورت‌های مالی پرداختند. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که گرچه کیفیت سود گزارش‌شده اولیه شرکت‌های تجدید ارائه‌کننده صورت‌های مالی به گونۀ معناداری پایین‌تر از کیفیت سود شرکت‌هایی است که صورت‌های مالی خود را تجدید ارائه نکرده‌اند؛ اما بین کیفیت سود تجدید ارائه‌شدۀ شرکت‌های تجدید ارائه‌کنندۀ صورت‌های مالی و کیفیت سود شرکت‌هایی که صورت‌های مالی خود را تجدید ارائه نکرده‌اند، تفاوت معناداری وجود ندارد. همچنین در سطح شرکت‌های تجدید ارائه‌کنندۀ صورت‌های مالی، کیفیت سود تجدید ارائه‌شده به‌طور معناداری بیشتر از کیفیت سود گزارش‌شدۀ اولیه است.

نیکبخت و رفیعی [19] به تدوین الگوی عوامل مؤثر بر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی در ایران پرداختند. بدین منظور نخست از طریق مصاحبه با 50 نفر از خبرگان، عوامل مؤثر بر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی شناسایی و سپس با روش رگرسیون لجستیک الگوی پیش‌بینی‌شده برآورد شد. به‌منظور برآورد الگو، از داده‌های مربوط به 202 شرکت بورسی در سال‌های 1384 تا 1388 استفاده شده است. یافته‌های این پژوهش نشان می‌دهد که سودآوری، اهرم مالی، طول دورۀ تصدی مدیریت، تغییر مدیریت، تغییر حسابرس و اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی بر وقوع تجدید ارائۀ صورت‌های مالی مؤثر است. همچنین این پژوهشگران معتقدند که مطالعات در زمینۀ تجدید ارائۀ صورت‌های مالی را می‌توان در سه گروه طبقه‌بندی کرد: 1. مطالعات مربوط به پیامدهای منفی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، 2. مطالعات مربوط به عوامل و انگیزه‌های تجدید ارائۀ صورت‌های مالی، 3. مطالعات برای تشخیص و پیش‌بینی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی.

ثقفی و همکاران [2] به بررسی کاهش بلندمدت محتوای اطلاعاتی سود، در پی تجدید ارائۀ صورت‌های مالی پرداختند. در این پژوهش 185 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های 1378 تا 1387 آزمون شدند. آنها دریافتند که در پی تجدید ارائۀ صورت‌های‌ مالی، کاهش بلندمدت در محتوای اطلاعاتی سود رخ داده است.

جهانشاد و همکاران [3] به بررسی تأثیر درصد تغییرات سود سهام پرداختی بر رشد آتی پرداختند. این پژوهش دارای یک متغیر مستقل (درصد تغییرات سود سهام پرداختی) و یک متغیر وابسته (رشد سود آتی) و 5 متغیر کنترلی شامل اندازۀ شرکت، اهرم مالی، بازده دارایی‌ها، نسبت سود به قیمت و رشد سود با وقفۀ زمانی است. دورۀ زمانی این پژوهش از 1384 تا 1388 است. برای آزمون فرضیۀ پژوهش از روش رگرسیون چندمتغیره استفاده شده و نتایج پژوهش نشان می‌دهد تأثیر درصد تغییرات سود سهام پرداختی بر رشد سود آتی دارای رابطۀ مثبت و معناداری است.

حیدرپور و ازوجی [5] عوامل مؤثر بر تجدید ارائۀ سود هر سهم را در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های 1380 تا 1386 بررسی کردند. بر این اساس تأثیر متغیرهای مستقل شامل اندازۀ شرکت، رشد فروش، نسبت اهرم مالی، بازده دارایی‌ها، شاخص محافظه‌کاری حسابداری، شاخص کیفیت سود، تغییر حسابرس و نسبت جریان نقدی عملیاتی به سود بر متغیر وابسته (تفاوت سود هر سهم تجدید ارائه‌شده و نشده) آزمون شد. نتیجۀ اصلی این پژوهش بیانگر آن است که از بین متغیرهای مستقل در نظر گرفته شده، تنها عامل مؤثر بر تجدید ارائۀ سود هر سهم، شاخص کیفیت سود هر سهم است.

