حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به عدم‌تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش

یکی از اهداف گزارشگری مالی، ارائۀ اطلاعاتی است که برای سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و دیگر کاربران فعلی و بالقوه در تصمیم‌گیری‌های مربوط به سرمایه‌گذاری و اعتباردهی و سایر تصمیم‌ها سودمند باشد. سودهای جاری و گذشتۀ شرکت از معیارهای مهمی‌اند که گروههای مزبور برای برآورد قدرت سودآوری شرکت، پیش‌بینی سودهای آینده و ریسک مربوط به آن و نیز ارزیابی عملکرد مدیریت استفاده می‌کنند [8]. سود متشکل از اقلام نقدی و تعهدی است و اقلام تعهدی سود تا حدود زیادی در کنترل مدیریت‌اند. مدیریت می‌تواند برای بهتر جلوه دادن عملکرد شرکت و افزایش قابلیت پیش‌بینی سودهای آینده به مدیریت سود اقدام کند؛ بدین منظور از مدیریت سود اقلام تعهدی یا مدیریت سود واقعی استفاده می‌کند [5].

مدیریت سود اقلام تعهدی ازطریق جزء اختیاری اقلام تعهدی انجام می‌شود. برای اندازه‌گیری اقلام تعهدی اختیاری از مدل‌ جونز تعدیل‌شده و مدل‌های مربوطه استفاده می‌شود. فرض اصلی این مدل‌ها این است که اقلام تعهدی تابعی از فعالیت‌های تجاری واقعی شرکت‌ها است و معیار فعالیت تجاری هر شرکت با فروش آن شرکت تعیین می‌شود؛ بنابراین، رابطه‌ای خطی بین تغییرات فروش و اقلام تعهدی فرض می‌شود [13]. بال [15] نشان داد تغییرات فروش دوره جاری و تغییرات مورد انتظار آتی بر اقلام تعهدی، اثر غیرخطی دارند؛ این اثر غیرخطی برآورد اقلام تعهدی اختیاری را با خطا مواجه می‌کند.

کولینز و همکاران [20] بیان کردند تغییرات فروش موجب تغییر در تصمیمات عملیاتی شرکت‌ها مانند تغییرات سیاست‌های اعتباری و موجودی کالا می‌شود و این تصمیمات عملیاتی، اثر نامتقارن غیرخطی بر اقلام تعهدی دارد. بنکر و همکاران [14] در پژوهش خود با بررسی اجزای اقلام تعهدی نشان دادند تصمیمات عملیاتی مرتبط با تغییرات فروش به اثر نامتقارن غیرخطی بر اقلام تعهدی منجر می‌شود و چون در مدل‌های برآورد اقلام تعهدی اختیار لحاظ نمی‌شود، به تورش غیرخطی در برآورد این اقلام منجر می‌شود. آنها نشان دادند این عدم تقارن برای اجزای اقلام تعهدی و درنتیجه، کل اقلام تعهدی از قاعدۀ محافظه‌کاری مطابق بال و شیواکومار [16] متفاوت است و با عدم تقارن عملیاتی سازگار است. مطابق محافظه‌کاری شرطی، اگر کاهش فروش، اخبار بد برای دارایی‌ها منتقل کند، به کاهش ارزش دارایی‌ها منجر می‌شود؛ در حالی‌ که افزایش فروش (یا هرگونه اخبار خوب) به افزایش ارزش بیشتر دارایی‌ها منجر نمی‌شود [16]. همچنین، مطابق محافظه‌کاری شرطی، مانند دارایی‌ها که می‌توانند کاهش ارزش داشته باشند، ارزش بدهی‌های جاری نمی‌تواند افزایش یابد. هزینۀ استهلاک نیز ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد؛ اما مطابق عدم تقارن عملیاتی، کاهش دارایی‌های جاری، بدهی‌های جاری و هزینۀ استهلاک در زمان کاهش فروش، کمتر از افزایش آنها در زمان افزایش فروش است.

با توجه به اینکه در پژوهش‌های ایران برای برآورد اقلام تعهدی از مدل‌هایی استفاده می‌شود که بین تغییرات فروش و اقلام تعهدی رابطه‌ای خطی مفروض است، پژوهش حاضر می‌کوشد با پیش‌بینی نحوۀ تغییر اقلام تعهدی نسبت به تغییرات فروش، افزوده‌هایی برای طراحی مدل‌های اقلام تعهدی داشته باشد. این مطالعه شواهدی ارائه می‌دهد که تغییرات فروش، رابطۀ خطی اقلام تعهدی و تغییر فروش را در مدل استاندارد اقلام تعهدی نقض می‌کند.

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

بخش عمده‌ای از مطالعات تجربی حسابداری مستلزم برآورد اقلام تعهدی اختیاری و غیراختیاری است. این مطالعات تنها به حوزۀ مدیریت سود محدود نمی‌شود و طیفی از موضوعات کلی مانند کیفیت سود، کیفیت حسابرسی، پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی، پیش‌بینی سود و غیره را شامل می‌شود. مدل‌های اقلام تعهدی، که به‌منظور برآورد اقلام تعهدی اختیاری در این مطالعات به کار گرفته می‌شوند، براساس برخی فرض‌های مبنایی ساخته می‌شوند. در صورت برقرارنشدن هر یک از این فرض‌ها، خطای سیستماتیک در برآورد اقلام تعهدی اختیاری افزایش می‌یابد [9].

در پژوهش‌های حسابداری برای کشف مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی از مدل‌های اقلام تعهدی اختیاری مانند مدل جونز و جونز تعدیل‌شدۀ دچو و همکاران [23] استفاده می‌شود؛ این مدل، مدل اقلام تعهدی استاندارد شناخته می‌شود. برخلاف مدل بازگشت به میانگین هیلی [26] و مدل گام تصادفی دی آنجلو [22] که فاقد متغیرهای تعیین‌کنندۀ اقلام تعهدی‌اند، اقلام تعهدی تابعی از تغییر فروش در دوره جاری‌اند. در این مدل‌ها فرض می‌شود اقلام تعهدی یک متغیر درون‌زا، تغییر فروش یک متغیر برون‌زا و رابطۀ اقلام تعهدی با تغییر فروش، رابطۀ خطی است. مسئلۀ تحقیق حاضر، انجام یک پژوهش دربارۀ این فرض‌ مبنایی است که می‌تواند به نقض در برآورد جزء اختیاری اقلام تعهدی بیانجامد. با توجه به اینکه تصریح صحیح مدل‌های اقلام تعهدی اختیاری نقش با اهمیتی در برآورد جزء اختیاری اقلام تعهدی دارد، پژوهشگران مختلفی مانند بال [15]، کولینز و همکاران [20] و بنکر و همکاران [14] به اصلاح این مدل‌ها پرداختند. یافته‌های پژوهش این محققان نشان می‌دهند تغییرات فروش، اثر غیرخطی بر اقلام تعهدی دارند.

