اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,724
تعداد مقالات14,111
تعداد مشاهده مقاله34,428,418
تعداد دریافت فایل اصل مقاله13,790,110
مهرادی, رامین, بادآور نهندی, یونس, زینالی, مهدی, برادران حسن زاده, رسول. (1400). تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و هم‌زمانی بازده سهام. , 13(2), 33-56. doi: 10.22108/far.2021.121994.1609
رامین مهرادی; یونس بادآور نهندی; مهدی زینالی; رسول برادران حسن زاده. "تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و هم‌زمانی بازده سهام". , 13, 2, 1400, 33-56. doi: 10.22108/far.2021.121994.1609
مهرادی, رامین, بادآور نهندی, یونس, زینالی, مهدی, برادران حسن زاده, رسول. (1400). 'تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و هم‌زمانی بازده سهام', , 13(2), pp. 33-56. doi: 10.22108/far.2021.121994.1609
مهرادی, رامین, بادآور نهندی, یونس, زینالی, مهدی, برادران حسن زاده, رسول. تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و هم‌زمانی بازده سهام. , 1400; 13(2): 33-56. doi: 10.22108/far.2021.121994.1609

تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و هم‌زمانی بازده سهام

نشریه پژوهش های حسابداری مالی
مقاله 5، دوره 13، شماره 2 - شماره پیاپی 48، تیر 1400، صفحه 33-56    اصل مقاله (1.17 M)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/far.2021.121994.1609
نویسندگان
رامین مهرادی1؛ یونس بادآور نهندی* 2؛ مهدی زینالی3؛ رسول برادران حسن زاده2
1دانشجوی دکتری گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، اقتصاد و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز، تبریز، ایران
2دانشیار گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، اقتصاد و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز، تبریز، ایران
3استادیار گروه حسابداری، دانشکده مدیریت، اقتصاد و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تبریز، تبریز، ایران
چکیده
در شرکت‌های دارای افشای ریسک محافظه‌کارانه، برای افشای اخبار خوب مرتبط با ریسک، تأییدپذیری بیشتری لازم بوده و برای افشای اخبار بد ریسک، استاندارد پایین‌تری از تأییدپذیری لازم است. محافظه‌کاری در افشای ریسک، با تحمیل آستانۀ بالاتری از قابلیت تأیید، اطلاعات اتکاپذیرتری را فراهم می‌کند و با افشای سریع‌تر اخبار بد ریسک، به‌موقع‌بودن اطلاعات را افزایش ‌می‌دهد. نتیجۀ این امر، بهبود کیفیت گزارش‌های ارائه‌شده ازسوی مدیریت و افزایش محتوای اطلاعاتی و شفافیت اطلاعات حسابداری خواهد بود. هدف این پژوهش، بررسی تأثیر «محافظه‌کاری در افشای ریسک» بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری و هم‌زمانی بازده سهام است. روش پژوهش علّی‌پس‌رویدادی بوده و جامعۀ آماری پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و تعداد نمونه بررسی‌شده، 167 شرکت است. دوره‌ زمانی پژوهش از سال 1388 تا سال 1397 است. داده‌ها در نرم‌افزار Excel مرتب شدند و تجزیه‌وتحلیل آماری با استفاده از نرم‌افزار Eviews انجام شد. فرضیه‌های پژوهش با رویکرد داده‌های ترکیبی و با استفاده از آزمون کرامر و رگرسیون خطی چندگانه آزمون شدند. یافته‌ها نشان دادند محافظه‌کاری در افشای ریسک، محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری را افزایش می‌دهد. همچنین، نتایج نشان دادند محافظه‌کاری در افشای ریسک به‌واسطۀ افزایش شفافیت اطلاعات خاص شرکت، هم‌زمانی بازده سهام را کاهش می‌دهد.
کلیدواژه‌ها
محافظه کاری در افشای ریسک؛ لحن افشای ریسک؛ ریسک نامطلوب؛ محتوای اطلاعاتی؛ همزمانی بازده سهام
اصل مقاله

در سال‌های اخیر، پژوهش‌های مربوط به محافظه‌کاری در حسابداری، افزایش چشمگیری یافته‌اند و پژوهشگران مختلفی ]40، 17، 13، 6، 1[ رابطۀ متقابل محافظه‌کاری و متغیرهای بنیادین حسابداری را بررسی و آزمون کرده‌اند. تقریباً همۀ پژوهش‌های پیشین انجام‌شده در حوزۀ محافظه‌کاری حسابداری، در رابطه با محافظه‌کاری کمّی یعنی محافظه‌کاری در اعداد و ارقام حسابداری بوده است؛ برای مثال، مدل‌های ارائه‌شدۀ باسو ]24[، بیور و رایان ]25[، بال و شیواکومار ]22[ و خان و واتز ]38[ با استفاده از اعداد و ارقام حسابداری، یعنی اطلاعات حسابداری سخت[1] به سنجش میزان محافظه‌کاری اقدام کرده‌اند. این در شرایطی است که فعالان بازار سرمایه، علاوه بر اطلاعات حسابداری سخت، از اطلاعات حسابداری نرم[2] نیز استفاده می‌کنند و ممکن است مدیران در تهیۀ اطلاعات حسابداری نرم (مانند یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی و گزارش‌های هیئت‌مدیره) محافظه‌کارانه یا غیر محافظه‌کارانه عمل کنند. اطلاعات نرم، اطلاعاتی‌اند که خلاصه‌کردن آنها در قالب اعداد و ارقام مشکل بوده و لازم است برای تبدیل‌شدن به اعداد، محتوای آنها به‌طور کامل درک شود؛ در حالی که اطلاعات سخت، تقریباً در تمامی موارد به‌صورت عددی ثبت می‌شوند. اطلاعات نرم به‌صورت متنی بوده‌اند و شامل نظر‌ها، ایده‌ها، طرح‌های اقتصادی، برنامه‌های آتی مدیران، تفاسیر و تحلیل‌های مربوط به بازار و مواردی از این قبیل‌اند. کمّی‌بودن اطلاعات سخت باعث می‌شود به‌راحتی جمع‌آوری و ذخیره شوند و به‌صورت الکترونیکی نیز قابل انتقال باشند]45[. پترسون ]52[ بیان می‌کند برای اینکه مشخص شود کدام اطلاعات سخت یا نرم‌اند، تعریف ساده و صریحی وجود ندارد؛ ولی برای اطلاعات سخت ویژگی‌های مشخصی ازقبیل عددبودن، قابلیت جمع‌آوری بدون اعمال نظر شخصی و ارزیابی یکسان توسط افراد مختلف وجود دارد. برتومو و مارینویک ]27[ معتقدند هم‌زیستی اطلاعات حسابداری سخت و نرم، ویژگی اساسی فرآیند اندازه‌گیری است.

یکی از مهم‌ترین اطلاعات نرم در سال‌های اخیر، افشای اطلاعات ریسک شرکت‌ها است که مدیران تهیه می‌کنند. اهمیت افشای ریسک به دلیل تأثیری است که ریسک‌های مختلف بر تصمیم‌های سرمایه‌گذاران دارد ]34[. لفظ و کلام مدیران در افشای ریسک‌های شرکت ممکن است محافظه‌کارانه باشد. محافظه‌کاری گرایش حسابداری به الزام درجه‌ بالاتری از تأیید‌پذیری برای شناسایی اخبار خوب در مقایسه با میزان تأییدپذیری لازم برای شناسایی اخبار بد تعریف شده است ]24[. در شرکت‌های دارای افشای ریسک محافظه‌کارانه، آستانۀ بالاتری از قابلیت تأیید برای افشای اخبار خوب ریسک لازم است و برای افشای اخبار بد ریسک، استاندارد پایین‌تری از تأییدپذیری در نظر گرفته می‌شود. تقریباً همۀ پژوهش‌های پیشین انجام‌شده دربارۀ افشا (اعم از افشای کلی یا افشای ریسک) مربوط به سنجش اندازه و کیفیت افشا بوده‌اند ] 39،32، 26، 19، 16، 9 [ و نوع رفتار مدیران مانند خوش‌بینی و بد‌بینی آنها در افشای ریسک‌های شرکت بررسی نشده است. همچنین، تا به امروز همۀ مدل‌های ارائه‌شده‌ برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری، در ارتباط با اطلاعات حسابداری سخت یعنی اعداد و ارقام حسابداری بوده‌اند ] 38، 25، 24، 22 [. این مدل‌ها محافظه‌کاری را با استفاده از اطلاعات صورت سود و زیان و ترازنامه اندازه‌گیری کرده‌اند؛ این در حالی است که در اندازه‌گیری میزان گزارش‌گری محافظه‌کارانۀ شرکت‌ها باید افشای کیفی را نیز در نظر گرفت. در پژوهش‌های متعددی تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر محتوای اطلاعاتی بررسی شده است ]40، 21، 1[؛ این در حالی است که در هیچ‌کدام از این پژوهش‌ها تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری بررسی و آزمون نشده است. با توجه به اهمیت افشای ریسک و تأثیرگذاری آن بر بازار سرمایه و تصمیم‌های سرمایه‌گذاران ]51، 44، 40، 39، 19، 7[ و نیز با توجه به شرایط ناپایدار اقتصادی کشور و وجود ریسک‌های متعددی که شرکت‌ها با آن مواجه‌اند و نیز با در نظر گرفتن اینکه اطلاعات مربوط به ریسک نقش مهمی در فرایند تصمیم‌گیری درست دارند ]16[، انجام پژوهشی ضروری است تا میزان محافظه‌کاری مدیران را در افشای ریسک‌های شرکت نشان دهد و تأثیر این نوع محافظه‌کاری بر محتوای اطلاعاتی را بررسی و آزمون کند. در این پژوهش برای نخستین‌بار تأثیر میزان محافظه‌کاری در ارائۀ اطلاعات حسابداری نرم در ارتباط با افشای ریسک‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری بررسی شده است. سؤال اصلی پژوهش به این صورت مطرح می‌شود که چگونه می‌توان میزان محافظه‌کاری مدیران در افشای ریسک‌های شرکت را اندازه‌گیری کرد و تأثیر این نوع محافظه‌کاری بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری چگونه است.

ساختار مقاله به این صورت است که ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش‌های خارجی و داخلی مرتبط با موضوع پژوهش، ارائه و سپس فرضیه‌های پژوهش بیان می‌شوند. در ادامه، روش پژوهش شامل ابزار گردآوری داده‌ها و اطلاعات، جامعۀ آماری، روش نمونه‌گیری، حجم نمونه، مدل‌ها و متغیرهای پژوهش و نحوۀ آزمون فرضیه‌ها مطرح می‌شوند؛ سپس یافته‌های پژوهش شامل آمار توصیفی و نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها بیان می‌شوند. در بخش پایانی نیز نتیجه‌گیری و پیشنهادها و محدودیت‌ها ارائه می‌شوند.