اخگر و علیخانی [1] به بررسی رابطه بین ارائۀ مجدد صورت‌های مالی و ریسک اختیاری و ذاتی که نمادهای ریسک اطلاعاتی است، پرداختند. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که ارائۀ مجدد صورت‌های مالی ناشی از حساب‌های اصلی با ریسک اختیاری رابطۀ معناداری دارد. همچنین ارائۀ مجدد توسط حسابرس و دفعات تکرار ارائۀ مجدد نیز ارتباط معناداری با ریسک اطلاعاتی دارد که همۀ این تغییرات باعث تغییر در هزینۀ سرمایۀ شرکت می‌شود و همچنین ریسک اختیاری و ذاتی شرکت‌هایی که صورت‌های مالی خود را ارائۀ مجدد می‌کنند، باعث افزایش ریسک اطلاعاتی شرکت‌های بدون تجدید ارائه در صنایع مشابه می‌شوند که نشان از اثر انتقال اطلاعاتی دارد.

خواجوی و همکاران [7] به بررسی رابطۀ ویژگی‌های هیئت‌مدیره و تجدید ارائۀ صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. یافته‌های این پژوهش نشان می‌دهد که بین ویژگی‌های هیئت‌مدیره و وقوع تجدید ارائۀ صورت‌های مالی رابطۀ معناداری وجود ندارد. همچنین بین اندازۀ هیئت‌مدیره و شدت تجدید ارائه رابطۀ معناداری وجود ندارد؛ اما بین درصد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره و جدایی نقش مدیرعامل از رئیس هیئت‌مدیره با شدت تجدید ارائۀ صورت‌های مالی رابطۀ منفی معناداری برقرار است.

خواجوی و صالحی‌نیا [8] به بررسی رابطۀ محدودیت‌های تأمین مالی و رشد 173 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران درسا‌ل‌های 1381 تا 1390 پرداختند. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد که بین محدودیت‌های تأمین مالی و رشد دارایی‌ها و رشد فروش که شاخص‌های محاسبۀ رشد شرکت هستند، رابطۀ منفی معناداری وجود دارد. به بیان دیگر، شرکت‌هایی که از یک‌سو دارای مانده وجه نقد، سود تقسیمی و شاخص کیوتوبین کمتری هستند و از سوی دیگر دارای نسبت اهرمی بزرگتری هستند، رشد کمتری دارند.

فرضیه‌های پژوهش

در این قسمت برای دستیابی به اهداف پژوهش و بر اساس مبانی نظری و پیشینۀ تجربی مطرح‌شده در فصل قبل، فرضیه­های پژوهش به شرح زیر طراحی و تدوین ‌شده است:

فرضیۀ اول: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد دارایی‌های شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

فرضیۀ دوم: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد سود خالص شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

فرضیۀ سوم: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد فروش شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

فرضیۀ چهارم: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد قابل‌تحمل شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

روش‌ پژوهش

این پژوهش از نوع پژوهش­های کمّی است که از روش علمی ساخت و اثبات تجربی استفاده می­کند و بر اساس فرضیه­ها و طرح­های پژوهش از قبل تعیین‌شده انجام می­شود. از این دسته پژوهش­ها زمانی استفاده می‌شود که معیار اندازه­گیری داده­ها کمّی است و برای استخراج نتیجه­ها از فن­های آماری استفاده می­شود [16]. برای جمع­آوری داده‌ها و اطلاعات، از روش کتابخانه­ای استفاده شده است. در خصوص جمع­آوری اطلاعات مربوط به بخش مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش از کتب، مجلات و سایت­های تخصصی فارسی و لاتین استفاده شده است. اطلاعات لازم شرکت­ها از طریق نرم­افزار تدبیر پرداز و سایت رسمی سازمان بورس اوراق بهادار گردآوری شده­اند. در نهایت داده­ها با استفاده از نرم­افزار اکسل آماده شده و سپس با استفاده از نرم­افزار 7 Eviews تجزیه و تحلیل نهایی انجام گرفته است.