کولینز و همکاران [20] نشان دادند تغییرات فروش موجب تغییر در تصمیمات عملیاتی شرکت‌ها می‌شوند و درنتیجه، بر اقلام تعهدی اثر نامتقارن غیرخطی می‌گذارند. مدل‌های از نوع جونز فرض می‌کنند تغییرات فروش و اقلام تعهدی رابطۀ خطی دارند؛ به همین دلیل، غیرخطی‌بودن تغییرات فروش را در مدل‌های خود مدنظر قرار نمی‌دهند و این مدل‌ها متحمل تورش غیرخطی در برآوردهای اقلام تعهدی اختیاری می‌شوند.

بنکر و همکاران [14] بیان کردند تغییرات فروش، اثر نامتقارن بر تصمیمات عملیاتی مرتبط با اجزای اصلی اقلام تعهدی، یعنی حساب‌های دریافتنی، موجودی کالا، حساب‌های پرداختنی و استهلاک دارند. هنگام کاهش‌یافتن تقاضا احتمال دارد مدیران برای تحریک فروش، اعطای سیاست اعتباری را تسهیل کنند. هنگامی که تقاضا افزایش می‌یابد، بعید است آنها سیاست اعتباری سختگیرانه در پیش گیرند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش حساب‌های دریافتنی در دورۀ کاهش فروش از افزایش حساب‌های دریافتنی در دورۀ افزایش فروش، کمتر است و عدم تقارن عملیاتی در دریافتنی‌های تجاری ایجاد می‌شود.

مدیران سطح موجودی کالا را با توجه به تقاضای آتی مورد انتظار انتخاب می‌کنند [18]. هنگام کاهش‌یافتن تقاضا آنها به احتمال زیاد موجودی‌های مازاد نگهداری می‌کنند؛ زیرا تقاضا ممکن است در آیندۀ نزدیک به حالت قبل برگردد. مدیران نیز در صورت کاهش دایمی تقاضا ممکن است ترجیح دهند برای جلوگیری از زیان بیشتر، به‌تدریج موجودی کالا را کاهش دهند. در مقابل، زمانی که تقاضا افزایش می‌یابد، مدیران برای جلوگیری از خالی‌شدن انبار به افزایش سریع موجودی کالا نیاز دارند. این امر به عدم تقارن در تنظیم موجودی کالای برنامه‌ریزی‌شده منجر می‌شود. همچنین، تغییرات غیرمنتظرۀ تقاضا اثر نامتقارن دارد. تکانۀ منفی تقاضا، موجودی‌های فروش‌نرفته را افزایش می‌دهد؛ در حالی‌ که تکانۀ مثبت تقاضا نمی‌تواند موجودی را به زیر صفر کاهش دهد؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش موجودی مواد و کالا در دورۀ کاهش فروش از افزایش موجودی مواد و کالا در دورۀ افزایش فروش، کمتر است و عدم تقارن عملیاتی در موجودی مواد و کالا ایجاد می‌شود [15].

هنگام خریداری مواد و کالا به‌صورت نسیه، پرداختنی‌های تجاری ایجاد می‌شوند. هنگام کاهش‌یافتن فروش، شرکت‌ها به احتمال زیاد، در بحران نقدینگی قرار می‌گیرند؛ بنابراین، مدیران ممکن است پرداخت به عرضه‌کنندگان را به تعویق اندازند تا بحران نقدینگی را کاهش دهند؛ برای مثال، مدیران می‌توانند از تخفیفات نقدی خرید، چشم‌پوشی و برای تمدید پرداخت بدهی خود با عرضه‌کنندگان مذاکره کنند. در مقابل، هنگام افزایش‌یافتن فروش، مدیران بعید است زودتر از موعد به عرضه‌کنندگان وجه نقدی پرداخت کنند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش حساب‌های پرداختنی در دوره کاهش فروش، از افزایش حساب‌های پرداختنی در دوره افزایش فروش، کمتر است و عدم تقارن عملیاتی در پرداختنی‌های تجاری به وجود می‌آید [21].

هنگامی که تقاضا کاهش می‌یابد، مدیران برخی از اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات بدون استفاده را حفظ می‌کنند تا از هزینه‌های تعدیل منابع مانند هزینه‌ها و زیان‌های مربوط به فروش سریع اینگونه دارایی‌ها در دوره جاری و هزینه‌های آتی مورد انتظار برای خرید مجدد آنها بپرهیزند. هنگام افزایش‌یافتن تقاضا مدیران به افزایش کافی اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات نیاز دارند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، کاهش هزینۀ استهلاک در دوره کاهش فروش، از افزایش هزینۀ استهلاک در دوره افزایش فروش، کمتر است. متغیر ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات در مدل جونز تعدیل‌شده تا حدی این اثر نامتقارن را کنترل می‌کند؛ اما تغییرات تقاضا به احتمال زیاد اثر بیشتری بر تعدیل دارایی‌های با عمر کوتاه‌تر مانند وسایل نقلیه و تجهیزات تولید نسبت به دارایی‌های با عمر بلندتر مانند ساختمان دارند. دارایی‌های با عمر کوتاه‌تر، استهلاک بیشتری در هر ریال از خالص ارزش دفتری دارند؛ بنابراین، تغییرات فروش به احتمال زیاد، اثر نامتقارن بر هزینۀ استهلاک، حتی پس از کنترل خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات دارند [13].