 

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

محافظه‌کاری در افشای ریسک

افشای ریسک، مخابرۀ اطلاعات خوب و بد مربوط به نااطمینانی شرکت است ]36[. سولمون و همکاران ]54[ افشای ریسک را شامل تمامی اقلامی معرفی می‌کنند که بر انتظارها و تصمیم‌های سرمایه‌گذاران مؤثر است. لفظ و کلام مدیران در افشای ریسک‌های شرکت ممکن است محافظه‌کارانه باشد. محافظه‌کاری سازوکاری است که انگیزه‌ها و توانایی مدیریت برای تسریع در افشای اخبار خوب و تأخیر در انتشار اخبار بد را محدود و کنترل می‌کند؛ زیرا اخبار خوب اثبات‌نشده طبق روش‌های محافظه‌کارانۀ حسابداری قابل شناسایی نیستند و همچنین، اخبار بد با رعایت استاندارد پایین‌تری از تأییدپذیری به‌عنوان زیان شناسایی می‌شوند ]43[. در شرکت‌های با رویه‌های محافظه‌کارانه در افشای ریسک، آستانۀ بالاتری از قابلیت تأیید برای افشای اخبار خوب ریسک لازم است و اخبار بد ریسک به شکل سریع‌تری افشا می‌شوند. درواقع، همسان با رفتار حسابداری متفاوت در ارتباط با شناسایی سودها و زیان‌ها، ممکن است در بیان و افشای انواع ریسک‌های شرکت، کلام و لفظ مدیران محافظه‌کارانه باشد؛ یعنی زمانی که ریسک کلی شرکت بیشتر می‌شود، میزان افزایش (کاهش) در افشای اخبار منفی و بد (مثبت و خوب) مرتبط با ریسک بیشتر می‌شود؛ ولی میزان افزایش (کاهش) در افشای اخبار مثبت و خوب (منفی و بد) ریسک در زمان کاهش ریسک به همان اندازه افزایش پیدا نمی‌کند. به‌طور خلاصه، منظور از محافظه‌کاری در افشای ریسک، رفتار نامتقارن در افشای اخبار خوب و بد مرتبط با ریسک است.

در ادبیات حسابداری، دو ویژگی مهم محافظه‌کاری بررسی شده‌اند. نخست، وجود جانبداری در ارائۀ کمتر از واقع ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام نسبت به ارزش بازار آن که فلتهام و اولسون ]33[ کرده‌اند. دوم، تمایل به تسریع‌بخشیدن در شناسایی زیان‌ها و به تعویق انداختن شناسایی سود‌ها که باسو ]24[ ارائه کرده است. باسو محافظه‌کاری را گرایش حسابداری به الزام درجه‌ بالاتری از تأیید‌پذیری برای شناسایی اخبار خوب در مقایسه با میزان تأییدپذیری لازم برای شناسایی اخبار بد، تعریف و از حساسیت نامتقارن سود نسبت به اخبار خوب و بد شرکت به‌عنوان مبنایی برای سنجش محافظه‌کاری کمی حسابداری استفاده کرد. در مدل ارائه‌شدۀ باسو، بازده‌های مثبت و منفی به‌ترتیب نماد اخبار خوب و بد شرکت در نظر گرفته شدند. در این پژوهش، با استناد به مدل باسو، از حساسیت لحن افشای ریسک نسبت به ریسک‌های نامطلوبی که شرکت با آن مواجه می‌شود، به‌عنوان مبنایی برای سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک استفاده شده است. درواقع مدل استفاده‌شده در این پژوهش برای سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک، براساس استدلال رفتار نامتقارن در گزارش‌گری مالی است که بیان می‌کند اخبار بد در قیاس با اخبار خوب به شکلی سریع‌تر شناسایی شده و برای شناسایی اخبار خوب تأییدپذیری بالاتری لازم است ]24[. آنچه بیان شد به معنای رابطۀ نامتقارن میان ریسک نامطلوب و لحن افشای ریسک شرکت‌ها است که در بخش استخراج مدل‌های پژوهش به‌صورت کامل تشریح شده است. همچنین، در این پژوهش با استناد به پژوهش خان و واتز ]38[ که مدل باسو را توسعه دادند و ویژگی‌های خاص شرکت‌ها را نیز به آن اضافه کردند، در اندازه‌گیری نهایی محافظه‌کاری در افشای ریسک، ویژگی‌های خاص شرکت‌ها نیز در نظر گرفته شدند و مدل اولیۀ سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک بر اساس این ویژگی‌ها تعدیل شد.

 

محافظه‌کاری در افشای ریسک و محتوای اطلاعاتی

یافته‌های پژوهش میکینین ]48[ و مختار و ملت ]49[ نشان می‌دهند افشای ریسک یکی از مهم‌ترین اطلاعات افشاشده در بازار سرمایه بوده و برای سرمایه‌گذاران در تصمیم‌گیری و برآورد ریسک و بازده مفید است؛ بنابراین، برای افشای آن تقاضا وجود دارد ]7[. مدیران ازطریق افشای اطلاعات ریسک، به ذینفعان اطلاعاتی را درخصوص ریسک‌های مرتبط با شرکت و نحوۀ مدیریت آنها ارائه می‌کنند ]9[. افشای موارد مرتبط با ریسک، شکاف اطلاعاتی ایجادشده بین مدیران و سرمایه‌گذاران را در رابطه با نااطمینانی تجاری کاهش می‌دهد. افشای ریسک در ارزیابی عملکرد آتی شرکت‌ها توسط سرمایه‌گذاران تأثیر‌گذار است. مدیران نیز می‌توانند از افشای ریسک بهره‌مند شوند. آنها می‌توانند وضعیت خوب مؤسسۀ خود را با شناسایی و افشای مناسب ریسک نشان دهند و در مقابل مدیرانی که اقدام به افشای مناسب ریسک نمی‌کنند، مزیت بیشتری به دست آورند ]31[. یافته‌های پژوهش طاهری و همکاران ]7[ و مومن و همکاران ]51[ نشان می‌دهند افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری تأثیرگذار است. محتوای اطلاعاتی توانایی یک یا چند رقم حسابداری در توضیح تغییر بازده یا قیمت سهام تعریف می‌شود ]14[. ازنظر بارث و همکاران ]23[ ارقام حسابداری در صورتی دارای ارزش‌اند که رابطۀ معناداری با ارزش بازار سهام داشته باشند. درواقع می‌توان از ارتباط بین ارقام حسابداری و قیمت سهام به‌عنوان معیاری برای سنجش کیفیت اطلاعات حسابداری استفاده کرد ]15[.

همچنان که در پیش اشاره شد لفظ و کلام مدیران در افشای ریسک‌های شرکت ممکن است محافظه‌کارانه باشد. استرلینگ ]55[ و واتز ]57[ استدلال می‌کنند محافظه‌کاری ازطریق تحمیل آستانۀ بالاتری از قابلیت تأیید، اطلاعات اتکاپذیرتری را فراهم می‌کند ]14[. محافظه‌کاری در افشای ریسک می‌تواند ازطریق الزام به تأیید‌پذیری بالاتر برای افشای اخبار خوب ریسک، قابلیت اتکای اطلاعات را افزایش دهد و با افشای سریع‌تر اخبار بد ریسک، اطلاعات به موقع‌تری فراهم کند. نتیجۀ این امر بهبود کیفیت گزارش‌های ارائه‌شده ازسوی مدیریت و افزایش محتوای اطلاعاتی و شفافیت اطلاعات حسابداری خواهد بود. درواقع، محافظه‌کاری در افشای ریسک به‌وسیلۀ رفتار نامتقارن در افشای اخبار خوب و بد ریسک از انباشت اخبار منفی ریسک جلوگیری می‌کند و خطر سقوط قیمت سهام را کاهش می‌‌دهد و به این ترتیب، بر قیمت و بازده سهام به‌عنوان یکی از مهم‌ترین اطلاعات حسابداری تأثیرگذار است. محافظه‌کاری در افشای ریسک حتی بر سود نیز تأثیرگذار است. در توضیح این پدیده می‌توان گفت اِعمال نظر مدیریت و رعایت‌نکردن اصول محافظه‌کاری ازطریق پنهان‌کردن یا افشای ناقص اخبار بد و زیان‌ها و بزرگنمایی اخبار خوب یا بیشتر جلوه دادن سودها میسر می‌شود ]5[. پنهان‌کردن اخبار منفی، به شرکت‌هایی فرصت می‌دهد که از رویه‌های حسابداری متهورانه استفاده می‌کنند تا پروژه‌های منفی را برای مدت‌های طولانی ادامه دهند ]17[. محافظه‌کاری در افشای ریسک به‌وسیلۀ شناسایی و افشای سریع‌تر اخبار منفی ریسک از پنهان‌کردن و نگهداری پروژه‌های منفی و زیان‌ده جلوگیری می‌کند و بدین ترتیب بر سود شرکت تأثیر می‌گذارد؛ درنتیجه، انتظار می‌رود محافظه‌کاری در افشای ریسک، بر محتوای اطلاعاتی سود تأثیر بگذارد.

 

محافظه‌کاری در افشای ریسک و هم‌زمانی بازده سهام

رول ]53[ اصطلاح هم‌زمانی بازده سهام در ادبیات مالی را برای نخستین‌بار مطرح کرد و بعدها مورک و همکاران ]50[ آن را توسعه دادند. رول ]53[ بیان می‌کند تنها بخشی از حرکت‌های قیمت سهام با اخبار عمومی موجود در بازار توضیح داده می‌شود و بخش چشمگیری از حرکت قیمت سهام به اخبار خاص شرکت نسبت داده می‌شود. قیمت سهام هر شرکت متأثر از دو عامل ریسک است؛ عامل بیرونی که به بازار و صنعت مربوط است و همان ریسک سیستماتیک است و عامل درونی که به شرکت ارتباط دارد و با عنوان ریسک غیر سیستماتیک شناخته می‌شود. به همان اندازه که شرکت اطلاعات خاصی از خود ارائه کند، تأثیر‌پذیری بازده سهام از عواملی چون بازار و صنعت کاهش پیدا می‌کند؛ اما هرچه اطلاعات خاص شرکت کاهش پیدا کند، قیمت سهام شرکت با شاخص‌های بازده بازار و صنعت هم‌زمان خواهد شد ]8[. به‌طور خلاصه، پایین‌بودن هم‌زمانی بازده سهام شرکت‌ها نشان می‌دهد قیمت آنها وابستگی کمتری به حرکت بازار دارد؛ چون مقدار بیشتری از اطلاعات خاص شرکتی وجود دارد که فعالان بازار به آن اطمینان پیدا می‌کنند ]11[ و هم‌زمانی بالای بازده سهام به مفهوم کمتربودن اطلاعات خاص شرکت در قیمت سهام و درعوض، داشتن اطلاعات بیشتر دربارۀ بازار و صنعت مربوطه است ]28[. براساس آنچه گفته شد می‌توان هم‌زمانی بازده سهام را شاخصی از محتوای اطلاعاتی قیمت سهام در نظر گرفت ]56، 12[.

همچنان که قبلاً اشاره شد محافظه‌کاری در افشای ریسک به‌واسطۀ شناسایی سریع‌تر اخبار بد ریسک، از انباشت اخبار بد و مخفی نگه داشتن پروژه‌های زیان‌ده جلوگیری می‌کند و به افزایش شفافیت اطلاعات مالی کمک ‌می‌کند و با توجه به اینکه ریشۀ اصلی هم‌زمانی قیمت سهام در شفافیت ناکافی اطلاعات مالی شرکت‌ها است ]8[، انتظار می‌رود محافظه‌کاری در افشای ریسک، بر هم‌زمانی بازده سهام تأثیر بگذارد.