متغیرهای پژوهش

اولین گام برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، ارائۀ تعریف دقیق و مناسب از متغیرهایی است که امکان اندازه‌گیری خصوصیات درخور توجه در این پژوهش را میسر می‌کنند. در این پژوهش تجدید ارائۀ صورت‌های مالی که  متغیر مستقل است، انواع شاخص‌های رشد (رشد سود خالص، رشد فروش، رشد دارایی‌ها و رشد قابل‌تحمل)  متغیرهای وابسته و اندازه، اهرم مالی، سود تقسیمی و سودآوری شرکت، متغیرهای کنترلی هستند.

متغیر مستقل

تجدید ارائۀ صورت‌های مالی ( ): همانند پژوهش‌های [30]، ماند و مینگسو [35] و وانگ و هو [47] تجدید ارائۀ صورت‌های مالی متغیر دو وجهی در نظر گرفته ‌شده است که برای شرکت‌هایی که تجدید ارائه انجام داده‌اند عدد «یک» و برای شرکت‌هایی که تجدید ارائه انجام نداده‌اند، عدد «صفر» لحاظ شده است.

متغیرهای وابسته

در این پژوهش برای اندازه‌گیری رشد شرکت از چهار شاخص رشد (رشد دارایی‌ها، رشد سود خالص، رشد فروش و رشد قابل‌تحمل) استفاده‌ شده است.

رشد دارایی‌ها (AG): همانند پژوهش گری و جانسون [34] و دارابی و کریمی [11] رشد دارایی از تقسیم دارایی‌های سال جاری بر دارایی‌های سال قبل منهای یک اندازه‌گیری شده است.

رشد سود خالص (NIG): همانند پژوهش‌های بولدینگ و همکاران [25]، مورگان و همکاران [43]، نمازی و زراعت‌گری [17] و جهانشاد و همکاران [3] رشد سود خالص از تقسیم سود جاری بر سود سال قبل منهای یک محاسبه ‌شده است.

رشد فروش (SG): همانند پژوهش‌های البرینگ و همکاران [20]، لی [41]، نمازی و زراعت‌گری [17] و حقیقت و موسوی [4] رشد فروش از تقسیم فروش جاری بر فروش سال پیشین منهای یک اندازه‌گیری شده است.

رشد قابل‌تحمل (SuG)‌: رشد قابل‌تحمل بیانگر حداکثر نرخ رشدی است که از طریق جریان‌های نقدی، بدهی‌های کوتاه‌مدت و بدهی‌های بلندمدت می‌توان کسب کرد [20]. همانند پژوهش‌ البرینگ و همکاران [20]، رشد قابل‌تحمل از طریق رابطۀ (1) اندازه‌گیری شده است.

رابطۀ (1)

بازده حقوق صاحبان سهام از تقسیم سود خالص بر حقوق صاحبان سهم به‌دست می‌آید.

متغیرهای کنترلی

اندازۀ شرکت (Size): اندازۀ شرکت که یکی از منابع ناهمگنی است، در رشد شرکت شناسایی شده است [46]. به‌دلیل وجود وقفه­های معاملاتی طولانی‌مدت یا اندک‌بودن حجم مبادلات انجام‌شده روی سهام بسیاری از شرکت­های بررسی‌شده و همچنین ناکارایی بورس اوراق بهادار تهران، به نظر می­رسد که کاربرد معیار ارزش بازار قابلیت اتکای کافی ندارد. استفاده از معیار فروش نیز نسبت به معیار مجموع دارایی­ها مزیت دارد؛ زیرا رقم فروش نسبت به مجموع دارایی­ها مربوط­تر است و تورم موجود در جامعه را بیشتر در بر می‌گیرد. بنابراین، لگاریتم طبیعی فروش  معیار اندازه شرکت انتخاب‌ شده است. همچنین بررسی سابقۀ مطالعاتی [29، 35، 30] نشان می‌دهد اندازۀ شرکت رابطه­ای معکوس با رشد شرکت دارد.