اقلام تعهدی شامل تغییر در دارایی‌های جاری منهای تغییر در بدهی‌های جاری و استهلاک‌اند؛ بنابراین، عدم تقارن برای اقلام تعهدی وابسته به اندازۀ نسبی عدم تقارن اجزای آن است. بنکر و همکاران [14] بیان کردند عدم تقارن برای بدهی‌های جاری، بیشتر از عدم تقارن دارایی‌های جاری است. همان‌طور که بیان شد عدم تقارن بدهی‌های جاری، زمانی به وجود می‌آید که مدیران پرداخت‌های به عرضه‌کنندگان را در دوره کاهش فروش به تأخیر می‌اندازند تا خروجی وجه نقد جاری را کاهش دهند. عدم تقارن دارایی‌های جاری زمانی به‌وجود می‌آید که مدیران در طول دوره کاهش فروش، مواد و کالا خریداری و سیاست‌های اعتباری را تسهیل می‌کنند؛ درنتیجه، وجوه نقد را در دوره جاری مصرف می‌کنند تا جریان‌های ورودی آتی وجه نقد ایجاد کنند. مدیران ترجیح می‌دهند از کاهش زیاد در جریان نقدی عملیاتی جاری اجتناب کنند؛ بنابراین، به احتمال زیاد، در زمان کاهش فروش، سیاست‌های عملیاتی وابسته به عدم تقارن بیشتر را در بدهی‌های جاری انتخاب می‌کنند تا وجه نقد عملیاتی کمتری مصرف کنند. همچنین مدیران، سیاست‌های عملیاتی مربوط به عدم تقارن کمتر را در دارایی‌های جاری انتخاب می‌کنند؛ زیرا موجب کاهش کمتر در وجه نقد عملیاتی جاری می‌شود. چون عدم تقارن در بدهی‌های جاری، با علامت منفی وارد اقلام تعهدی می‌شود (و استهلاک اثر مشابه دارد)، جهت عدم تقارن برای کل اقلام تعهدی برعکس اجزای آن می‌شود؛ یعنی کل اقلام تعهدی، به احتمال زیادتر، به کاهش فروش، حساس‌تر از افزایش فروش است و به عدم تقارن عملیاتی در اقلام تعهدی منجر می‌شود.

محافظه‌کاری، یکی از مهم‌ترین میثاق‌های محدودکنندۀ حسابداری به‌شمار می‌رود که بر اعمال احتیاط در شناسایی و اندازه‌گیری درآمدها و دارایی‌ها دلالت دارد. بدون تردید محافظه‌کاری جایگاه بسیار مهمی در باورهای حسابداران دارد؛ به گونه‌ای که حتی عده‌ای آن را اصل حسابداری هم می‌نامند. باسو [17] محافظه‌کاری را تمایل حسابداران به الزام درجه بالاتری از تأییدپذیری برای شناسایی اخبار خوشایند (سود) نسبت به شناسایی اخبار ناخوشایند (زیان‌) تفسیر می‌کند و آن را محافظه‌کاری شرطی یا وابسته به اخبار می‌نامد. این نوع از محافظه‌کاری بیشتر بر سود و زیان اثرگذار است. بر اساس این نوع محافظه‌کاری در اثر اخبار ناخوشایند ارزش دفتری دارایی‌ها کاهش پیدا می‌کند؛ در حالی ‌که برای افزایش دارایی‌ها به اخبار خوشایندی با قابلیت تأیید بسیار بیشتر نیاز است؛ برای مثال، شناسایی زیان‌های برآوردی در پیمانکاری و شناسایی‌نشدن سود حتی در صورت محتمل‌بودن ورود منافع اقتصادی به درون واحد تجاری، قاعدۀ اقل بهای تمام‌شده یا خالص ارزش فروش، حذف سرقفلی درنتیجۀ آزمون کاهش ارزش و شناسایی نامتقارن زیان‌های احتمالی در مقابل سودهای احتمالی از این نوع محافظه‌کاری هستند [19].

بال و شیواکومار [16] برای نخستین‌بار نقش اقلام تعهدی را در عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان‌ بررسی کردند. عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان بدین معناست که شرکت‌ها به محض دریافت اخبار بد، ارزش دفتری خالص دارایی‌های خود را کاهش می‌دهند؛ این در حالی است که در صورت دریافت اخبار خوب، ارزش دفتری خالص دارایی‌ها را افزایش نخواهند داد. عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان موجب می‌شود اقلام تعهدی نسبت به جریان‌های نقدی زودتر تحقق پیدا کنند و همین امر نوعی عدم تقارن بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی به وجود می‌آورد. نقش اقلام تعهدی در شناسایی به موقع سود و زیان در مقایسه با نقش آن در کاهش نوسان، عامل همبستگی بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی عملیاتی دوره جاری است. علت آن است که بهبود در جریان نقدی دوره جاری یک دارایی، رابطۀ مثبتی با بهبود در جریان نقدی مورد انتظار آتی آن دارد. بال و شیواکومار [16] با تمرکز بر کل اقلام تعهدی بیان کردند مدل جونز تعدیل‌شده به دلیل کنترل‌نشدن محافظه‌کاری شرطی، اشتباه تصریح شده است؛ اما بنکر و همکاران [14] با تمرکز بر اجزای اقلام تعهدی نشان دادند مدل جونز تعدیل‌شده در درجه اول به عدم تقارن عملیاتی ناشی از تغییرات فروش مربوط است نه محافظه‌کاری.

دلیل بنکر و همکاران [14] این است که مطابق محافظه‌کاری شرطی، ارزش دفتری دارایی‌ها باید در طول دوره کاهش فروش، بیشتر کاهش یابد؛ اما مطابق عدم تقارن عملیاتی، کاهش اقلام تعهدی دارایی‌های جاری در زمان کاهش فروش، از افزایش این اقلام در زمان افزایش فروش کمتر است که برخلاف قاعدۀ محافظه‌کاری است. علاوه بر این، در حالی که مطابق محافظه‌کاری، دارایی‌های جاری می‌توانند کاهش ارزش داشته باشند، بدهی‌های جاری نمی‌توانند افزایش ارزش داشته باشند؛ ازاین‌رو، بعید است بدهی‌های جاری، محافظه‌کاری شرطی را نشان دهند. هزینۀ استهلاک، دارایی‌های بلندمدتی را منعکس می‌کند که می‌توانند از محافظه‌کاری تأثیر بگیرند؛ اما محافظه‌کاری برای این دارایی‌ها به شکل کاهش ارزش دارایی آشکار می‌شود که در اقلام خاص قرار می‌گیرد و ازطریق هزینۀ استهلاک جریان نمی‌یابد؛ بنابراین، بعید است عدم تقارن استهلاک، محافظه‌کاری را منعکس کند.