اوو و همکاران ]19[ در پژوهشی دریافتند افشای فاکتورهای ریسک به کاهش ریسک سقوط قیمت سهام منجر می‌شود. آنها همچنین نتیجه گرفتند این اثر از دو پدیدۀ عدم تقارن اطلاعاتی و ریسک قانونی تأثیر می‌گیرد و هرچه این دو متغیر بیشتر باشند، تأثیرپذیری ریسک سقوط قیمت سهام از افشای فاکتورهای ریسک بیشتر خواهد بود.

بنژائو و ژوان ]26[ تأثیر افشای داوطلبانه بر هم‌زمانی قیمت سهام را بررسی کردند. یافته‌های پژوهش آنها نشان دادند کیفیت بالای افشای داوطلبانه بر هم‌زمانی قیمت سهام تأثیر می‌گذارد و آن را کاهش می‌دهد. همچنین، هرچه سودآوری شرکت بالا باشد، شدت این تأثیر بیشتر خواهد بود.

طاهری و همکاران ]7[ ارتباط ارزشی افشای ریسک را مطالعه کردند. یافته‌های پژوهش آنها نشان دادند افشا و گزارش‌ ریسک بانک‌ها با قیمت و ارزش بانک ارتباط مثبت و با بازدهی رابطۀ منفی دارد. رابطۀ مثبت افشا با قیمت و ارزش بانک و رابطۀ منفی آن با بازدهی نشان می‌دهد علاوه بر اثر مستقیم افشا بر بازدهی، اثر غیرمستقیم افشای ریسک بر سودآوری بانک نیز بر بازدهی اثرگذار است. به‌عبارتی، افشای ریسک حاوی اطلاعات و پیامی از وضعیت ریسک بانک در گذشته است که اثر مشخصی بر قیمت و ارزش بانک دارد و البته حاوی اطلاعاتی برای پیش‌بینی آینده و برآورد سودآوری بانک در کوتاه‌مدت است.

لطفی و همکاران ]12[ در پژوهشی تأثیر ویژگی‌های شرکت‌ها بر هم‌زمانی بازده سهام را بررسی کردند. آنها در این پژوهش از محافظه‌کاری برای اندازه‌گیری شفافیت سود استفاده کردند و نتیجه گرفتند محافظه‌کاری به‌عنوان یکی از ویژگی‌های اطلاعاتی شرکت‌ها بر هم‌زمانی بازده سهام تأثیر دارد.

الشندیدی و شریواز ]30[ در پژوهشی انگیزه‌های تأثیرگذار بر افشای اطلاعات مرتبط با ریسک در گزارش‌های مالی سالانۀ شرکت‌های آلمانی را بررسی و آزمون کردند. یافته‌های پژوهش آنها نشان دادند اندازۀ شرکت و طویل (مفصل) بودن گزارش‌های مالی از مهم‌ترین محرک‌های تأثیرگذار بر افشای اطلاعات مرتبط با ریسک در گزارش‌های مالی هستند. آنها دریافتند شرکت‌های آلمانی در زمان انتقال (افشا) اطلاعات مربوط به ریسک، تمایل به خوش‌بینی کمتر و نیز تمایل به بدبینی بیشتری دارند. همچنین، یافته‌های پژوهش نشان دادند بازار، اخبار خوب مرتبط با ریسک را به‌طور مثبت و اخبار بد را به‌صورت منفی قیمت‌گذاری می‌کند. این یافته‌ها اهمیت تفکیک بین اخبار بد و خوب را به هنگام بررسی مفیدبودن افشای ریسک نشان می‌داد.

تالانه و کاظمی ]2[ دریافتند رابطۀ معکوس بین محافظه‌کاری و محتوای اطلاعاتی سود حسابداری وجود دارد؛ به این معنا که در سطح محافظه‌کاری بالا توان توضیح‌دهندگی مدل‌های قیمت و بازده در مقایسه با محافظه‌کاری پایین، کمتر است.

صالحی و همکاران ]6[ در پژوهشی اثر محافظه‌کاری غیر شرطی بر مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری را بررسی کردند. نتایج نشان دادند محافظه‌کاری طی دوره زمانی پژوهش افزایش یافته و افزایش محافظه‌کاری نیز موجب افزایش مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری شده است. همچنین، محافظه‌کاری غیر شرطی موجب می‌شود قابلیت اتکای اطلاعات حسابداری افزایش پیدا کند.

کراویت و موسلو ]41[ دریافتند افشای ریسک، اطلاعات جدیدی را دربارۀ اطمینان و ریسک شرکت آشکار می‌سازد. آنها آزمون کردند آیا تغییرات در افشای ریسک، اثر معناداری بر دیدگاه استفاده‌کنندگان (از گزارش‌های مالی) در ارتباط با ریسک شرکت دارد یا خیر. نتایج نشان دادند تغییرات سالانه در افشای ریسک، رابطۀ مثبت و معناداری با تغییرپذیری روزانۀ بازده سهام و حجم معاملات دارد. مومن و همکاران (2015) در پژوهشی تأثیر افشای اختیاری اطلاعات ریسک بر رابطۀ ارزشی گزارشگری مالی در پیش‌بینی سود آتی را بررسی کردند. آنها دریافتند رابطه مثبت و معناداری بین افشای اختیاری اطلاعات ریسک و توانایی بازار در پیش‌بینی تغییرات سود در دو سال بعد وجود دارد.

یوو و همکاران ]58[ در پژوهشی از هم‌زمانی قیمت سهام به‌عنوان تقریبی برای محتوای اطلاعاتی قیمت سهام استفاده کردند و دریافتند گزارشگری متهورانه (غیر محافظه‌کارانه)، محتوای اطلاعاتی قیمت سهام را کاهش می‌دهد و این کاهش در شرکت‌های بخش خصوصی و نیز در شرکت‌های با مالکیت نهادی ضعیف‌تر، بیشتر است.

رضازاده و بکشو ]4[ در پژوهشی رابطه بین گزارشگری متهورانه و هم‌زمانی قیمت سهام را بررسی کردند. یافته‌های پژوهش آنها نشان دادند گزارشگری متهورانه (غیر محافظه‌کارانه)، هم‌زمانی قیمت سهام را افزایش می‌دهد؛ به این مفهوم که هرچه گزارشگری مالی شرکت متهورانه باشد، به‌طور متوسط اطلاعات خاص شرکت تأثیر کمتری بر قیمت سهام دارد و درنتیجه، آگاهی‌بخشی قیمت سهام کاهش پیدا می‌کند. در چنین وضعیتی، قیمت سهام شرکت از روند بازار تبعیت می‌کند و اطلاعات خاص شرکت بر قیمت سهام تأثیر اندکی دارد.

 بلچندرام و مهنرام ]21[ دریافتند رابطۀ‌ ارزشی درآمدهای گزارش‌شده به‌صورت محافظه‌کارانه در رابطه با قیمت سهام، بیشتر از رابطۀ ارزشی درآمدهای گزارش‌شدۀ غیرمحافظه‌کارانه است و نتیجه گرفتند احتمال کمی وجود دارد که گزارشگری محافظه‌کارانه، عامل اصلی کاهش رابطۀ‌ ارزشی اطلاعات حسابداری باشد.

کوسنیدیس و همکاران ]40[ در پژوهشی ارتباط محافظه‌کاری حسابداری را با محتوای اطلاعاتی گزارش‌های مالی در شرکت‌های یونانی بررسی کردند. آنها نتیجه گرفتند رابطۀ خطی و مشخصی بین محافظه‌کاری حسابداری و رابطۀ‌ ارزشی اطلاعات حسابداری وجود ندارد و به‌طور کلی شرکت‌های دارای محافظه‌کاری متوسط، رابطۀ‌ ارزشی بالاتری در گزارش‌های مالی خود دارند.

با توجه به مطالب گفته‌شده در مبانی نظری و پیشینه، محافظه‌کاری در افشای ریسک‌ ازطریق الزام به تأیید‌پذیری بالاتر برای افشای اخبار خوب ریسک، قابلیت اتکای اطلاعات حسابداری را افزایش می‌دهد و با افشای سریع‌تر اخبار بد ریسک، اطلاعات به‌موقع‌تری را برای استفاده‌کنندگان از اخبار و گزارش‌های شرکت فراهم می‌کند. نتیجۀ این امر، بهبود کیفیت گزارش‌های ارائه‌شده ازسوی مدیریت و افزایش شفافیت اطلاعات حسابداری خواهد بود که این نیز به مفهوم ارتقای محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری خواهد بود. بر اساس این، فرضیه‌های پژوهش به‌صورت زیر مطرح می‌شوند:

 

فرضیه‌های پژوهش

فرضیۀ اول: محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری تأثیر دارد.

فرضیۀ دوم: محافظه‌کاری در افشای ریسک بر هم‌زمانی بازده سهام تأثیر دارد.

روش پژوهش

 این پژوهش کاربردی بوده و روش انجام کار، علّی‌پس‌رویدادی است. برای جمع‌آوری مبانی نظری از مقالات و کتاب‌های داخلی و خارجی و برای گردآوری داده‌ها و سایر اطلاعات مورد نیاز از نرم‌افزار ره‌آورد نوین، پایگاه اطلاع‌رسانی سازمان بورس اوراق بهادار تهران، صورت‌های مالی شرکت‌ها، یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی، گزارش‌های هیئت‌مدیره، گزارش‌های تفسیری مدیریت و سایر گزارش‌های منتشرشدۀ شرکت‌ها استفاده شده است. داده‌ها در نرم‌افزار  Excelمرتب شدند و تجزیه‌وتحلیل آماری با استفاده از نرم‌افزار Eviewsانجام شد. جامعۀ‌ آماری پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و دوره‌ زمانی پژوهش از سال 1388 تا سال 1397 است. به دلیل گستردگی حجم جامعۀ آماری و وجود برخی ناهماهنگی‌ها میان اعضای جامعه، نمونۀ آماری به روش حذف نظام‌مند انتخاب شده است. محدودیت‌ها بدین صورت است که صورت‌های مالی و یادداشت‌های همراه و گزارش‌های هیئت‌مدیره شرکت‌ها به‌طور کامل در سایت بورس موجود باشد، شرکت‌ها تا پایان سال مالی 1387 در بورس پذیرفته شده باشند، شرکت‌ها نباید سال مالی خود را طی دوره‌ مطالعه‌شده تغییر داده باشند، از شرکت‌های بیمه، سرمایه‌گذاری، مؤسسات مالی و اعتباری، لیزینگ و بانک‌ها نباشند و اطلاعات مورد نیاز آنها برای انجام این پژوهش دردسترس باشد. درنهایت، پس از اعمال محدودیت‌های اشاره‌شده، 167 شرکت (1670 سال - شرکت) طی غربال‌گری زیر به‌عنوان نمونۀ آماری انتخاب شدند:

 

نگاره 1. مراحل انتخاب نمونۀ آماری پژوهش به روش حذف نظام‌مند

محدودیت‌ها

تعداد شرکت‌ها

تعداد کل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس در سال 1397

324

شرکت‌هایی که قبل از سال 1387 جزء شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس نبودند

56

شرکت‌های بیمه، سرمایه‌گذاری، مؤسسات مالی و اعتباری، لیزینگ و بانک‌ها

44

شرکت‌هایی که دوره مالی آنها طی دوره بررسی‌شده تغییر کرده است

21

شرکت‌های که اطلاعات آنها طی دوره بررسی‌شده به‌طور کامل دردسترس نبود

36

باقی‌ماندۀ شرکت‌ها

167

 

 

 

تعریف متغیرها و مدل‌های استفاده‌شده برای آزمون فرضیه‌ها

روش آزمون فرضیۀ اول: برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش، شرکت‌ها براساس میزان محافظه‌کاری در افشای ریسک به سه گروه تقسیم خواهند شد و محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری در این سه گروه با استفاده از مدل اولسون، مقایسه و آزمون خواهد شد. مدل اولسون در پژوهش‌های متعددی مانند مشکی‌میاوقی و محمدی ]13[ و جی ]35[ برای سنجش محتوای اطلاعاتی استفاده شده است. هرچه ضریب تعیین حاصل از برازش مدل اولسون بیشتر باشد، محتوای اطلاعاتی آن گروه از شرکت‌ها بیشتر خواهد بود. برای مقایسۀ ضریب تعیین حاصل از برازش مدل اولسون در گروهها از آزمون z کرامر[3] استفاده خواهد شد. مدل اولسون به شرح مدل (1) است:

 

مدل (1)

MVi,t=α0+α1BVi,t+α2Ei,t+εi,t

 

در مدل فوق، MV ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، BV ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام و E سود خالص شرکت است. برای همگن‌شدن، این متغیرها بر دارایی‌ها تقسیم شده‌اند.