اهرم مالی (Lev): یکی از مهم‌ترین مقیاس­های اهرمی، نسبت بدهی است که از تقسیم بدهی­ها به دارایی­ها به‌دست می­آید. نظریه­های ساختار سرمایه بیانگر رابطۀ معکوس اهرم مالی و رشد شرکت بوده است، به این دلیل که اهرم مالی باعث محدود‌شدن مدیران و مانع سرمایه­گذاری آنها در پروژه­های ضعیف می‌شود [38، 24].

سود تقسیمی (Div): جنسن [38] دربارۀ تأثیر سود تقسیمی بر هزینه­های نمایندگی بیان می­کند مدیران از طریق محرک‌هایی مثل پاداش، دارای این انگیزه هستند که حتی در صورت نبودفرصت رشد و سرمایه­گذاری سودآور، وجوه نقد آزاد را صرف سرمایه­گذاری کم‌بازده یا حتی زیان­ده کنند. در این حالت سیاست تقسیم سود ابزاری برای کنترل و ممانعت از سوء استفاده­های احتمالی مدیریت از وجوه نقد آزاد است. در این پژوهش همانند پژوهش البرینگ و همکاران [20] از نسبت سود تقسیمی به‌ کل دارایی‌ها که یک متغیر کنترلی است، استفاده‌ شده است.

سودآوری (Prof): آلکیان [21] بیان می­کند، تحقق سود معیاری است که بر اساس آن شرکت‌های موفق انتخاب شده و شرکت‌هایی که سودآوری بیشتری داشته، رشد بیشتری خواهند کرد. همچنین کود [28] با بیان اصل تکاملی، «رشد آنکه شایسته‌تر است»، نشان می­دهد که شرکت‌های سودآور رشد خواهند کرد. مایرز و مجلوف [44] در نظریۀ سلسله‌‌مراتبی خود اذعان داشته‌اند‌ شرکت‌ها به‌دنبال سرمایه ‌گذاری‌­های خود و به‌دلیل اطلاعات نامتقارن بین شرکت و سرمایه‌گذاران خارجی، تأمین مالی داخلی را بر تأمین مالی خارجی ترجیح می‌دهند؛ از طرفی افزایش در سود انباشته، باعث افزایش در سرمایه‌گذاری و در نتیجه باعث توسعه‌ و رشد بیشتر می‌شود. به‌عبارت‌ دیگر، سود منبع مهم مالی برای توسعۀ سازمان محسوب می‌شود. در این پژوهش همانند البرینگ و همکاران [20] از نسبت حاشیۀ سود خالص (نسبت سود خالص به فروش) که یک متغیر کنترلی است، استفاده ‌شده است.

الگوی پژوهش

از آنجا ‌که این پژوهش در پی یافتن رابطۀ معناداری بین دو گروه اطلاعات (تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد شرکت) در یک جامعه است‌، بنابراین پژوهش جزو پژوهش‌های همبستگی است و برای  آزمون فرضیه‌ها از تحلیل رگرسیون خطی چند‌متغیره استفاده ‌شده است. الگو­های استفاده‌شده برای آزمون فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر است‌.

با توجه به اینکه صورت‌های مالی هر سال پس از پایان سال (چند ماه پس از پایان سال مالی) منتشر می‌شوند و در زمان انتشار صورت‌های مالی بازار سرمایه دربارۀ تجدید ارائه بازخورد نشان می‌دهد؛ بنابراین رابطۀ تجدید ارائه سالt  و رشد سال 1t + اندازه‌گیری خواهد شد.

برای آزمون فرضیۀ اول از الگوی (2) استفاده ‌شده است.