بنکر و همکاران [14] در پژوهش خود نشان دادند مدل‌های خطی برآورد اقلام تعهدی مانند مدل جونز، مدل جونز تعدیل‌شده و مدل کوتاری به دلیل خطی فرض کردن تغییرات فروش دارای تورش غیرخطی (نامتقارن) بوده‌اند و به استنباط‌های اشتباه در پژوهش‌های مدیریت سود منجر می‌شوند. آنها ابتدا دریافتند حساسیت اقلام تعهدی و اجزای آن نسبت به تغییرات فروش، نامتقارن است و این عدم تقارن ناشی از تصمیمات عملیاتی مدیران در زمان تغییرات فروش است و از عدم تقارن ناشی از محافظه‌کاری شرطی بال و شیواکومار متفاوت است. سپس این پژوهشگران از تصریح اسپلاین^[1] غیرخطی برای کنترل اثر غیرخطی تغییرات فروش، استفاده و مدل غیرخطی برآورد اقلام تعهدی اختیاری را ایجاد کردند. نتایج این پژوهش نشان دادند مدل غیرخطی ارائه‌شده، تورش غیرخطی را به‌طور چشمگیری کاهش می‌دهد و خطاهای نوع اول را بدون کاهش قدرت آزمون، بهبود می‌بخشد.

کولینز و همکاران [20] در پژوهش خود نشان دادند رابطه بین اقلام تعهدی سه ماهه و رشد فروش گذشته و رشد فروش آینده، غیرخطی است. کنترل‌نشدن اثرات رشد شرکت و عملکرد بر اقلام تعهدی غیراختیاری به افزایش بسیار زیاد در خطای نوع اول در آزمون‌های مدیریت سود منجر می‌شود؛ بنابراین، در مدل ارائه‌شده از این پژوهشگران، متغیرهای سه ماهه بازده دارایی‌ها، رشد فروش و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار ابتدای دوره به مدل جونز تعدیل‌شده اضافه شدند. نتایج آنها نشان دادند این مدل نسبت به سایر مدل‌ها خطای نوع اول کمتر و قدرت آزمون بیشتری دارد.

گارسیا و همکاران [24] تأثیر محافظه‌کاری را بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت واقعی سود بررسی کردند. نتایج آنها نشان دادند محافظه‌کاری بیشتر باعث کاهش مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و افزایش مدیریت واقعی سود می‌شود.

پای [29] در پژوهش خود تأثیر اقلام تعهدی اختیاری را بر محافظه‌کاری بررسی کرد. نتایج این پژوهش حاکی از آن است که محافظه‌کاری شرطی ناشی از اقلام تعهدی، عمدتاً به دلیل اقلام تعهدی اختیاری است. همچنین رابطۀ منفی بین محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی عمدتاً انتساب‌پذیر به اقلام تعهدی اختیاری است. به‌علاوه، یافته‌های این پژوهش مؤید آن است که شرکت‌های دارای اهرم بالاتر، اساساً به سبب وجود اقلام تعهدی اختیاری، محافظه‌کاری بیشتری را نشان می‌دهند.

بال و شیواکومار [16] در پژوهش خود نشان دادند مدل‌های اقلام تعهدی را می‌توان علاوه بر حل مسئله زمان‌بندی و تطابق جریان‌های نقدی سرمایه در گردش، با در نظر گرفتن نقش حسابداری تعهدی در شناسایی به‌موقع سود و زیان‌ بهبود بخشید.

کوتاری و همکاران [28] در پژوهش خود با اضافه‌کردن بازده دارایی‌ها به مدل جونز تعدیل‌شده دریافتند وجود بازده دارایی‌ها در مدل رگرسیون، اقلام تعهدی اختیاری را در مقایسه با مدل جونز و مدل جونز تعدیل‌شده کاهش می‌دهد.

پنمن و ژانگ [30] در پژوهش خود نشان دادند حسابداری محافظه‌کارانه به معنای اتخاذ روش‌های حسابداری است که به‌طور مستمر ارزش خالص دارایی‌ها را کمتر از واقع نشان می‌دهد. مجموع این روش‌ها موجب پایین‌آمدن سود و ایجاد ذخایر پنهان می‌شوند. به نظر آنها هر قدر در ارائۀ سود حسابداری از روش‌های محافظه‌کارانه‌تری استفاده شده باشد، کیفیت سود، پایین خواهد بود.

گیولی و هاین [25] در پژوهش خود از اقلام تعهدی اختیاری برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری استفاده کردند. این پژوهشگران با بررسی انباشت این اقلام طی دوره‌های بررسی‌شده و مشاهده اینکه با گذشت زمان اقلام تعهدی اختیاری انباشته، منفی و منفی‌تر شده‌اند، نتیجه گرفتند با گذشت زمان، محافظه‌کاری بیشتر و بیشتر شده است. این بدان معناست که در طول زمان مدیران روش‌هایی را انتخاب کرده‌اند که به حداقل‌شدن سود انباشته منجر شده است.

باسو [17] در پژوهش خود بیان کردند انعکاس محافظه‌کاری ازطریق اقلام تعهدی به تفاوت‌های قابل پیش‌بینی در ویژگی‌های جریان‌های نقدی و اقلام تعهدی منجر می‌شود. همچنین، نتایج پژوهش نشان می‌دهند به‌موقع‌بودن سود بر اثر شناسایی به‌موقع‌تر اخبار بد ازطریق اقلام تعهدی است؛ با این‌حال، اقلام تعهدی، اخبار خوب را به‌موقع‌تر از جریان‌های نقدی شناسایی نمی‌کنند.

دچوو همکاران [23] مدل جونز تعدیل‌شده را ارائه کردند. این مدل شکل گسترش‌یافتۀ مدل جونز است. در مدل جونز فرض می‌شود درآمد فروش به‌تمامی غیر‌اختیاری است. این در حالی است که مدیران می‌توانند با اتخاد سیاست‌های اعتباری، فروش نسیه را افزایش و درنتیجه، سود را افزایش دهند. برای رفع این مشکل، این پژوهشگران با کسرکردن تغییرات در حساب‌های دریافتنی از تغییرات درآمد فروش، مدل تعدیل‌شده‌ۀ جونز را برای اندازه‌گیری مدیریت سود پیشنهاد دادند.