براساس آنچه در مبانی نظری تشریح شد برای سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک مدل (2) ارائه می‌شود:

 

مدل (2)

=l0 + l1DTi,t+ l2DownsideRiski,t+ l3DownsideRiski,t*DTi,t+ εi,tRDTi,t

                            

 

که در آن، DT متغیر مجازی است که اگر شرکتi  در سال t در گروه شرکت‌های دارای ریسک نامطلوب بالا باشد، یک و در غیر این صورت، صفر خواهد بود. برای طبقه‌بندی شرکت‌ها به دو گروه کم‌ریسک و پُرریسک براساس ریسک نامطلوب، داده‌های هر شرکت در طی دوره زمانی مطالعه‌شده‌، به دو گروه کم‌ریسک و پُرریسک طبقه‌بندی خواهد شد. RDT و DownsideRisk به‌ترتیب لحن افشای ریسک و معیار ریسک نامطلوب‌اند که تعریف آنها به شرح زیر است:

 لحن افشای ریسک (RDT)[4]: در این پژوهش، از روش تحلیل محتوا برای اندازه‌گیری لحن افشای ریسک استفاده شده است. تحلیل محتوا یک روش تحقیقی برای گرفتن نتایج معتبر و تکرارشدنی از یک متن است ]42[. در بیشتر پژوهش‌های پیشین، جملات، واحد تحلیل بوده‌اند و از تعداد جملات مرتبط با ریسکِ آمده در گزارش‌های مالی شرکت‌ها به‌عنوان معیاری برای سنجش و اندازه‌گیری متغیر سطح افشای ریسک استفاده شده است. محققانی مانند لینسلی و شرایوز ]47[، آمران و همکاران ]18[، دوبلر و همکاران ]29[، الزهار و حسینی ]32[ و نمازی و ابراهیمی میمند ]16[ قبلاً از این روش استفاده کرده‌اند. لینسلی و شرایوز ]47[ برای شناسایی موارد افشای ریسک، مفهوم کامل و جامعی را از ریسک در نظر گرفتند. آنها هر جمله­ای که بتواند خوانندۀ (استفاده­کننده) گزارش­های مالی را در موارد زیر آگاه و مطلع سازد، افشای ریسک در نظر گرفتند و بر حسب تعداد جملات مرتبط با ریسک، به شرکت i در سال t نمره مشخصی دادند. این موارد عبارت‌اند از: 1- فرصت­ها و چشم­انداز­های شرکت؛ 2- هر نوع مخاطره، آسیب و تهدیدی که قبلاً بر شرکت تأثیر گذاشته یا ممکن است تأثیر بگذارد و 3- مدیریت هر نوع فرصت، چشم­انداز، مخاطره، آسیب و تهدید.

ابتدا با استفاده از روش فوق، همۀ جملات مرتبط با ریسک در یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی، گزارش‌های هیئت‌مدیره و گزارش‌های تفسیری مدیریت مشخص می‌شوند و سپس مشابه پژوهش لینسلی و شرایوز ]46[، لینسلی و شرایوز ]47[ و هیل و شارت ]37[ این جملات به سه دستۀ خنثی، مثبت و منفی تقسیم خواهند شد. در مرحلۀ بعد، به جملات منفی و مثبت، وزن داده خواهد شد؛ بدین صورت که بر حسب شدت منفی‌بودن جملات، عدد یک تا سه به جملات منفی اختصاص داده خواهد شد؛ یعنی جمله‌ای که شدت بد یا منفی‌بودن آن دربارۀ ریسک، بیشتر است، عدد سه را خواهد گرفت. به همین ترتیب، جمله‌ای که درجۀ مثبت‌بودن آن بیشترین مقدار است، عدد سه و به جملۀ مثبت با کمترین شدت عدد یک اختصاص داده خواهد شد. به جملات خنثی نیز عدد یک اختصاص داده خواهد شد. درنهایت، مجموع نمرات جملات مثبت از مجموع نمرات جملات منفی، کم و عدد به‌دست‌آمده بر مجموع نمرات جملات مرتبط با افشای ریسک تقسیم خواهد شد (درواقع، آنچه به دست می‌آید درجۀ بدبینی خالص است). عدد نهایی به‌دست‌آمده، نمرۀ لحن افشای ریسک شرکت i در سال  tخواهد بود.

ریسک نامطلوب (DownsideRisk): رویکرد ریسک نامطلوب مبتنی بر فرض عدم تقارن بازدهی و واکنش متفاوت سرمایه‌گذاران به نوسانات کمتر از میانگین در مقایسه با نوسانات بالای میانگین است. در این رویکرد، فرض بر این است که سرمایه‌گذاران حرکات رو به پایین را ریسک در نظر می‌گیرند و حرکات رو به بالا را فرصت تلقی می‌کنند. با توجه به اینکه در این پژوهش «خالص اخبار منفی دربارۀ ریسک» لحن افشای ریسک در نظر گرفته شده است، به‌منظور محاسبۀ ریسک از مفهوم ریسک نامطلوب استفاده شده است.  DownsideRiskبا استفاده از انحراف معیار نامطلوب بازده روزانه سهام و با استفاده از رابطه (1) محاسبه می‌شود:

رابطه (1)

DownsideRisk =

که در آن، n تعداد روزهای معامله‌شدۀ سهام شرکت مدنظر طی سال، R بازده روزانه سهام و u میانگین بازده روزانۀ سهام طی سال است.

رابطۀ نامتقارن بین لحن افشای ریسک (RDT) و ریسک نامطلوب (DownsideRisk)، در حالت افشای محافظه‌کارانۀ ریسک‌های شرکت، به شرح نمودار (1) خواهد بود:

 

 

 

 

 

 

 

نمودار 1. رابطه بینلحن افشای ریسک (RDT) و ریسک نامطلوب (DownsideRisk)

 

 

 

در شرایطی که شرکت‌ها به دو گروه پُرریسک و کم‌ریسک تقسیم شده‌اند و نقطه Median میانه این تقسیم‌بندی است، خط ممتد از محور مختصات، یعنی نقطه O تا نقطه A مربوط به رابطه بین ریسک نامطلوب و لحن افشای ریسک در شرکت‌های کم‌ریسک است. خط ممتد از نقطه A به بعد، نمودار رابطه بین لحن افشای ریسک و ریسک نامطلوب در شرکت‌های پُرریسک است و چون با افزایش ریسک نامطلوب، حساسیت لحن افشای ریسک نسبت به ریسک نامطلوب بیشتر می‌شود، شیب این خط (یعنی خط ممتد از نقطه A به بعد) بیشتر از شیب خط OA خواهد بود. همچنین، زاویه l3+l2بزرگ‌تر از زاویه l2خواهد بود و مقدار l3 همان میزان محافظه‌کاری در افشای ریسک است.

در مدل (2)، ضریب متغیر DownsideRisk*DT یعنی l3 نشان‌دهندۀ میزان محافظه‌کاری در افشای ریسک خواهد بود. مدل (2) تنها یک عدد را به‌عنوان محافظه‌کاری در افشای ریسک برای همۀ شرکت‌ها در یک دوره زمانی خاص به دست می‌دهد و با استفاده از این مدل نمی‌توان محافظه‌کاری در افشای ریسک یک شرکت خاص را در یک دوره زمانی معین به دست آورد. به‌منظور ارائۀ مدلی برای سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک برای هر شرکت و در هر سال (یا هر دوره زمانی)، ویژگی‌های مهم شرکت‌ها به مدل (2) اضافه می‌شوند و آن را تعدیل می‌کنند. ویژگی‌های بررسی‌شده برای تعدیل مدل (2) شامل اندازۀ شرکت، مالکیت مدیریت، تمرکز مالکیت، استقلال هیئت‌مدیره، دوگانگی وظایف مدیر عامل، اهرم مالی (LEV)، فرصت‌های رشد (MTB) و مالکیت نهادی (InstiOwn) بودند که درنهایت، پس از آزمون‌های لازم، سه ویژگی LEV ، MTB و InstiOwn برای تعدیل مدل (2) انتخاب شدند. LEV از تقسیم مجموع بدهی‌های بلند‌مدت و کوتاه‌مدت بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام حاصل می‌شود؛MTB  نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام و InstiOwn از تقسیم مجموع سهام نگهداری‌شدۀ نهادها یعنی بانک‌ها، شرکت‌های بیمه، شرکت‌های سرمایه‌گذاری و نهادهای دولتی بر مجموع سهام شرکت به دست می‌آید.