AG i, (t+1) = α + β1 * Rest i, t + β2 * Size i, (t+1) + β3 * Lev i, (t+1) + β4 * Div i, (t+1) + β5 * Prof i, (t+1) + εi, (t+1)

رابطۀ (2)

برای آزمون فرضیۀ‌ دوم از الگوی (3)‌ استفاده ‌شده است.

NIG i, (t+1) = α + β1 * Rest i, t + β2 * Size i, (t+1) + β3 * Lev i, (t+1) + β4 * Div i, (t+1) + β5 * Prof i, (t+1) + εi,(t+1)

رابطۀ (3)

برای آزمون فرضیۀ سوم از الگوی (4) استفاده ‌شده است.

SG i, (t+1) = α + β1 * Rest i, t + β2 * Size i, (t+1) + β3 * Lev i, (t+1) + β4 * Div i, (t+1) + β5 * Prof i, (t+1) + εi, (t+1)

رابطۀ (4)

برای آزمون فرضیۀ‌ چهارم از الگوی (5) استفاده ‌شده است.

SuG i, (t+1) = α + β1 * Rest i, t + β2 * Size i, (t+1) +β3 * Lev i, (t+1) + β4 * Div i, (t+1) + β5 * Prof i, (t+1) + εi, (t+1)

رابطۀ (5)

جامعه و نمونۀ آماری

جامعۀ آماری پژوهش حاضر کلیۀ شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران‌ در سال‌های 1384 تا 1392 است. در پژوهش حاضر از نمونه­گیری آماری استفاده ‌نشده است، اما شرکت­های بررسی‌شده بر اساس محدودیت­های زیر انتخاب ‌شده‌اند:

1. سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند‌ماه و در بازده زمانی بررسی‌شده تغییر سال مالی نداشته باشند تا شاخص‌های محاسبه‌شده در پایان سال مالی دارای تطابق زمانی لازم باشند.

2. به‌دلیل تفاوت نوع فعالیت شرکت­های سرمایه­گذاری، واسطه­گری مالی، هلدینگ، بانک و لیزینگ این شرکت‌ها از نمونه خارج ‌شده‌اند.

3. اطلاعات مالی موردنیاز برای  استخراج داده­ها در دسترس باشد.

با توجه به شرایط و اعمال محدودیت­های یاد‌شده، تعداد 70 شرکت در دورۀ زمانی 1384 تا 1392 برای نمونه انتخاب شده است.

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

آماره­های توصیفی شامل میانگین، میانه و انحراف معیار متغیرهای بررسی‌شده در نگارۀ (1) نشان داده شده است. میانگین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی بیانگر این است که به‌طور متوسط 73 درصد از شرکت‌های عضو نمونه اقدام به تجدید ارائۀ صورت‌های مالی کرده‌اند. همچنین میانگین متغیر رشد قابل‌تحمل نشان‌دهندۀ این است که میانگین رشد قابل‌تحمل در شرکت‌های نمونه برابر با 51 درصد است. میانگین سایر متغیرهای وابسته نیز نشان‌دهندۀ این است که میانگین رشد فروش، رشد سود خالص و رشد دارایی‌ها در شرکت‌های عضو نمونه به‌ترتیب برابر با 21، 30 و 17 درصد است.

نگارۀ 1: آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

ایستایی (پایایی) متغیرهای پژوهش

برای آزمون فرضیه­های پژوهش ابتدا به بررسی پایایی یا ایستایی متغیرهای پژوهش پرداخته شد. بر اساس آزمون­ ریشه واحد از نوع آزمون­ لوین، چنانچه سطح معناداری آماره آزمون، کمتر از 05/0 باشد، متغیر­های مستقل، وابسته و کنترلی پژوهش، در طی دورۀ پژوهش پایا هستند. نتایج حاصل از بررسی پایایی متغیر­های پژوهش با استفاده از این آزمون در نگارۀ (2) ارائه ‌شده است.