جونز [27] یکی از مدل‌های پایه‌ای پژوهش‌های مربوط به کشف مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری را ارائه کرد. فرض اصلی مدل جونز این است که اقلام تعهدی تابعی از فعالیت‌های تجاری واقعی شرکت‌ها است و معیار فعالیت تجاری هر شرکت با فروش آن شرکت تعیین می‌شود. او در مدل خود فرض کرد اقلام تعهدی اختیاری در طول زمان ثابت‌اند و درآمد فروش به‌تمامی غیراختیاری است؛ بنابراین، برای محاسبۀ اقلام تعهدی اختیاری کافی است که از مجموع اقلام تعهدی، اقلام تعهدی غیراختیاری کسر شوند؛ بنابراین، در این مدل، ارتباط مجموع اقلام تعهدی برای یک دوره زمانی مشخص با متغیرهای فروش و اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات برآورد می‌شود.

احمدی و همکاران [1] در پژوهش خود با عنوان «تأثیر مدیریت سود بر رابطۀ میان خطای پیش‌بینی سود و محافظه‌کاری حسابداری» نشان دادند رابطۀ معناداری میان خطای پیش‌بینی سود و محافظه‌کاری حسابداری در مدیریت سود واقعی وجود دارد. همچنین، نتایج این پژوهش رابطۀ معنادار میان خطای پیش‌بینی سود و محافظه‌کاری حسابداری در مدیریت سود تعهدی را تأیید می‌‌کند.

قربانی و همکاران [9] در پژوهشی با عنوان «شواهدی از الگوی تغییر خطی تکه‌ای اقلام تعهدی و ریشه‌های اقتصادی آن» به بررسی تبعیت اقلام تعهدی عادی و اجزای آن از یک مدل خطی تکه‌ای نسبت به تغییر فروش پرداختند. شواهد پژوهش آنها نشان می‌دهد هنگام کاهش‌یافتن فروش، متعاقب افزایش بدهی‌های جاری عملیاتی، رشد اقلام تعهدی منفی سرمایه در گردش سریع‌تر از آهنگ تغییر مورد انتظار آن است.

اسدی و همکاران [2] در پژوهش خود به بررسی تأثیر محافظه‌کاری بر پایداری اقلام تعهدی و اجزای آن پرداختند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که محافظه‌کاری تأثیری منفی بر پایداری کل اقلام تعهدی دارد؛ اما تأثیر معناداری بر پایداری اجزای اقلام تعهدی ندارد.

کامیابی و نورعلی [10] در پژوهشی با عنوان «اثر میانجی محافظه‌کاری حسابداری بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعات و مدیریت سود» نشان دادند محافظه‌کاری تأثیر عدم تقارن اطلاعاتی بر مدیریت سود را خنثی می‌کند. به عبارت دیگر، محافظه‌کاری اثر تعدیل‌کنندگی کاملی بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعات و مدیریت سود دارد.

اعتمادی و فرج‌زاده [3] در پژوهش خود نشان دادند مدیریت سود، صرف‌نظر از جهت آن باعث افزایش محافظه‌کاری می‌شود. شرکت‌هایی که به مدیریت سود کاهشی اقدام می‌کنند، سود محافطه‌کارانه‌تری را گزارش می‌کنند که نشان‌دهندۀ بیش‌محافظه‌کاری است. علاوه بر این، یافته‌های پژوهش آنها نشان دادند شرکت‌هایی که با اقلام تعهدی مثبت به مدیریت سود افزایشی مبادرت می‌ورزند، محافظه‌کاری کمتری را در گزارشگری خود اعمال می‌کنند.

مهرانی و همکاران [12] به بررسی رابطه بین اقلام تعهدی غیرمنتظره و محافظه‌کاری پرداختند. آنها از دو مدل جونز و جونز تعدیل‌شده برای تفیکیک اقلام تعهدی به دو جزء منتظره و غیرمنتظره استفاده کردند. نتایج نشان می‌دهند اقلام تعهدی منتظره حاصل از مدل جونز تعدیل‌شده، رابطۀ مثبت و معناداری با محافظه‌کاری دارند؛ اما نتیجۀ معناداری دربارۀ تأثیر اقلام تعهدی غیرمنتظره حاصل از مدل جونز تعدیل‌شده بر محافظه‌کاری مشاهده نمی‌شود.

مهرانی و همکاران [11] عدم تقارن زمانی در سود حسابداری و رابطۀ آن با اقلام تعهدی را بررسی کردند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که سود حسابداری نسبت به بازده منفی سهام حساس‌تر از بازده مثبت سهام است؛ بنابراین، سود حسابداری محافظه‌کارانه است و حدود 78 درصد از محافظه‌کاری در سود حسابداری با اقلام تعهدی سود توضیح داده می‌شود.

رضازاده و آزاد [7] به بررسی رابطۀ عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران و میزان محافظه‌کاری در گزارشگری مالی پرداختند. نتایج پژوهش بیان‌کنندۀ وجود رابطۀ مثبت و معنادار میان عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران و سطح محافظه‌کاری اعمال‌شده در صورت‌های مالی‌اند. همچنین، نتایج پژوهش نشان می‌دهند تغییر عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران موجب تغییر در سطح محافظه‌کاری می‌شود.

فرضیه‌های پژوهش

با توجه به مبانی نظری و ادبیات موضوع، فرضیه‌های این پژوهش به شرح زیر صورت‌بندی شده‌اند:

فرضیه 1: دریافتنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 2: موجودی مواد و کالا به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 3: پرداختنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 4: هزینۀ استهلاک به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد.

فرضیه 5: اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد.

روش پژوهش

با توجه به اینکه نتایج حاصل از این پژوهش در فرایند تصمیم‌گیری استفاده می‌شود، این پژوهش از لحاظ هدف، کاربردی است. همچنین، با توجه به اینکه به دنبال ارزیابی ارتباط بین دو یا چند متغیر است، ازنظر ماهیت توصیفی - همبستگی است. برای جمع‌آوری مبانی نظری و متون موضوع پژوهش از روش کتابخانه‌ای و به‌منظور آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوی رگرسیونی چندگانه با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. داده‌های مورد نیاز و اطلاعات مالی به روش اسنادکاوی و با مراجعه به‌صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین، جمع‌آوری شدند و برای جمع‌بندی و انجام محاسبات و تجزیه‌وتحلیل آنها از نرم‌افزاهای اکسل، ایویوز نسخه 10 استفاده شده است.