می‌توان حساسیت «لحن افشای ریسک» نسبت به «ریسک نامطلوب» شرکت‌های کم‌ریسک (یعنی شرکت‌هایی که نمره ریسک نامطلوب آنها کمتر است) را که همانλ2  است و همچنین، به‌موقع‌بودن تفاضلی اخبار بد ریسک نسبت به اخبار خوبِ ریسک یعنی λ3 را توابع خطی از سه ویژگی مهم و تأثیرگذار شرکت‌ها یعنی LEV، MTB و InstiOwn در نظر گرفت و دو رابطه (2) و (3) را ارائه کرد:

 

رابطه (2)

GRD-Scorei,t=l2=µ0+µ1LEVi,t+µ2MTBi,t+µ3InstiOwni,t

رابطه (3)

CRD-Scorei,t=l3= ν0+ ν 1LEVi,t + ν2MTBi,t + ν3InstiOwni,t

 

در معادلات فوق، GRD-Score[5] معیار به‌موقع‌بودن اخبار خوبِ ریسک و[6]CRD-Score نمرۀ محافظه‌کاری در افشای ریسک است. اگر رابطه‌های (2) و (3) در مدل (2) جایگذاری شوند، این مدل به شرح مدل (3) تعدیل خواهد شد:

 

مدل(3)

RDTi,t=l0+l1DTi,t+DownsideRiski,t*(µ0+µ1LEVi,t+µ2MTBi,t+µ3InstiOwni,t)+DownsideRiski,t*DTi,t*(ν0+ν1LEVi,t+ν2MTBi,t+ν3InstiOwni,t)+(δ1LEVi,t+δ2MTBi,t+δ3InstiOwni,t+δ4DTi,t*LEVi,t+δ5DTi,t*MTBi,t+δ6DTi,t*InstiOwni,t)+εi,t

 

که بعد از بسط مدل به‌صورت زیر تبدیل خواهد شد[7]:

مدل (3)

RDTi;t=l0+l1DTi,t+µ0DownsideRiski,t+µ1DownsideRiski,t*LEVi,t+µ2DownsideRiski,t*MTBi,t+µ3DownsideRiski,t*InstiOwni,t+ν0DownsideRiski,t*DTi,t+ν1DownsideRiski,t*DTi,t*LEVi,t+ν2DownsideRiski,t*DTi,t*MTBi,t+ν3DownsideRiski,t*DTi,t*InstiOwni.t+δ1LEVi,t+δ2MTBi,t+δ3InstiOwni,t+δ4DTi,t*LEVi,t+δ5DTi,t*MTBi,t+δ6DTi,t*InstiOwni,t+εi,t

 

در مدل فوق، آخرین عبارات برای کنترل اثرات متقابل ویژگی‌های خاص شرکت‌ها (LEV، MTB و InstiOwn) و لحن افشای ریسک اعمال شده است. برای محاسبۀ محافظه‌کاری در افشای ریسک هر سال (دوره) - شرکت، ابتدا مدل (3) برای کل شرکت‌های نمونه برازش می‌شود و سپس مقادیر ν0، ν1، ν2و ν3به‌دست‌آمده از تخمین مدل (3) در رابطه (3) جایگزین می‌شوند و درنهایت، محافظه‌کاری در افشای ریسک (یعنی همان CRD-Score) هر شرکت در دوره مدنظر با استفاده از این رابطه محاسبه می‌شود.

همچنین، به‌منظور مقایسۀ یافته‌ها،شرکت‌ها براساس میزان محافظه‌کاری کمّی حسابداری به سه گروه تقسیم خواهند شد و محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری در این سه گروه با استفاده از مدل اولسون آزمون خواهد شد. محافظه‌کاری کمّی حسابداری با استفاده از مدل خان و واتز ]38[ به شرح مدل (4)، اندازه‌گیری می‌شود:

 

مدل(4)

EPS/Pi,t=l0+l1Di,t+µ0RETi,t+µ1RETi,t*SIZEi,t+µ2RETi,t*MTBi,t+µ3RETi,t*LEVi,t+ν0RETi,t*Di,t+ν1RETi,t*Di,t*SIZEi,t+ν2RETi,t*Di,t*MTBi.t+ν3RETi,t*Di,t*LEVi,t+δ1SIZEi,t+δ2MTBi,t+δ3LEVi,t+δ4Di,t*SIZEi,t+δ5Di,t*MTBi,t+δ6Di,t*LEVi,t+εi,t

 

در مدل فوق، EPS سود هر سهم، P قیمت بازار سهم در ابتدای دوره مالی، RET بازده سهام، SIZE اندازۀ شرکت است که با استفاده از لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام اندازه‌گیری می‌شود و D متغیر مجازی است که اگر بازده سهام در سال مدنظر منفی باشد، یک و در غیر این صورت، صفر خواهد بود. بقیۀ متغیرها قبلاً توضیح داده شدند.

برای محاسبۀ محافظه‌کاری کمّی حسابداری، ابتدا مدل (4) برای کل شرکت‌های نمونه برازش می‌شود و سپس مقادیر ν0، ν1، ν2و ν3 به‌دست‌آمده از تخمین مدل (4) در رابطه (4) جایگزین می‌شوند و درنهایت، محافظه‌کاری کمّی حسابداری (یعنی همان C-Score[8]) هر شرکت در دورۀ مدنظر با استفاده از این رابطه محاسبه می‌شود:

رابطه (4)

C-Scorei,t= ν0+ ν 1SIZEi,t + ν2MTBi,t + ν3LEVi,t

 

روش آزمون فرضیۀ دوم: برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، از مدل (5) استفاده شده است:

 

مدل (5)

SYNCHi,t+1=α0+α1CRD-Scorei,t+α2GROWTHi,t+α3RETi,t+α4SDRETi,t+α5SIZEi,t+α6ROAi,t+ α7VOLUMEi,t+α8HHIi,t +εi,t

 

که در آن SYNCH هم‌زمانی بازده سهام بوده و به مانند پژوهش بنژائو و ژووان ]26[، بای و همکاران ]20[ و فلاح‌زاده‌ابرقویی و همکاران ]10[ برای اندازه‌گیری آن از رابطه (5) استفاده شده است:

 

رابطه (5)

 𝑆𝑌𝑁𝐶𝐻=log(

                                                               

در رابطۀ فوق،  ضریب تعیین حاصل از برازش مدل (6) است:

 

مدل (6)

Ri,t=β0+ β1RM,t+ β2RI,t+ εi,t

                    

درمدل فوق، 78 Ri,t بازده هفتگی سهام شرکت i در سال t، RM,t بازده هفتگی بازار در سال t و RI,tبازده هفتگی صنعت مربوطه در سال t است. متغیرهای کنترل در مدل (5) به شرح زیرند:

GROWTH رشد درآمد فروش با استناد به پژوهش فلاح‌زاده ‌ابرقویی و همکاران ]10[ و ‌داداشی و همکاران ]3[، RET میانگین بازده هفتگی سهام براساس پژوهش داداشی و همکاران ]3[، SDRET انحراف معیار بازده هفتگی سهام با استناد به پژوهش دای و همکاران ]28[ و داداشی و همکاران ]3[، SIZE اندازۀ شرکت با استناد به پژوهش دای و همکاران ]28[، بای و همکاران ]20[ و بنژائو و ژووان ]26[ که روش محاسبۀ آن قبلاً توضیح داده شد، ROA بازده دارایی‌ها (سود خالص بر دارایی‌ها) با استناد به پژوهش بای و همکاران ]20[ و داداشی و همکاران ]3[، VOLUME حجم معاملات سهام براساس پژوهش بای و همکاران ]20[ که با تقسیم کل سهام معامله‌شده در طی سال بر مجموع سهام در دست سهامداران به دست می‌آید و HHI شاخص تمرکز صنعت با استناد به پژوهش واتنابه و همکاران ]56[ به‌عنوان متغیر کنترل انتخاب شده است. شاخص هرفیندال – هیرشمن (HHI) با استفاده از رابطه (6) محاسبه می‌شود:

 

رابطه (6)

                                              ج

 

در رابطه بالا Sij سهم (درصد) فروش شرکت i از فروش کل صنعت  j و n تعداد شرکت‌های مربوط به صنعت  j است.

 

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

نگاره (2) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد. برای بررسی مشخصات عمومی و پایه‌ای متغیرها، برآورد شاخص‌های توصیفی مربوط به متغیرها لازم است. میانگین، مهم‌ترین شاخص مرکزی است. میانگین نمرۀ لحن افشای ریسک (RDT) برابر با 230/0 است. با توجه به اینکه «خالص اخبار منفی دربارۀ ریسک» لحن افشای ریسک در نظر گرفته شده است، مثبت‌بودن میانگین لحن افشای ریسک نشان می‌دهد به‌طور متوسط در شرکت‌های بررسی‌شده، وزن اخبار منفی ریسک، بیشتر از وزن اخبار مثبت ریسک بوده است. حداکثر مقدار این متغیر برابر با 853/0 است که نشان‌دهندۀ بیشترین وزن اخبار منفی ریسک در مقایسه با اخبار مثبت ریسک است. همچنین، حداقل مقدار این متغیر نیز برابر با 850/0- است که نشان‌دهندۀ بیشترین وزن اخبار مثبت ریسک در مقایسه با اخبار منفی ریسک است. میانگین انحراف معیار نامطلوب به‌عنوان نماد ریسک نامطلوب (DownsideRisk) برابر با 021/0 بوده و با میانه این متغیر که برابر با 020/0 است، تفاوت چندانی ندارد. میانگین نمرۀ محافظه‌کاری در افشای ریسک شرکت‌ها یعنی متغیر CRD-Score نیز 643/0 است که نشان می‌دهد به‌طور میانگین، شرکت‌ها طی دورۀ بررسی در افشای ریسک‌های مرتبط با شرکت محافظه‌کارانه عمل کرده‌اند. حداقل و حداکثر این مقدار، هر دو عدد مثبتی بوده و به‌ترتیب برابر با 144/0 و 950/2 است. میانگین هم‌زمانی بازده سهام (𝑆𝑌𝑁𝐶𝐻) برابر با 881/0- است و نشان می‌دهد بیشتر داده‌های مربوط به این متغیر حول این عدد متمرکز شده‌اند. حداکثر متغیر هم‌زمانی بازده سهام عدد مثبتی بوده و برابر با 909/0 است و حداقل این متغیر برابر با یک عدد منفی یعنی 289/2- است. میانگین متغیر C-Score نشان‌دهندۀ محافظه‌کاری شرطی حسابداری بوده و با استفاده از مدل خان و واتز ]38[ محاسبه شده است و برابر با 324/0 است؛ در حالی که حداقل و حداکثر متغیر محافظه‌کاری در افشای ریسک عدد مثبتی است، حداقل مقدار محافظه‌کاری کمّی حسابداری عدد منفی بوده و برابر با 711/0- است. حداکثر این متغیر برابر با 283/2 است. میانه متغیر محافظه‌کاری کمّی حسابداری نیز برابر با 284/0 بوده و کمتر از میانگین این متغیر است.

 

 

نگاره 2. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

میانه

میانگین

متغیر

853/0

850/0-

367/0

260/0

230/0

RDT

100/0

000/0

012/0

020/0

021/0

DownsideRisk

774/11

046/0

433/1

168/1

438/1

LEV

033/16

395/0

654/1

947/2

008/3

MTB

990/0

000/0

279/0

610/0

587/0

InstiOwn

950/2

144/0

280/0

621/0

643/0

CRD -Score

283/2

711/0-

396/0

284/0

324/0

C-Score

909/0

050/0

208/0

389/0

415/0

BV

836/4

065/0

114/1

990/0

304/1

MV

909/0

289/2-

599/0

874/0-

881/0-

𝑆𝑌𝑁𝐶𝐻

616/2

596/0-

414/0

337/0

362/0

GROWTH

218/0

001/0

030/0

058/0

061/0

SDRET

805/32

945/23

126/2

771/27

798/27

SIZE

065/0

069/0-

036/0

010/0

009/0

RET

936/0

381/0-

230/0

213/0

215/0

ROA

995/2

009/0

347/0

194/0

317/0

VOLUME

869/0

006/0

112/0

126/0

148/0

HHI

  منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

تخمین مدل سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک

نگاره (3) نتیجۀ تخمین مدل (3) پژوهش را نشان می‌دهد. در برازش مدل‌ها به‌منظور انتخاب از بین الگوهای تلفیقی و تابلویی از آزمون لیمر استفاده می‌شود. همچنین، در صورت انتخاب داده‌های تابلویی، به‌منظور انتخاب از بین الگوی اثرات ثابت و اثرات تصادفی از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. برای انتخاب از بین روش‌های تلفیقی و تابلویی فرض صفر (H0) به این صورت است که عرض از مبدأها برای همۀ مقاطع یکسان است. در صورتی که معناداری آمارۀ F  لیمر بیشتر از 5% باشد، فرض H0 پذیرفته و از الگوی داده‌های تلفیقی استفاده می‌شود؛ در غیر این صورت، از الگوی داده‌های تابلویی استفاده می‌شود. با توجه به اینکه آماره F لیمر برابر با 722/0 بوده و معناداری آن 688/0 است، در تخمین مدل (3)، از الگوی داده‌های تلفیقی استفاده شده است. برای بررسی وجود ناهمسانی واریانس در مدل‌ها از آزمون بروش – پاگان - گادفری[9] استفاده شده است. با توجه به معناداربودن این آماره در سطح اطمینان 99% برای این مدل، می‌توان نتیجه گرفت در تخمین مدل (3) ناهمسانی واریانس وجود دارد که برای رفع آن از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته[10] استفاده شده است. معناداری