همان‌طور که ملاحظه می­شود، در کلیۀ متغیرهای مستقل، وابسته و کنترلی، سطح معناداری در آزمون ریشه واحد لوین کوچک­تر از 05/0 است که نشان‌ می­دهد متغیر­های پژوهش پایا (ایستا) هستند. این بدان معناست که میانگین و واریانس متغیر­ها در طول زمان و کوواریانس متغیر­ها بین سال‌های مختلف ثابت است. در نتیجه، شرکت‌های بررسی‌شده تغییرات ساختاری نداشته‌اند و استفاده از این متغیرها در مدل باعث به‌وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود. 

نگارۀ 2: آزمون ایستایی متغیرهای پژوهش

منبع: یافته های پژوهش

آزمون فرضیه‌های پژوهش

در این بخش نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش ارائه می‌شود. برای آزمون فرضیه‌ها در مرحلۀ اول آزمون چاو،  به‌منظور انتخاب از بین روش داده­های مشترک و روش اثرات ثابت انجام می‌شود. در مرحلۀ بعد، آزمون هاسمن برای  انتخاب از بین روش وجود اثرات ثابت در داده­ها یا وجود اثرات تصادفی انجام می‌شود. اگر نتایج این دو مرحله با هم متفاوت باشد، برای انتخاب روش مناسب از آزمون بروش­پاگان استفاده می‌کنیم.

آزمون فرضیۀ اول

فرضیۀ اول: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد دارایی‌های شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

H0: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد دارایی‌های شرکت رابطۀ معناداری وجود ندارد.

H1: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد دارایی‌های شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

آزمون چاو، برای‌ انتخاب از بین روش داده­های مشترک و روش اثرات ثابت انجام شد. نتایج حاصل از این آزمون در نگارۀ (3) ارائه ‌شده و بیانگر استفاده از روش اثرات ثابت است.

نگارۀ 3: آزمون چاو فرضیۀ اول

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

در مرحلۀ بعد، آزمون هاسمن انجام شد. هدف از انجام این آزمون تعیین وجود اثرات ثابت در داده­ها یا وجود اثرات تصادفی است. نتایج این آزمون در نگارۀ (4) ارائه‌ شده و لزوم استفاده از روش اثرات تصادفی را نشان می‌دهد.

نگارۀ 4: آزمون هاسمن فرضیۀ اول

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

با توجه به اینکه نتایج حاصل از آزمون چاو استفاده از اثرات ثابت و آزمون هاسمن استفاده از اثرات تصادفی را تأیید می­کند، برای انتخاب از بین این دو روش، آزمون بروش­پاگان اجرا شد. نتایج این آزمون به شرح مندرج در نگارۀ (5) است که لزوم استفاده از روش اثرات تصادفی را تأیید می­کند.

نگارۀ 5: آزمون بروش‌پاگان فرضیۀ اول

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

نگارۀ­ (6) خلاصۀ نتایج تحلیل رگرسیونی به روش اثرات تصادفی، آزمون فرضیۀ اول را نشان می­دهد. همان‌گونه که این نگاره نشان می‌دهد، متغیرهای کنترلی سود تقسیمی، سودآوری و اندازۀ شرکت با رشد سود دارایی‌های شرکت‌ها، رابطۀ معناداری دارند، ولی شواهدی از وجود رابطه بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد دارایی‌های شرکت‌ها مشاهده نشد. با توجه به مقدار ضرایب، رابطۀ اندازه و سودآوری شرکت با رشد دارایی‌ها مستقیم و رابطۀ اهرم مالی و سود تقسیمی شرکت با رشد دارایی‌ها معکوس است. مقدار آماره F نشان‌ می‌دهد الگوی رگرسیون برازش‌شده معنادار است؛ همچنین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و متغیرهای کنترلی با هم با رشد دارایی‌های شرکت‌ها رابطه معناداری دارند و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها حدود 16 درصد از تغییرات رشد دارایی‌های شرکت‌ها را توضیح می‌دهند. آماره دوربین واتسون 54/1 است که نشان‌دهنده عدم خود همبستگی خطاها است.

نگارۀ 6: نتایج آزمون رگرسیون برای فرضیۀ اول

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

آزمون فرضیۀ دوم

فرضیۀ دوم: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد سود خالص شرکت رابطه معناداری وجود دارد.