جامعۀ آماری این پژوهش، کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره‌ی زمانی 1387 الی 1397 است. به روش نمونه‌گیری حذفی سیستماتیک، تعدادی از شرکت‌های جامعۀ مدنظر پژوهش، از بین شرکت‌های مطالعه‌شده حذف شده‌اند. بدین‌منظور کلیۀ شرکت‌های حائز شرایط زیر به‌عنوان نمونه انتخاب شدند:

1. جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشد.

2. معاملات سهام شرکت طی دوره پژوهش بیش از سه ماه در بورس اوراق بهادار متوقف نباشد.

3. به‌منظور مقایسه‌پذیر بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند ماه باشد.

4. در طول قلمرو زمانی پژوهش، تغییر سال مالی نداشته باشند.

5. کلیۀ داده‌های مورد نیاز پژوهش برای شرکت‌های بررسی‌شده موجود باشد.

براساس شرایط و محدودیت‌های گفته‌شده از بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در مجموع 180 شرکت انتخاب شدند.

اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش

متغیرهای به‌کاررفته در این پژوهش سه نوع‌اند: متغیر وابسته، متغیر مستقل و متغیر کنترلی که در ادامه نحوۀ اندازه‌گیری آنها بیان شده است.

متغیرهای وابسته

متغیرهای وابسته پژوهش، اقلام تعهدی و اجزای اقلام تعهدی‌اند که با استفاده از رویکرد ترازنامه‌ای به شرح رابطه (1) اندازه‌گیری می‌شوند.

ΔCA_i,t: تغییر در دارایی‌های جاری به جز وجه نقد شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔCL_i,t: تغییر در بدهی‌های جاری (پس از کسر حصه جاری بدهی‌های بلند مدت) شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

DP_i,t: هزینۀ استهلاک شرکت i در سال t

تغییر در دارایی‌های جاری به جز وجه نقد (ΔCA) براساس رابطه (2) به شرح زیر محاسبه می‌شود:

ΔAR_i,t: تغییر در حساب‌ها و اسناد دریافتنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔINV_i,t: تغییر در موجودی کالا شرکت i در سال t نسبت سال t-1

ΔOCA_i,t: تغییر در سایر دارایی‌های جاری شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

تغییر در بدهی‌های جاری براساس رابطه (3) به شرح زیر محاسبه می‌شود:

ΔAP_i,t: تغییر در حساب‌های پرداختنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔTXP_i,t: تغییر در مالیات بر درآمد پرداختنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔOCL_i,t: تغییر در سایر بدهی‌های جاری شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

متغیر مستقل

متغیر مستقل در این پژوهش، تغییرات نقدی فروش است که از تفاوت بین تغییرات فروش و تغییرات دریافتنی‌های تجاری (Δ𝑆𝐴𝐿𝐸𝑆−Δ𝐴𝑅) به‌ دست می‌آید. به‌منظور بررسی عدم تقارن تغییرات فروش، مطابق پژوهش بنکر و همکاران [14]، متغیر مجازی تغییرات فروش (DEC) در تعامل با این متغیر مستقل قرار می‌گیرد. اگر فروش در سال t کاهش یافته باشد، متغیر مجازی تغییرات فروش (DEC) عدد یک و در غیر این‌ صورت، عدد صفر را اختیار می‌کند.

متغیرهای کنترلی

متغیرهای کنترلی این پژوهش شامل معکوس کل دارایی‌های دوره قبل (1/ASSETS_t-1)، ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات (PPE) و جریان‌‌های نقدی عملیاتی (OCF) هستند. همچنین، متغیر مجازی علامت جریان نقدی عملیاتی (DOCF) در تعامل با متغیر جریان‌های نقدی عملیاتی قرار می‌گیرد. اگر جریان‌های نقدی عملیاتی در سال t منفی باشد، عدد 1 و در غیر این‌ صورت، عدد صفر را اختیار می‌کند.

کلیۀ متغیرهای پژوهش با استفاده از دارایی‌های پایان دوره قبل (ASSETS_t-1) هم‌مقیاس شده‌اند.

الگوی استفاده‌شده برای آزمون فرضیه‌ها

در این مطالعه براساس پژوهش بنکر و همکاران [14] از الگوهای رگرسیون چندگانه با داده‌های ترکیبی استفاده شده است. مدل بنکر و همکاران [14]، مدل بسط داده شدۀ تعدیل‌شدۀ جونز [28] است. بدین‌ منظور برای بررسی عدم تقارن تغییرات فروش، متغیر مجازی تغییرات فروش به مدل تعدیل‌شدۀ جونز اضافه شده است. برای آزمون فرضیه‌های اول تا پنجم، از الگوی رگرسیونی به شرح رابطه (4) استفاده شده است:

که در این الگو:

DepVar_i,t: کل اقلام تعهدی و اجزای اقلام تعهدی شرکت i در سال t

ASSETS_i,t-1: کل دارایی‌های شرکت i در سال t-1

PPE_i,t: ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t

ΔSALES_i,t: تغییرات فروش شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

ΔAR_i,t: تغییر در حساب‌ها و اسناد دریافتنی شرکت i در سال t نسبت به سال t-1

DEC_i,t: متغیر مجازی تغییرات فروش؛ به‌ طوری که برای کاهش فروش عدد یک و در غیر این ‌صورت، برابر عدد صفر است.

Year Effects: متغیر ساختگی سال

Industry Effects: متغیر ساختگی صنعت

در این الگو، ضریب β₄ اثر عدم تقارن کاهش فروش را نشان می‌دهد. برای اجزای اقلام تعهدی، پیش‌بینی می‌شود ضریب β₄ منفی و معنی‌دار و برای اقلام تعهدی، مثبت و معنی‌دار باشد. همچنین، پیش‌بینی می‌شود ضریب β₃ برای اقلام تعهدی و اجزای آن مثبت و معنادار باشد. سپس برای اندازه‌گیری میزان عدم تقارن، دو ضریب β₄ و β₃ با هم مقایسه خواهند شد. اختلاف بین این دو ضریب نشان‌دهندۀ قدرت عدم تقارن است.