 

آماره F فیشر نشان می‌دهد مدل رگرسیونی برازش‌شده در سطح اطمینان 99% معنادار است. ضریب تعیین تعدیل‌شده (adjR2) نیز که قدرت توضیحی متغیرهای مستقل و کنترلی را نشان می‌دهد، برابر با 352/0 است. با توجه به عدد به‌دست‌آمده برای آمارۀ دوربین واتسون (بین 5/1 و 5/2)، نتیجه‌گیری می‌شود که به‌طور تقریبی در تخمین مدل، اجزای خطای همبستگی معناداری با یکدیگر ندارند؛ یعنی بین باقیمانده‌ها خودهمبستگی مرتبه اول وجود ندارد. با توجه به نگاره (3)، اهرم مالی و فرصت‌های رشد، محافظه‌کاری در افشای ریسک را افزایش می‌دهند؛ زیرا ضریب متغیرهای تعاملی DownsideRisk*DT*LEV و DownsideRisk*DT*MTB مثبت و از لحاظ آماری معنادار است. منفی و معنادار بودن ضریب متغیر تعاملی DownsideRisk*DT*InstiOwn نیز نشان می‌دهد مالکیت نهادی، محافظه‌کاری در افشای ریسک را کاهش می‌دهد. همچنین، با توجه به اینکه ضریب متغیر DownsideRisk*DT مثبت بوده (258/0) و در سطح اطمینان 99% معنادار است (756/3=t)، به‌طور میانگین، مدیران در افشای ریسک‌های مرتبط با شرکت، محافظه‌کارانه عمل کرده‌اند.

 

 

 

 

 

 

نگاره 3. نتایج تخمین مدل سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک (تخمین مدل (3))

RDTi;t=l0+l1DTi,t+µ0DownsideRiski,t+µ1DownsideRiski,t*LEVi,t+µ2DownsideRiski,t*MTBi,t+µ3 DownsideRiski,t*InstiOwni,t+ν0DownsideRiski,t*DTi,t+ν1DownsideRiski,t*DTi,t*LEVi.t+ν2DownsideRiski,t *DTi,t*MTBi.t+ν3DownsideRiski,t*DTi,t*InstiOwni.t+δ1LEVi,t+δ2MTBi,t+δ3InstiOwni,+δ4DTi,t*LEVi,t +δ5DTi,t*MTBi,t+δ6DTi,t*InstiOwni,t+εi,t

F لیمر: 722/0

معناداری: 688/0

معناداری

آماره t

ضریب

متغیر

411/0

821/0-

0005/0-

(Constant)

000/0

658/5-

007/0-

DT

001/0

104/3

181/0

DownsideRisk

000/0

351/5-

09/0-

DownsideRisk*LEV

بروش - گادفری: 599/8

معناداری: 000/0

000/0

586/6-

153/0-

DownsideRisk*MTB

000/0

449/4

246/0

DownsideRisk*InstiOwn

000/0

756/3

258/0

DownsideRisk*DT

F فیشر: 506/61

معناداری:000/0

000/0

590/4

079/0

DownsideRisk*DT*LEV

000/0

501/5

129/0

DownsideRisk*DT*MTB

005/0

792/2-

198/0-

DownsideRisk*DT*InstiOwn

352/0adjR2=

000/0

538/4

001/0

LEV

000/0

918/5

002/0

MTB

000/0

826/6-

005/0-

InstiOwn

861/1DW=

015/0

428/2-

0007/0-

DT*LEV

000/0

697/4-

002/0-

DT*MTB

010/0

580/2

003/0

DT*InstiOwn

    منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

نتیجۀ آزمون فرضیۀ اول

نگاره (4) نتیجۀ آزمون فرضیۀ اول پژوهش را نشان می‌دهد. برای آزمون تأثیرگذاری محافظه‌کاری در افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی، با استناد به پژوهش کوسنیدیس و همکاران ]40 [شرکت‌ها براساس نمره CRD-Score به سه گروه تقسیم شدند و محتوای اطلاعاتی این سه گروه با استفاده از مدل اولسون بررسی شد. با توجه به نگاره (4)، ضریب تعیین تعدیل‌شده (adjR2) حاصل از برازش مدل اولسون در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری در افشای ریسک (CRD-Score) متوسط (446/0)، بیشتر از ضریب تعیین در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری در افشای ریسک پایین (269/0) است و نتایج حاصل از آزمون کرامر نیز معناداری این تفاوت را نشان می‌دهد؛ زیرا معناداری آزمون z کرامر کمتر از 05/0 است (معناداری z کرامر: 018/0). همچنین، ضریب تعیین حاصل از برازش مدل اولسون در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری در افشای ریسک بالا (640/0)، بیشتر از ضریب تعیین مدل اولسون در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری در افشای ریسک متوسط است و نتایج حاصل از آزمون کرامر نیز معناداری این تفاوت را نشان می‌دهند (معناداری z کرامر: 007/0). با توجه به این یافته‌ها ادعا می‌شود محافظه‌کاری در افشای ریسک، محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری را افزایش می‌دهد و بر اساس این، فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‌شود.

 

 

نگاره 4. نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش

MVi,t=α0+α1BVi,t+α2Ei,t+εi,t

مقایسۀ ضریب تعیین تعدیل‌شده (adj) در بین شرکت‌های گروه پایین و متوسط:

آماره z کرامر: 357/2

سطح معناداری: 018/0

 

گروه شرکت‌های دارای CRD-Score پایین

269/0adjR2=

E

BV

(Constant)

متغیر

F فیشر: 496/102

847/1

590/0

689/0

ضریب

معناداریF :000/0

408/12

969/2

654/7

آماره t

862/1DW=

000/0

003/0

000/0

معناداری

گروه شرکت‌های دارای CRD-Score متوسط

446/0adjR2=

E

BV

(Constant)

متغیر

F فیشر: 298/226

994/2

398/0

509/0

ضریب

مقایسۀ ضریب تعیین تعدیل‌شده (adj) در بین شرکت‌های گروه متوسط و بالا:

آماره z کرامر: 660/2

سطح معناداری: 007/0

 

معناداریF :000/0

106/20

478/2

672/6

آماره t

663/1DW=

000/0

013/0

000/0

معناداری

گروه شرکت‌های دارای CRD-Score بالا

640/0adjR2=

E

BV

(Constant)

متغیر

F فیشر: 903/497

895/3

877/0

138/0

ضریب

معناداریF :000/0

145/23

850/4

075/2

آماره t

915/1DW=

000/0

000/0

038/0

معناداری

   منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

 

با توجه به مبانی نظری تشریح‌شده، تأثیر محافظه‌کاری حسابداری بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری در پژوهش‌های متعددی بررسی شده است. به‌منظور مقایسۀ تأثیر دو متغیر محافظه‌کاری در افشای ریسک و محافظه‌کاری حسابداری (C-Score) بر محتوای اطلاعاتی، یافته‌های مربوط به تأثیر محافظه‌کاری کمّی حسابداری بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری در نگاره (5) گزارش شده‌اند. همچنان که مشاهده می‌شود هرچند ضریب تعیین حاصل از برازش مدل اولسون در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری حسابداری (C-Score) متوسط (497/0)، بیشتر از این ضریب تعیین در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری حسابداری پایین (302/0) است و نتایج حاصل از آزمون کرامر نیز معناداری این تفاوت را نشان می‌دهد (معناداری z کرامر: 011/0)، ضریب تعیین حاصل از برازش مدل اولسون در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری حسابداری بالا (516/0) تفاوت معناداری با ضریب تعیین حاصل از برازش این مدل در گروه شرکت‌های دارای محافظه‌کاری حسابداری متوسط (497/0) ندارد؛ زیرا معناداری آمارۀ کرامر برای تفاوت ذکرشده، بیشتر از 05/0 بوده و برابر با 797/0 است. درواقع، برخلاف محافظه‌کاری در افشای ریسک، محافظه‌کاری کمّی حسابداری، محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری را به‌صورت خطی افزایش نمی‌دهد.

 

 

نگاره 5. طبقه‌بندی شرکت‌ها براساس محافظه‌کاری کمی حسابداری (C-Score) و مقایسۀ محتوای اطلاعاتی آنها

MVi,t=α0+α1BVi,t+α2Ei,t+εi,t

مقایسۀ ضریب تعیین تعدیل‌شده (adj) در بین شرکت‌های گروه پایین و متوسط:

آماره z کرامر: 540/2

سطح معناداری: 011/0

گروه شرکت‌های دارای C-Score پایین

302/0adjR2=

E

BV

(Constant)

متغیر

F فیشر: 225/120

932/1

794/0

585/0

ضریب

معناداریF :000/0

868/12

943/3

647/6

آماره t

881/1DW=

000/0

000/0

000/0

معناداری

گروه شرکت‌های دارای C-Score متوسط

497/0adjR2=

E

BV

(Constant)

متغیر

F فیشر: 617/277

346/3

560/0

376/0

ضریب

مقایسۀ ضریب تعیین تعدیل‌شده (adj) در بین شرکت‌های گروه متوسط و بالا:

آماره z کرامر: 256/0

سطح معناداری: 797/0

 

معناداریF :000/0

525/21

477/3

022/5

آماره t

722/1DW=

000/0

000/0

000/0

معناداری

گروه شرکت‌های دارای C-Score بالا

516/0adjR2=

E

BV

(Constant)

متغیر

F فیشر: 081/300

196/3

722/0

341/0

ضریب

معناداریF :000/0

872/19

002/4

618/4

آماره t

864/1DW=

000/0

000/0

000/0

معناداری

 منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

نتیجۀ آزمون فرضیۀ دوم

نگاره (6) نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش را نشان می‌دهد. انتظار بر این بود که محافظه‌کاری در افشای ریسک به‌واسطۀ افزایش شفافیت در افشای اطلاعات، هم‌زمانی بازده سهام را کاهش ‌دهد. با توجه به نگاره (6)، ضریب متغیر محافظه‌کاری در افشای ریسک یعنی CRD-Score برابر با 151/0- بوده و آماره t و معناداری آن به‌ترتیب برابر با 862/2- و 004/0 است؛ بر اساس این، بیان می‌شود محافظه‌کاری در افشای ریسک به افشای اطلاعات خاص شرکت منجر می‌شود و با تأثیرگذاری بر قیمت سهام، هم‌زمانی بازده سهام را کاهش می‌دهد؛ درنتیجه، فرضیۀ دوم پژوهش تأیید می‌شود. از بین متغیرهای کنترل نیز حجم معاملات (VOLUME) رابطۀ منفی با هم‌زمانی بازده سهام دارد؛ یعنی با افزایش حجم معاملات، هم‌زمانی بازده سهام کاهش پیدا می‌کند. همچنین، با توجه به اینکه ضریب متغیر اندازۀ شرکت، یعنی SIZE مثبت و معنادار است، می‌توان نتیجه گرفت هرچه اندازۀ شرکت‌ها بزرگ‌تر باشد، هم‌زمانی بازده سهام آنها بیشتر خواهد بود.