H0: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد سود خالص شرکت رابطه معناداری وجود ندارد.

H1: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد سود خالص شرکت رابطه معناداری وجود دارد.

آزمون چاو، برای  انتخاب از بین روش داده­های مشترک و روش اثرات ثابت انجام شد. نتایج حاصل از این آزمون در نگارۀ (7) ارائه‌ شده و بیانگر استفاده از روش اثرات مشترک است.

نگارۀ 7: آزمون چاو فرضیۀ دوم

منبع: یافته‌های پژوهش

در مرحلۀ بعد، آزمون هاسمن انجام شد. هدف از انجام این آزمون تعیین وجود اثرات ثابت در داده­ها یا وجود اثرات تصادفی است. نتایج این آزمون در نگارۀ (8) ارائه ‌شده و لزوم استفاده از روش اثرات تصادفی را نشان می‌دهد.

نگارۀ 8: آزمون هاسمن فرضیۀ دوم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

با توجه به اینکه نتایج حاصل از آزمون چاو استفاده از اثرات مشترک و آزمون هاسمن استفاده از اثرات تصادفی را تأیید می­کند، برای انتخاب از بین این دو روش، آزمون بروش­پاگان اجرا شد. نتایج این آزمون به شرح مندرج در نگارۀ (9) است که لزوم استفاده از روش اثرات مشترک را تأیید می­کند.

نگارۀ 9: آزمون بروش‌پاگان فرضیۀ دوم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

نگارۀ (10) خلاصۀ نتایج تحلیل رگرسیونی به روش اثرات مشترک، آزمون فرضیۀ دوم را نشان می­دهد. همان‌گونه که این نگاره نشان می‌دهد، متغیرهای کنترلی سود تقسیمی، سودآوری و اندازۀ شرکت با رشد سود خالص شرکت‌ها، رابطۀ معناداری دارند، ولی شواهدی از وجود رابطه بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد سود خالص شرکت‌ها مشاهده نشد. با توجه به مقدار ضرایب، رابطۀ سود تقسیمی شرکت با رشد سود خالص معکوس و رابطۀ سودآوری و اندازۀ شرکت با رشد سود خالص مستقیم است. مقدار آماره F نشان‌ می‌دهد الگوی رگرسیون برازش‌شده معنادار است و تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و متغیرهای کنترلی با هم با رشد سود خالص شرکت‌ها رابطۀ معناداری دارند که با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها حدود 11 درصد از تغییرات رشد سود خالص شرکت‌ها را توضیح می‌دهند. آماره دوربین واتسون 62/1 است که نشان‌دهندۀ عدم خودۀهمبستگی خطاها‌ست.

نگارۀ 10: نتایج آزمون رگرسیون برای فرضیۀ دوم

آزمون فرضیۀ سوم

فرضیۀ سوم: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد فروش شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

H0: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد فروش شرکت رابطۀ معناداری وجود ندارد.

H1: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد فروش شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

آزمون چاو، برای  انتخاب از بین روش داده­های مشترک و روش اثرات ثابت انجام شد. نتایج حاصل از این آزمون در نگارۀ (11) ارائه ‌شده و بیانگر استفاده از روش اثرات ثابت است.

نگارۀ 11: آزمون چاو فرضیۀ سوم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

در مرحلۀ بعد، آزمون هاسمن انجام شد. هدف از انجام این آزمون تعیین وجود اثرات ثابت در داده­ها یا وجود اثرات تصادفی است. نتایج این آزمون در نگارۀ (12) ارائه‌ شده و لزوم استفاده از روش اثرات ثابت را نشان می­دهد.

نگارۀ 12: آزمون هاسمن فرضیۀ سوم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

با توجه به اینکه نتایج حاصل از آزمون چاو استفاده از اثرات ثابت و آزمون هاسمن نیز استفاده از اثرات ثابت را تأیید می­کند، دیگر نیازی به استفاده از آزمون بروش‌پاگان نیست و از روش اثرات ثابت استفاده شده است.