به‌منظور بررسی بیشتر، مبنی بر اینکه عدم تقارن اقلام تعهدی و اجزای آن ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد، از رابطه (5) استفاده شده است. بدین منظور، متغیر کنترلی محافظه‌کاری شرطی بال و شواکومار [16] یعنی جریان‌های نقدی عملیاتی (OCF) به رابطه‌ (4) اضافه می‌شود:

که در این الگو:

OCF_i,t: جریان‌های نقدی عملیاتی شرکت i در سال t

DOCF_i,t: متغیر مجازی علامت جریان‌های نقدی عملیاتی؛ به‌ طوری که برای جریان‌های نقدی عملیاتی منفی، عدد یک و در غیر این‌ صورت، برابر عدد صفر است.

سایر متغیرها در ذیل رابطه‌ (4) تعریف شده‌اند.

در رابطه (5)، ضریب β₄ اثر عدم تقارن کاهش فروش را نشان می‌دهد. برای اجزای اقلام تعهدی، پیش‌بینی می‌شود ضریب β₄ منفی و معنی‌دار و برای اقلام تعهدی، مثبت و معنی‌دار باشد. همچنین پیش‌بینی می‌شود ضریب β₃ برای اقلام تعهدی و اجزای آن مثبت و معنادار باشد.

یافته‌های پژوهش

در این قسمت، ابتدا آمار توصیفی و سپس نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها ارائه می‌شوند:

آمار توصیفی

پس از جمع‌آوری داده‌ها و محاسبۀ متغیرهای پژوهش، شاخص‌های توصیفی هر متغیر به‌صورت مجزا محاسبه شدند. این شاخص‌ها شامل اطلاعات مربوط به شاخص‌های مرکزی و پراکندگی‌اند که در نگاره (1) نشان داده شده‌‌اند.

نگاره 1. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

میانگین به‌عنوان نقطۀ تعادل و مرکز ثقل یک توزیع آماری، یکی از شاخص‌های مرکزی مناسب برای نشان‌دادن مرکزیت داده‌هاست؛ برای مثال، مقدار میانگین برای متغیر مستقل تغییرات نقدی فروش 020/0 است و بدین معناست که بیشتر داده‌ها حول این مقدار تمرکز یافته‌اند. میانه یک توزیع آماری دیگر از شاخص‌های مرکزی توصیف‌کنندۀ وضعیت نمونه است. با توجه به نگاره (1)، میانۀ متغیر وابستۀ اقلام تعهدی برابر 017/0- است که نشان می‌دهد نیمی از داده‌ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدارند. انحراف معیار، یکی از مهم‌ترین شاخص‌های پراکندگی است که میزان پراکندگی داده‌ها از میانگین را اندازه‌گیری می‌کند. مقدار این شاخص برای متغیر تغییرات نقدی فروش برابر 37/0 و برای متغیر تغییرات در سایر بدهی‌های جاری برابر 017/0 است که به ترتیب نشان‌دهندۀ بیشترین و کمترین میزان پراکندگی هستند. همچنین، شایان ذکر است به‌منظور اجتناب از تأثیر داده‌های پرت بر نتایج پژوهش، کلیۀ داده‌های پرت متغیرها برای مشاهدات کمتر از صدک اول و بزرگ‌تر از صدک 99 حذف شده‌اند.

نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش                                                    

به‌منظور کارایی بیشتر و انسجام نتایج در برآورد شاخص‌های الگوی رگرسیونی، مواردی چون همسانی واریانس و عدم خودهمبستگی بررسی شده‌اند. برای بررسی ناهمسانی واریانس از آزمون نسبت راست‌نمایی و به‌منظور تشخیص خودهمبستگی از آزمون خودهمبستگی سریالی وولدریج[2] استفاده شده است. سپس با توجه به اینکه کلیۀ الگوهای پژوهش دارای ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی هستند، برای رفع این دو مشکل، الگوهای مربوطه با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) برآورد شده‌اند. با توجه به اینکه برای کنترل اثر تغییرات سال و صنعت از متغیرهای ساختگی سال و صنعت استفاده شده است، لزومی به انجام آزمون‌های انتخاب نوع داده‌ها (شامل رویکرد تلفیقی، اثرات ثابت و اثرات تصادفی) برای برآورد مدل نیست [3].

نتایج آزمون فرضیۀ‌ اول تا پنجم

نتایج آزمون فرضیه‌های اول تا پنجم در نگاره (2) ارائه شده‌اند.

برای بررسی معناداری کلی مدل رگرسیون از آزمون F فیشر استفاده شده است. با توجه به احتمال آماره F بیان می‌شود تمامی الگوها از لحاظ آماری معنادارند.

 فرضیۀ اول بدین صورت بیان شد که دریافتنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارند. ضریب 𝛽₄ اثر نامتقارن کاهش فروش را نشان می‌دهد. با توجه به نتایج مندرج در نگاره (2)، ضریب 𝛽₃ و 𝛽₄ برای دریافتنی‌های تجاری (ΔAR) به‌ترتیب 13/0 و 085/0- است که نشان می‌دهد دریافتنی‌های تجاری به‌ازای هر واحد افزایش فروش 13/0 واحد افزایش اما در زمان کاهش فروش تنها 045/0 (085/0-13/0) واحد کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر، کاهش دریافتنی‌های تجاری در زمان کاهش فروش 65 درصد (13/0 ÷ 085/0) ضعیف‌تر از افزایش دریافتنی‌های تجاری در زمان افزایش فروش است. همچنین با توجه به نتایج آزمون والد، فرض برابری 𝛽₄= 𝛽₃رد می‌شود و تفاوت معنادار بین این ضرایب وجود دارد. با این تفاسیر، می‌توان نتیجه گرفت دریافتنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارند و فرضیۀ اول با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