 

 

 

نگاره 6. نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

SYNCHi,t+1=α0+α1CRD-Scorei,t+α2GROWTHi,t+α3RETi,t+α4SDRETi,t+α5SIZEi,t +α6ROAi,t+ α7VOLUMEi,t+α8HHIi,t+εi,t

F  لیمر: 971/0

معناداری: 456/0

معناداری

آماره t

ضریب

متغیر

000/0

282/6-

260/1-

(Constant)

بروش - گادفری: 247/30

معناداری: 000/0

004/0

862/2-

151/0-

CRD-Score

463/0

733/0-

025/0-

GROWTH

F فیشر: 925/6

معناداری: 000/0

063/0

854/1

754/0

RET

114/0

577/1-

780/0-

SDRET

030/0adjR2=

003/0

910/2

020/0

SIZE

422/0

802/0

050/0

ROA

894/1DW=

000/0

563/5-

229/0-

VOLUME

263/0

119/1

143/0

HHI

          منبع: یافته‌های پژوهش

 

بحث و نتیجه‌گیری

از مهم‌ترین بخش‌های افشاشده در گزارش‌های مالی، اطلاعات مربوط به ریسک شرکت‌ها است. اهمیت افشای ریسک به دلیل تأثیری است که ریسک‌های مختلف بر تصمیم‌های سرمایه‌گذاران دارد. مدیران با افشای اطلاعات ریسک، به ذینفعان اطلاعاتی را درخصوص ریسک‌های مرتبط با شرکت و نحوۀ مدیریت آنها ارائه می‌کنند. در شرکت‌های دارای افشای ریسک محافظه‌کارانه، برای افشای اخبار خوب مرتبط با ریسک، تأیید‌پذیری بیشتری لازم بوده و برای شناسایی اخبار بد ریسک، استاندارد پایین‌تری از تأییدپذیری لازم است. یافته‌های پژوهش نشان دادند «محافظه‌کاری در افشای ریسک (CRD-Score)» ازطریق تحمیل آستانۀ بالاتری از قابلیت تأیید برای افشای اخبار خوب ریسک، اطلاعات افشاشدۀ اتکاپذیرتری را فراهم می‌کند و با افشای سریع‌تر اخبار بد ریسک، محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری را افزایش می‌دهد. این نتیجه در تطابق با یافته‌های پژوهش مومن و همکاران ]51[ و طاهری و همکاران ]7[ است که نشان دادند افشای ریسک بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری تأثیرگذار است و با یافته‌های پژوهش الشندیدی و شرایوز ]30[ نیز همخوانی دارد که نشان دادند شرکت‌ها در زمان انتقال (افشا) اطلاعات مربوط به ریسک، تمایل به خوش‌بینی کمتر و بدبینی بیشتری دارند. همچنین، به‌منظور مقایسۀ تأثیر دو متغیر «محافظه‌کاری در افشای ریسک» و «محافظه‌کاری کمی حسابداری (C-Score)» بر محتوای اطلاعاتی، تأثیر محافظه‌کاری کمّی حسابداری بر محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری نیز بررسی شد. یافته‌ها نشان دادند رابطۀ مشخصی بین محافظه‌کاری کمّی حسابداری و محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری وجود ندارد. به نظر می‌رسد محتوای اطلاعاتی بیش از اینکه از محافظه‌کاری کمّی تأثیر بگیرد، از محافظه‌کاری کیفی یعنی محافظه‌کاری در افشای ریسک تأثیر می‌پذیرد و اثرگذاری رفتار محافظه‌کارانۀ مدیران در گزارشگری مالی بر محتوای اطلاعاتی، در افشای کیفی نمود پیدا می‌کند. در بخش دیگر پژوهش، با در نظر گرفتن اینکه هم‌زمانی بازده سهام، شاخصی از محتوای اطلاعاتی قیمت سهام است، پیش‌بینی شد محافظه‌کاری در افشای ریسک به‌واسطۀ افزایش شفافیت اطلاعات خاص افشاشدۀ شرکت، بر قیمت و بازده سهام تأثیر می‌گذارد و به کاهش هم‌زمانی آن منجر می‌شود. یافته‌ها نشان دادند محافظه‌کاری در افشای ریسک با تحت تأثیر قرار دادن قیمت سهام، هم‌زمانی بازده سهام را کاهش می‌دهد. این یافته در تطابق با پژوهش یوو و همکاران ]58[ و رضازاده و بکشو ]4[ است که نشان دادند گزارشگری متهورانه (غیر محافظه‌کارانه) هم‌زمانی بازده سهام را افزایش می‌دهد.

 

پیشنهادهای کاربردی

با توجه به یافته‌های پژوهش، به تدوین‌کنندگان قوانین و استانداردهای حسابداری پیشنهاد می‌شود به گونه‌ای استانداردهای افشای ریسک را وضع کنند که اخبار بد ریسک سریع‌تر و با رعایت استاندارد پایین‌تری از تأیید‌پذیری افشا شود تا بدین وسیله اخبار منفی مرتبط با ریسک، به‌موقع در اختیار بازار و استفاده‌کنندگان از گزارش‌های مالی قرار گیرند. اتخاذ چنین رویه‌‌ای درنهایت به افزایش توانایی توضیح‌دهندگی متغیرهای مهم مالی شرکت در ارتباط با بازده و قیمت سهام منجر خواهد شد و با افزایش شفافیت اطلاعات مالی، هم‌زمانی بازده سهام را کاهش خواهد داد. به مدیران شرکت‌ها نیز پیشنهاد می‌شود در افشای ریسک‌های شرکت محافظه‌کارانه عمل کنند تا بدین وسیله محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری افزایش یابد و سرمایه‌گذاران به اطلاعات خاص انتشاریافتۀ شرکت، عکس‌العمل قوی‌تری نشان دهند. برای سرمایه‌گذاران هم پیشنهاد می‌شود با مطالعه و مدنظر قرار دادن افشاهای متنی در گزارش‌های مالی، سهام شرکت‌هایی را خریداری کنند که ریسک‌های آن به‌صورت محافظه‌کارانه افشا شده باشد.

 

پیشنهاد برای پژوهش‌های آتی

  1. 1.  در این پژوهش، رابطه بین محافظه‌کاری در افشای ریسک و محتوای اطلاعاتی بررسی شد. به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌شود رابطه بین محافظه‌کاری در افشای کلی شرکت‌ها و محتوای اطلاعاتی را بررسی و آزمون کنند.

2. بررسی سایر پیامد‌های احتمالی محافظه‌کاری در افشای ریسک مانند تأثیر محافظه‌کاری در افشای ریسک بر متغیرهایی مانند نقدشوندگی سهام، کیفیت گزارش‌گری مالی، نوع گزارش حسابرسان و مدیریت سود.

 

محدودیت‌ پژوهش

یکی از محدودیت‌های اصلی این پژوهش که ریشه در محدودیت استفاده از روش تحلیل محتوا دارد، وابستگی مستقیم نتایج به تعریف و چهارچوب‌بندی اولیه و نیز تفسیر نتایج است. این محدودیت به این معنی است که اگر پژوهشگران از تعاریف و نظام‌های طبقه‌بندی متفاوتی برای اندازه‌گیری لحن افشای ریسک استفاده کنند، ممکن است نتایج متفاوتی حاصل شود. درواقع، به دلیل کیفی‌بودن افشای ریسک، ممکن است تعاریف و معیار‌های سنجش لحن افشای ریسک (و درنتیجه، محافظه‌کاری در افشای ریسک) بین پژوهش‌گران متفاوت باشند و با تغییر روش‌ها و شاخص‌های اندازه‌گیری لحن افشای ریسک، بر نتایج پژوهش تأثیر بگذارند.

 


[1].Hard information

[2].Soft information

[3].Cramer

[4].Risk Disclosure Tone(RDT)

[5].Good Risk Disclosure-Score(GRD-Score)

[6].Conservative Risk Disclosure-Score(CRD-Score)

[7] . مدل(2) و (3) و نحوه استخراج آنها برگرفته از رساله دکتری رامین مهرادی به راهنمایی دکتر یونس بادآور نهندی تحت عنوان «ارائه مدلی برای سنجش محافظه‌کاری در افشای ریسک بر پایه لحن افشا» است.

[8].Conservative -Score(C-Score)

[9].Breusch-Pagan-Godfrey

[10].Generalized Least Squares(GLS)

مراجع

1-   بادآور‌نهندی، یونس، طالب‌نیا، قدرت‌اله و مرتضی خانلاری. (1390). بررسی محتوای اطلاعاتی عایدات حسابداری محافظه‌کارانه و غیر محافظه‌کارانه. فصلنامۀ پژوهش‌های حسابداری مالی، دوره سوم، شماره 4، صص 114-103.

2-   تالانه، عبدالرضا و مرضیه کاظمی. (1395). محافظه‌کاری و محتوای اطلاعاتی سود. فصلنامۀ بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره بیست‌وسوم، شماره 4، صص 460-435.

3-   داداشی، ایمان، یحیی‌زاده‌فر، محمود و عباس شامخی ‌امیری. (1397). تأثیر خوش‌بینی مدیران بر هم‌زمانی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادارا تهران. مجلۀ پیشرفت‌های حسابداری، دوره دهم، شماره 2، صص 182-159.

4-   رضازاده، جواد و عاطفه بکشو. (1393). گزارشگری مالی متهورانه و آگاهی‌بخشی قیمت سهام. فصلنامۀ پژوهش‌های کاربردی در گزارشگری مالی، سال سوم، شماره 5، صص 22-7.

5-   رضایی، فرزین و سمیه بافهم ‌مهربانی. (1392). تأثیر چرخۀ عملیاتی و ساختار مالکیت بر سطح محافظه‌کاری شرکت‌ها به روش C-score. فصلنامۀ دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال دوم، شماره 7، صص 89-75.

6-   صالحی، اله‌کرم، بزرگمهریان، شاهرخ و برزو صالحی. (1395). اثر محافظه‌کاری غیر‌شرطی بر مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری. فصلنامۀ دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال پنجم، شماره 17، صص 121-111.

7-   طاهری، ماندانا، رحمانی، علی و غلامرضا سلیمانی ‌امیری. (1398). ارتباط ارزشی افشا و گزارشگری ریسک در بانک‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ پژوهش‌هایحسابداریمالی، سال یازدهم، شماره 1، صص 22-1.

8-   علی‌نژاد ‌ساروکلائی، مهدی و رضا طاهری ‌عابد. (1397). رابطه بین هم‌زمانی قیمت سهام و ریسک سقوط قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، سال یازدهم، شماره 40، صص 11-1.