نگارۀ­ (13) خلاصه نتایج تحلیل رگرسیونی به روش اثرات ثابت، آزمون فرضیۀ سوم را نشان می­دهد. همان‌گونه که این نگاره نشان می‌دهد، بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد فروش شرکت‌ها رابطۀ منفی معناداری وجود دارد. همچنین متغیرهای کنترلی اندازه، سود تقسیمی و سودآوری شرکت با رشد فروش، رابطۀ معناداری دارند. با توجه به مقدار ضرایب، رابطۀ اندازه و سودآوری شرکت با رشد فروش مستقیم و رابطۀ سود تقسیمی شرکت با رشد فروش معکوس است. مقدار آماره F نشان‌ می‌دهد الگوی رگرسیون برازش‌شده معنادار است و تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و متغیرهای کنترلی با هم با رشد فروش شرکت‌ها رابطۀ معناداری دارند و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها حدود 14 درصد از تغییرات رشد فروش شرکت‌ها را توضیح می‌دهند. آماره دوربین واتسون 74/1 است که نشان‌دهندۀ عدم خود‌همبستگی خطاهاست.

نگارۀ 13: نتایج آزمون رگرسیون برای فرضیۀ سوم

فرضیۀ چهارم: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد قابل‌تحمل شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

H0: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد قابل‌تحمل شرکت رابطۀ معناداری وجود ندارد.

H1: بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد قابل‌تحمل شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد.

آزمون چاو، برای  انتخاب از بین روش داده­های مشترک و روش اثرات ثابت انجام شد. نتایج حاصل از این آزمون در نگارۀ (14) ارائه ‌شده و بیانگر استفاده از روش اثرات مشترک است.

نگارۀ 14: آزمون چاو فرضیۀ چهارم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

در مرحلۀ بعد، آزمون هاسمن انجام شد. هدف از انجام این آزمون تعیین وجود اثرات ثابت در داده­ها یا وجود اثرات تصادفی است. نتایج این آزمون در نگارۀ (15) ارائه‌ شده و لزوم استفاده از روش اثرات تصادفی را نشان می‌دهد.

نگارۀ15: آزمون هاسمن فرضیۀ چهارم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

با توجه به اینکه نتایج حاصل از آزمون چاو استفاده از اثرات مشترک و آزمون هاسمن استفاده از اثرات تصادفی را تأیید می­کند، برای انتخاب از بین این دو روش، آزمون بروش­پاگان اجرا شد. نتایج این آزمون به شرح مندرج در نگارۀ (16) است که لزوم استفاده از روش اثرات تصادفی را تأیید می­کند.

نگارۀ 16: آزمون بروش‌پاگان فرضیۀ چهارم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش

نگارۀ­ (17) خلاصۀ نتایج تحلیل رگرسیونی به روش اثرات تصادفی، آزمون فرضیۀ چهارم را نشان می­دهد. همان‌گونه که این نگاره نشان می‌دهد، متغیرهای کنترلی اندازه و سودآوری شرکت با رشد قابل‌تحمل، رابطۀ معناداری دارند، ولی شواهدی از وجود رابطه بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و رشد قابل‌تحمل شرکت‌ها مشاهده نشد. با توجه به مقدار ضرایب، رابطۀ اندازه و سودآوری شرکت با رشد قابل‌تحمل مستقیم است. مقدار آماره F نشان می‌دهد الگوی رگرسیون برازش‌شده معنادار است، همچنین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و متغیرهای کنترلی با هم با رشد قابل‌تحمل رابطۀ معناداری دارند و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها حدود 48 درصد از تغییرات رشد قابل‌تحمل شرکت‌ها را توضیح می‌دهند. آماره دوربین واتسون 27/2 است که نشان‌دهندۀ عدم خودهمبستگی خطاهاست.

نگارۀ 17: نتایج آزمون رگرسیون برای فرضیۀ چهارم

منبع: یافته‌‌‌های پژوهش