فرضیۀ دوم بدین صورت تدوین شده است که موجودی مواد و کالا به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد. با توجه به نگاره (2)، ضریب 𝛽₃ و 𝛽₄ برای موجودی کالا (ΔINV) به‌ترتیب 079/0 و 039/0- است. این بدین معناست که موجودی مواد و کالا به‌ازای هر واحد افزایش فروش، 079/0 واحد افزایش و به‌ازای هر واحد کاهش فروش، 04/0 (039/0-079/0) واحد کاهش می‌یابد که نشان می‌دهد کاهش موجودی کالا در زمان کاهش فروش، 49 درصد ضعیف‌تر از افزایش موجودی‌ کالا در زمان افزایش فروش است. آزمون والد نیز تفاوت معنادار ضرائب 𝛽₃ و 𝛽₄را تأیید می‌کند؛ بنابراین، عدم تقارن موجودی مواد و کالا در زمان تغییرات فروش وجود دارد و فرضیۀ دوم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

نگاره 2. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش

^*: معنی‌داری در سطح اطمینان 90 درصد؛ ^**: در سطح اطمینان 95 درصد؛ ^***: در سطح اطمینان 99 درصد        اعداد داخل پرانتز بیان‌کنندۀ آماره t است

فرضیۀ سوم این پژوهش بدین‌گونه بیان شد که پرداختنی‌های تجاری به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد. مطابق نگاره (2)، ضریب 𝛽₃ و 𝛽₄ برای پرداختنی‌های تجاری (ΔAP) به‌ترتیب 085/0 و 055/0- است، یعنی حساب‌های پرداختنی به‌ازای هر واحد افزایش فروش، 085/0 واحد افزایش و به‌ازای هر واحد کاهش فروش، 03/0 (055/0-085/0) واحد کاهش می‌یابد. این بدان معناست که کاهش پرداختنی‌های تجاری در زمان کاهش فروش، 65 درصد ضعیف‌تر از افزایش پرداختنی‌های تجاری در زمان افزایش فروش است؛ ازاین‌رو پرداختنی‌های تجاری به کاهش فروش‌ها نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارند و فرضیۀ سوم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

فرضیۀ چهارم پژوهش بدین صورت بیان شد که هزینۀ استهلاک به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد. به‌منظور آزمون این فرضیه، ضرایب 𝛽₃ و 𝛽₄ برای هزینۀ استهلاک (DP) با یکدیگر مقایسه می‌شوند. مقایسۀ این ضرایب نشان می‌دهد هزینۀ استهلاک به‌ازای هر واحد افزایش در فروش، 029/0 واحد افزایش و برای هر واحد کاهش فروش، 007/0 (022/0-029/0) واحد کاهش می‌یابد؛ بنابراین، عدم تقارن در هزینۀ استهلاک در زمان تغییرات فروش وجود دارد و فرضیۀ چهارم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

فرضیۀ پنجم بیان می‌دارد اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد. مقایسۀ ضرایب 𝛽₃ و 𝛽₄ مطابق نگاره (1) برای اقلام تعهدی (TACC) نشان می‌دهد اقلام تعهدی به‌ازای هر واحد افزایش در فروش، 021/0 واحد افزایش و به‌ازای هر واحد کاهش در فروش، 097/0 (021/0+056/0) واحد کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر، اقلام تعهدی نسبت به کاهش فروش 266 درصد حساس‌تر از افزایش فروش است. چون اقلام تعهدی برابر تغییرات در دارایی‌های جاری منهای تغییر در بدهی‌های جاری و استهلاک است، عدم تقارن در اقلام تعهدی به عدم تقارن اجزای آن وابسته است. با توجه به اینکه ضریب عدم تقارن دارایی‌های جاری (11/0-) کوچک‌تر از جمع عدم تقارن بدهی‌های جاری (17/0-) و عدم تقارن استهلاک (022/0-) است، جهت عدم تقارن برای کل اقلام تعهدی برگشت می‌شود؛ یعنی اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد؛ بنابراین، فرضیۀ پنجم با 95 درصد اطمینان تأیید می‌شود.

آزمون‌های استحکامی

همان‌گونه که در قسمت مبانی نظری بیان شد به نظر بال و شیواکومار، عدم تقارن اقلام تعهدی می‌تواند ناشی از محافظه‌کاری شرطی باشد. به‌منظور بررسی اینکه عدم تقارن اقلام تعهدی و اجزای آن ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد، از آزمون‌های استحکامی استفاده شده است. نتایج این آزمون‌ها در نگاره (3) ارائه شده‌‌اند.

با توجه به نتایج نگاره (3)، ضریب 𝛽₃ و 𝛽₄ برای دریافتنی‌های تجاری (ΔAR)، موجودی مواد و کالا (ΔINV)، پرداختنی‌های تجاری (ΔAP)، هزینۀ استهلاک (DP) به‌ترتیب مثبت و معنادار و منفی و معنادار است. با بررسی دقیق می‌توان بیان کرد عدم تقارن در اجزای اقلام تعهدی در زمان تغییرات فروش وجود دارد و کاهش در این اجزا نسبت به کاهش فروش، کمتر از افزایش آنها نسبت به افزایش فروش است. با توجه به این نتایج، پس از کنترل محافظه‌کاری شرطی، دریافتنی‌های تجاری، موجودی مواد و کالا، پرداختنی‌های تجاری و هزینۀ استهلاک به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت کمتری دارد؛ بنابراین، عدم تقارن اجزای اقلام تعهدی ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد.

همچنین، براساس نتایج آزمون، ضریب 𝛽₃ و 𝛽₄ برای اقلام تعهدی (TACC) مثبت و معنادار است. بررسی دقیق این ضرایب نشان می‌دهد عدم تقارن در اقلام تعهدی در زمان تغییرات فروش وجود دارد و کاهش اقلام تعهدی نسبت به کاهش فروش، بیشتر از افزایش اقلام تعهدی نسبت به افزایش فروش است. آزمون والد نیز بیان‌کنندۀ اختلاف معنادار بین ضرائب  𝛽₃ و 𝛽₄ است؛ ازاین‌رو پس از کنترل محافظه‌کاری شرطی، اقلام تعهدی به کاهش فروش نسبت به افزایش فروش حساسیت بیشتری دارد؛ بنابراین، عدم تقارن اقلام تعهدی ناشی از تصمیمات عملیاتی در زمان تغییرات فروش است و ارتباطی با محافظه‌کاری شرطی ندارد.

نگاره 3. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش با کنترل محافظه‌کاری شرطی

^*: معنی‌داری در سطح اطمینان 90 درصد؛ ^**: در سطح اطمینان 95 درصد؛ ^***: در سطح اطمینان 99 درصد          اعداد داخل پرانتز بیان‌کنندۀ آماره t است.