9-   فصیحی، صغری، حسینی، سید‌علی و شهناز مشایخ. (1398). بررسی تأثیر افشای ریسک بر کارایی سرمایه‌گذاری شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ دانش سرمایه‌گذاری، سال هشتم، شماره 31، صص 371-355.

10-     فلاح‌زاده ‌ابرقویی، احمد، تفتیان، اکرم و فروغ حیرانی. (1397). بررسی رابطه بین نقد‌شوندگی سهام و هم‌زمانی قیمت سهام با استفاده از سیستم معادلات هم‌زمان در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ دانش سرمایه‌گذاری، سال هفتم، شماره 27، صص 276-257.

11-     کامیابی، یحیی و بتول پرهیزکار. (1395). بررسی رابطه بین سرمایه‌گذاران نهادی و هم‌زمانی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ دانش سرمایه‌گذاری، سال پنجم، شماره 17، صص 186-165.

12-     لطفی، محسن، حقیقت، حمید و محمد‌حسین قائمی. (1397). شناسایی و رتبه‌بندی عوامل اثرگذار بر هم‌زمانی بازده سهام با استفاده از شبکه‌های عصبی و درخت تصمیم. فصلنامۀ دانش حسابداری، دوره نهم، شماره 4، صص 36-1.

13-     مشکی ‌میاوقی، مهدی و رویا محمدی. (1398). بررسی اثر محافظه‌کاری مشروط بر کیفیت سود مبتنی بر مرتبط‌بودن با ارزش و ضریب واکنش سود. فصلنامۀ پژوهش‌های حسابداری مالی، سال یازدهم، شماره 2، صص 74-61.

14-     مهرانی، ساسان و محسن مطمئن. (1392). محافظه‌کاری و ارتباط ارزشی اطلاعات حسابداری. فصلنامۀ پژوهش‌های کاربردی در گزارشگری مالی، سال دوم، شماره 2، صص 61-45.

15-     مهرانی، ساسان، فعال‌قیومی، علی و محمد مرادی. (1391). رابطه بین مالکیت نهادی، تمرکز مالکیت و مربوط‌بودن ارزش اطلاعات حسابداری. مجلۀ دانش حسابداری، سال سوم، شماره 11، صص 55-31.

16-     نمازی، محمد و مهدی ابراهیمی‌ میمند. (1395). بررسی تأثیر سازوکارهای راهبری شرکت بر افشای ریسک. فصلنامۀ حسابداری مالی، سال هشتم، شماره 30، صص 39-1.

17-    Ahmed, A.S., and S. Duellman. (2011). Evidence on the Role of Accounting Conservatism in Monitoring Managers’ Investment Decisions. Accounting and Finance, Vol. 51, No. 3, Pp. 609-633.

18-    Amran, A., Bin, A.M.R., and B.C.H.M. Hassan. (2009). Risk Reporting, an Exploratory Study on Risk Management Disclosure in Malaysian Annual Reports. Managerial Auditing Journal, Vol. 24, No. 1, Pp. 39-57.

19-    Au, S.Y., Qiu, B., and S.Y. Wu .(2019). Do Risk Factor Disclosures Reduce Stock Price Crash Risk? , www.ssrn.com

20-    Bai, X., Hu, N., Liu, L., and L. Zhu. (2017). Credit Derivatives and Stock Return Synchronicity. Journal of Financial Stability, Vol. 28, No. c, Pp. 79-90.

21-    Balachandran, S.V., and P.S. Mohanram. (2011). Is the Decline in the Value Relevance of Accounting Driven by Increased Conservatism? Review of Accounting Studies, Vol. 16, No. 2, Pp. 272-301.

22-    Ball, R., and L. Shivakumar. (2006). The Role of Accruals in Asymmetrically Timely Gain and Loss Recognition. Journal of Accounting Research, Vol. 44, No. 2, Pp. 207-242.

23-    Barth, M.E., Beaver, W.H., and W.R. Landsman. (2001). The Relevance of the Value Relevance Literature for Financial Accounting Standard Setting: Another View. Journal of Accounting and Economics, Vol. 31, No. 1-3, Pp. 77-104.

24-    Basu, S. (1997). The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings. Journal of Accounting and Economics, Vol. 24, No. 1, Pp. 3-37.

25-    Beaver, W., and S. Ryan. (2000). Biases and Lags in Book Value and Their Effects on the Ability of the Book-to-Market Ratio to Predict Book Return on Equity. Journal of Accounting Re­search, Vol. 38, No. 1, Pp. 127-148.

26-    Benzhao, Z., and X. Xuan. (2018). Relationship Between Voluntary Disclosure, Stock Price Synchronicity and Financial Status: Evidence from Chinese Listed Companies. American Journal of Operations Management and Information Systems, Vol. 3, No. 4, Pp. 74-80.

27-    Bertomeu, J., and I. Marinovic. (2016). A Theory of Hard and Soft Information. The Accounting Review, Vol. 91, No. 1, Pp. 1-20.

28-    Dia, J., Lu., C., Yang., Y., and Y. Zheng. (2018). Is the Social Responsibility Information Disclosed by the Companies Really Valuable?—Evidence from Chinese Stock Price Synchronicity. Sustainability, MDPI, Vol. 10, No. 10, Pp. 1-22.

29-    Dobler, M., Lajili, K., and D. Zeghal. (2011). Attributes of Corporate Risk Disclosure: An International Investigation in the Manufacturing Sector. Journal of International Accounting Research, Vol. 10, No. 2, Pp. 1-22.

30-    Elshandidy, T., and P. Shrives. (2016). Environmental Incentives and Usefulness of Textual Risk Reporting: Evidence from Germany. The International Journal of Accounting, Vol. 51, No. 4, Pp. 464-486.

31-    Elshandidy, T., Fraser, I., and K. Hussainey. (2013). Aggregated, Voluntary, and Mandatory Risk Disclosure Incentives: Evidence from UK FTSE All-share Companies. International Review of Financial Analysis, Vol. 30, Pp. 320-333.

32-    Elzahar, H., and K. Hussainey. (2012). Determinants of Narrative Risk Disclosures in UK Interim Reports. Journal of Risk Finance, Vol. 13, No. 2, Pp. 133-147.

33-    Feltham, G.A., and J.A. Ohlson, (1995). Valuation and Clean Surplus Accounting for Operating and Financial Activities. Contemporary Accounting Research, Vol. 11, No. 2, Pp. 689-731.

34-    Fuller, J., and M.C. Jensen. (2002). Just Say No to Wall Street: Putting a Stop to the Earnings Game. Applied Corporate Finance, Vol. 14, No. 4, Pp. 41-46.

35-    Gee-June, k. (2009). The Value Relevance of Book Values, Earnings and Cash Flow: Evidence from Korea. International Journal of Business and Management, Vol. 4, No. 10, Pp. 28-42.

36-    Hassan, M. K. (2009). UAE Corporations-specific Characteristics and Level of Risk Disclosure. Managerial Auditing Journal, Vol. 24, No. 7, Pp. 668-687.

37-    Hill, P., and H. Short. (2009).”Risk Disclosures on the Second Tier Markets of the London Stock Exchange.” Accounting and Finance, Vol. 49, No. 4, Pp. 753-780.

38-    Khan, M., and L.R. Watts. (2009). Estimation and Empirical Properties of a Firm-Year Measure of Accounting Conservatism. Journal of Accountingand Economics, Vol. 48, No. 2-3, Pp. 132-150.

39-    Kim, H., and Y. Yasuda. (2018). Business Risk Disclosure and Firm Risk: Evidence from Japan. Research in International Business and Finance, Vol. 45, No. C, Pp. 413-426.

40-    Kousenidis, DV., Ladas, AC., and C. Negakis. (2009). Value Relevance of Conservative and Non-Conservative Accounting Information. The International Journal of Accounting, Vol. 44, Pp. 219-238.

41-    Kravet, T.D., and V. Muslu. (2013). Textual Risk Disclosures and Investors’ Risk Perceptions. Review of Accounting Studies, Vol. 18, No. 4, Pp. 1088-1122.

42-    Krippendorff, K. (2004). Content Analysis: An Introduction to its Methodology. 2nd ed, Sage, Beverly Hills.

43-    LaFond, R., and L.R. Watts. (2008). The Information Role of Conservatism. The Accounting Review, Vol. 83, Pp. 447-478.

44-    Li, Y., He., J., and M. Xiao. (2019). Risk Disclosure in Annual Reports and Corporate Investment Efficiency. Internatinal Review of Economics and Finance , Vol. 63, No. C, Pp. 138-151.

45-    Liberti, J.M., and M.A. Petersen. (2018). Information: Hard and Soft. Northwestern University, Working Paper.

46-    Linsley, P.M., and P.J. Shrives. (2005). Examining Risk Reporting in UK Public Companies. Journal of Risk Finance, Vol. 6, No. 4, Pp. 292-305.

47-    Linsley, P.M., and P.J. Shrives. (2006). Risk Reporting: A Study of Risk Disclosures in the Annual Reports of UK Companies. The British Accounting Review, Vol. 38, No. 4, Pp. 387-404.

48-    Miihkinen, A. (2013). The Usefulness of Firm Risk Disclosures under Different Firm Riskiness, Investor-interest, and Market Conditions: New Evidence from Finland. Advances in Accounting, Vol. 29, No. 2, Pp. 312-331.

49-    Mokhtar, E.S., H. Mellett. (2013). Competition, Corporate Governance, Ownership Structure and Risk Reporting. Managerial Auditing Journal, Vol. 28, No. 9, Pp. 838-865.

50-    Morck, R., Yeung, B., and W. Yu. (2000). The Information Content of Stock Markets: Why do Emerging Markets Have Synchronous Stock Price Movements? Journal of Financial Economics, Vol. 58, No. 1, Pp. 215-260.

51-    Moumen, N., Othman, H.B., and K. Hussainey. (2015). The Value Relevance of Risk Disclosure in Annual Reports Evidence from MENA Emerging Markets. Research in International Business and Finance, Vol. 34, Pp. 177-204.

52-    Petersen, M.A. (2004). Information: Hard and Soft. Northwestern University, Working Paper.

53-    Roll, R. (1988). R2. Journal of Finance, Vol. 43, No. 3, Pp. 541-566.

54-    Solomon, J. F., Solomon, A., and S.D. Norton. (2000). A Conceptual Framework for Corporate Risk Disclosure Emerging from the Agenda for Corporate Governance Reform. The British Accounting Review, Vol. 32, No. 4, Pp. 447-478.

55-    Sterling, R. (1967). Conservatism: The Fundamental Principle of Valuation in Traditional Accounting. A Journal of Accounting, Finance and Business Studies, Vol. 3, No. 2, Pp. 109-132.

56-    Watanabe, O., Imhof., M., and S. Tartaroglu. (2019).“Transparency Regulation and Stock Price Informativeness: Evidence from the European Union’s Transparency Directive. Journal of Internatinal Accounting Research, Vol. 18, No. 2, Pp. 89-113.

57-    Watts, R.L. (2003). Conservatism in Accounting Part I: Explanations and Implications. Accounting Horizons, Vol. 17, No. 3, Pp. 207-221.

58-    Yu, Z., Li, L.,Tian, G., and H. Zhang. (2013). Aggressive Reporting, Investor Protection and Stock Price Informativeness: Evidence from Chinese Firms. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, Vol. 22, No. 2, Pp. 71-85.

 

 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 1,975
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 921


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب