بررسی رابطه استراتژی تجاری با گزارشگری مالی متقلبانه با تأکید بر نقش کیفیت افشا

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 کارشناسی ارشد حسابداری، واحد آذرشهر، دانشگاه آزاد اسلامی، آذرشهر، ایران

2 واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران

چکیده

این پژوهش به بررسی رابطه استراتژی تجاری با گزارشگری مالی متقلبانه با تأکید بر نقش کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌پردازد. پژوهش حاضر از لحاظ هدف، کاربردی بوده و از بعد روش‌شناسی همبستگی از نوع علّی (پس رویدادی) می‌باشد. جامعه آماری پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد و با استفاده از روش نمونه‌گیری حذف سیستماتیک، 114 شرکت به عنوان نمونه پژوهش انتخاب شده و در دوره‌ی زمانی 6 ساله بین سال‌های 1390 تا 1395 مورد تحقیق و بررسی قرار گرفتند. برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از نرم‌افزار ایویوز نسخه 9 و از رگرسیون لجستیک استفاده شده است. نتایج حاصل از پژوهش نشان می‌دهد که استراتژی تدافعی مدیریت بر گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر معکوس و معنادار دارد ولی استراتژی تهاجمی مدیریت بر گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر مستقیم و معنادار دارد. کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تدافعی مدیریت و گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر معکوس و معنادار دارد. ولی کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تهاجمی مدیریت و گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر معناداری ندارد.

کلیدواژه‌ها


مقدمه

گزارش‌های مالی همواره باید برای کمک به کاربران در تصمیم‌گیری، اطلاعات قابل‌اعتمادی را ارائه نمایند. گزارش مالی بایستی دربردارنده اطلاعات مربوط، قابل‌اعتماد، قابل‌مقایسه و قابل‌فهم باشد (کاماروزمن، مازلیفا و مایسارا[1]، 2009). قابل‌اعتماد بودن مربوط به کیفیت اطلاعات است و این اطمینان را ایجاد می‌کند که اطلاعات منطقاً عاری از خطا و تعصب است و صادقانه هر آنچه را که انتظار می‌رود بیان کند بازگو می‌نماید. اما جانسون[2] (2005) استدلالش این است که یک گزارش سالانه هرگز نمی‌تواند کاملاً عاری از تعصب باشد زیرا وضعیت اقتصادی ارائه‌شده در گزارش‌های سالانه به‌صورت مداوم تحت شرایطی که حاکی از عدم اطمینان است ارائه می‌گردد. برآوردها و فرضیات زیادی در گزارش وارد می‌گردند. اگرچه فقدان کامل تعصب قابل‌دستیابی نیست، اما برای اینکه این اطلاعات بتواند در تصمیم‌گیری‌ها مفید واقع گردد، داشتن سطح معینی از دقت برای اطلاعات مالی گزارش‌شده ضروری است (هیأت استانداردهای بین‌المللی حسابداری، 2008). بر اساس نظر هیأت تدوین استانداردهای حسابداری مـالی آمریکـا، گزارشگری مالی نه‌تنها شامل صورت‌های مالی، بلکه دربرگیرنده ابزارها یا روش‌های اطلاع‌رسانی است و این ابزارها، به‌صورت مستقیم یا غیرمستقیم با اطلاعاتی ارتباط دارد که از طریق حسابداری ارائه می‌شود؛ یعنی، اطلاعاتی درباره منابع شرکت، دارایی‌ها، بدهی‌ها، سود و غیره است (هیأت تـدوین استانداردهای حسابداری مالی آمریکا، 1978). از طرفی بدیهی است که در دنیای پر تحول و متغیر امروز، موفقیت سازمان‌ها و بنگاه‌های اقتصادی از طریق فعالیت‌های هم‌زمان به دست می‌آید. کنترل به‌موقع و مناسب موجودی انبار و مواد اولیه، تولید و خدمات پس از فروش، فعالیت در سطح بین‌المللی، تحقیقات و نوآوری در محصولات، بازاریابی، حسابداری و کنترل ریسک‌های تجاری و مالی مرتبط با فعالیت‌های بنگاه و سایر فعالیت‌های مرتبط با بنگاه‌ها در حال استاندارد شدن است (بقایی، موسوی و وثوق، 1388). باوجود فعالیت‌های هم‌زمان بخش‌های مختلف سازمان، هنوز دو فعالیت مهم و اساسی مالی و استراتژی در بیشتر بخش‌های سازمان، به‌صورت منفرد و جدای از هم‌شکل می‌گیرد. تصمیمات و فعالیت‌های مربوط به این دو حوزه توسط کارشناسان متفاوت از هم در گروه‌های کاری متفاوت ایجاد می‌شود که نتیجه آن معمولاً پیگیری اهداف و استانداردهای متفاوت و حتی متضاد بوده است. در بحث‌های جدید استراتژی و مالی‌ شرکت‌ها، مدیران و استراتژیست‌ها به دنبال تلفیق این دو حوزه‌اند تا با ایجاد استراتژی مالی و از طریق ایجاد ارتباط بین استراتژی‌های مهم سازمان و فعالیت‌های مالی در یک شرکت، به هدف اجرای تصمیم‌گیری‌های بهتر و مؤثرتر در سازمان نزدیک شوند. نتایج قابل‌انتظار ازاین‌رویکرد عبارت است از:

• دستیابی به استراتژی‌ای که به‌صورت روشن تولیدات آتی را هدایت می‌کند؛

• تصمیمات مناسب تجاری که به‌صورت کاراتری منابع کمیاب را برای اجرای نوآوری‌های استراتژیک تخصیص می‌دهد؛

• ملاک و معیار مناسبی برای ارزیابی عملکرد سازمان ارائه می‌دهد (بقایی، موسوی و وثوق، 1388).

افشاء یکی از ویژگی‌های برجسته اطلاعات گزارشگری‌ مالی است که تحت تأثیر رفتار و انگیزه‌های مدیران قرار می‌گیرد. افشای اختیاری، افشای فراتر از قوانین و استانداردها می‌باشد. استانداردهای حسابداری اگرچه حداقل میزان افشاء را تعیین کرده‌اند ولی برای افشای اضافی اطلاعات محدودیتی قائل نمی‌شوند. درصورتی‌که مدیریت بتواند با افشای اطلاعات اضافی و داوطلبانه رهنمودهای بهتری را در ارتباط با اهداف و چشم‌انداز آتی شرکت و استفاده بهینه از منابعی که در اختیار دارد ارائه کند و تصویر شفاف‌تری از وضعیت موجود نشان دهد، در این صورت سرمایه‌گذاران و سایر استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی می‌توانند از تدابیر مدیریت آگاه شوند و انتقادات آن‌ها نسبت به عملکرد موسسه برطرف می‌شود و به آینده موسسه امیدوار می‌شوند. افشای اختیاری اطلاعات، به افشای اطلاعات انتخاب‌شده توسط واحد تجاری اعم از اطلاعات مالی و غیرمالی که مازاد بر اطلاعات مقررشده توسط مراجع قانونی، قوانین و مقررات حاکم بر گزارشگری مالی، استانداردهای حسابداری و مراجع حرفه‌ای می‌باشد، اشاره دارد (خانی و میرباقری رودباری، 1391). با توجه به‌مراتب فوق پژوهش حاضر درصدد پاسخ به سؤالات زیر است:

رابطه بین استراتژی تجاری و گزارشگری مالی متقلبانه چگونه است؟

تأثیر کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تجاری و گزارشگری مالی متقلبانه چگونه است؟

 

پیشینۀ پژوهش

اعتمادی و زلقی (۱۳۹۲) در مقاله‌ای با عنوان کاربرد رگرسیون لجستیک در شناسایی گزارشگری مالی متقلبانه به این نتیجه رسیدند که تقلب صورت‌های مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با برخی از نسبت‌های مالی مرتبط است (ازجمله: نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، نسبت بدهی بلندمدت به دارایی‌ها و...). نمونه‌ی آماری آن‌ها شامل ۶۸ شرکت در قالب ۳۴ شرکت دارای نشانه‌های تقلب و ۳۴ شرکت فاقد نشانه‌های تقلب است و از رگرسیون لاجیت جهت تدوین مدل برای شناسایی عوامل مرتبط با تقلب (FFS) بهره برده‌اند. در تحقیق آنان در صد صحت پیش‌بینی مدل 8/83 درصد ذکرشده است.

پیوندی (1393) در تحقیقی به‌کارگیری مدل بنیش[3] (1999) جهت پیش‌بینی تقلب و ارتباط آن با بازده سهام و کیفیت سود با رویکرد حسابداری دادگاهی را مورد بررسی قرار داد و برای به دست آوردن میزان تقلب از مدل بنیش (1999) استفاده نمود. نتایج تحقیق وی نشان‌دهنده وجود رابطه‌ای مثبت بین میزان تقلب و بازده حقوق صاحبان سهام و وجود رابطه‌ای منفی بین تقلب و کیفیت سود می‌باشد. در پایان یک رگرسیون در ایران جهت پیش‌بینی تقلب ارائه شده است که نتایج نشان‌دهنده تفاوت‌های اندکی با مدل بنیش (1999) می‌باشد.

دیانتی، بنی مهد و روستایی دره میانه (1394) در پژوهشی به بررسی رابطه بین استراتژی تجاری شرکت و سطح اجتناب مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که میان استراتژی تجاری شرکت و نرخ مؤثر مالیاتی نقدی بلندمدت رابطه معناداری وجود دارد. بر این اساس، شرکت‌هایی که به دنبال حداقل کردن هزینه‌ها هستند، نسبت به شرکت‌هایی که به دنبال فرصت رشد بیشتر و نوآوری در تولید هستند، از اجتناب مالیاتی پایین‌تری برخوردارند. همچنین نتایج نشان داد زمانی که اجتناب مالیاتی بر مبنای نرخ مؤثر مالیاتی دفتری سنجیده می‌شود، میان استراتژی تجاری شرکت و نرخ مؤثر مالیاتی دفتری رابطه معناداری وجود ندارد.

ابراهیمی، بهرامی نسب و باغبان (1396) در پژوهشی نشان دادند که کیفیت حسابرسی اثر منفی و معناداری بر احتمال گزارشگری متقلبانه در صورت‌های مالی دارد، به‌عبارت‌دیگر با افزایش کیفیت حسابرسی احتمال تقلب و میزان مدیریت سود کاهش می‌یابد، همچنین نتایج تحقیق بیانگر رابطه منفی و معناداری بین رعایت حقوق سهامداران و احتمال گزارشگری متقلبانه می‌باشد.

آریس، آریف، اوتمان و محمد[4] (2015) به شناسایی تقلب در گزارشگری مالی با تکنیک‌های آماری پرداختند. نمونه آن‌ها شامل شرکت‌هایی کوچک و متوسط با حداکثر 100 نفر پرسنل بود و از مدل‌های بنیش (1999) مدل آلتمن و نسبت‌های مالی برای تعیین تقلب در گزارشگری مالی استفاده نمودند و نتایج آن‌ها نشان داد که با استفاده از مدل بنیش (1999) امکان شناسایی شرکت‌های متقلب وجود دارد.

لاجوس زاگرا، سانجا و آنا[5] (2016) در این پژوهشی روش‌های مورد استفاده در تجزیه‌وتحلیل‌های آماری و انواع معاملات ریسک آور در گزارش‌های مالی را بررسی کردند. و ‌چگونگی برخورد با شرایط و احتمال تقلب در صورت‌های مالی را ارزیابی نمودند. تجزیه‌وتحلیل‌های آن‌ها نشان داد رایج‌ترین روش‌های استفاده از گزارشگری مالی متقلبانه را میزان دارایی‌ها تشکیل می‌دهند.

حبیب و حسن[6] (2017) به بررسی استراتژی کسب‌وکار، سهام بیش‌ازحد ارزش و سقوط قیمت سهام پرداختند. نتایج نشان داد استراتژی تجاری بر خطر سقوط قیمت سهام تأثیر دارد و چنین تأثیری در شرکت‌های تهاجمی به‌صورت افزایشی و در شرکت‌های تدافعی، به‌صورت کاهشی است. همچنین ارزش‌گذاری بالای سهام بر خطر سقوط قیمت سهام تأثیر مثبت دارد و استراتژی تجاری بر رابطه بین ارزش‌گذاری بالای سهام و خطر سقوط قیمت سهام تأثیر دارد و چنین تأثیری برای شرکت‌های تهاجمی به‌صورت افزایشی و برای شرکت‌های تدافعی به‌صورت کاهشی است.

ژی‌وانگ و کیوژینگ[7] (2017) نشان دادند افزایش توانایی‌های مدیریت باعث کاهش تقلب در صورت‌های مالی می‌شود. ثانیاً ارتباطات سیاسی شرکت‌ها باعث تضعیف تأثیر توانایی مدیریت بر تقلب در صورت‌های مالی می‌شود. تجزیه‌وتحلیل‌های بیشتر نشان داد که این امر از شرکت‌های غیردولتی به شرکت‌های دولتی در حال هدایت می‌باشد. درنهایت، متوجه این مسئله شدیم که شرکت‌های دارای مدیران توانا نسبت به شرکت‌های دارای مدیران غیر توانا از مجازات زیادی از طرف سازمان‌های نظارتی و کنترلی برخوردارند.

 

روششناسی پژوهش

این پژوهش ازلحاظ روش گردآوری اطلاعات، به‌صورت کتابخانه‌ای صورت می‌گیرد. مبانی نظری از کتب و مجلات، مقالات، پایان‌نامه‌های تخصصی فارسی در زمینه مالی و حسابداری گردآوری‌ شده است. در این تحقیق جهت گردآوری اطلاعات از بانک‌های اطلاعاتی، اسناد، سوابق و گزارش‌های حسابرسی شرکت‌ها و صورت‌های مالی و سایر اسناد و مدارک و یادداشت‌های همراه برگرفته از آرشیو بورس اوراق بهادار تهران (سایت کدال) و نرم‌افزار ره‌آورد نوین می‌باشد.

این تحقیق از نوع مطالعه کتابخانه‌ای و تحلیلی– علی از نوع میدانی بوده و از حیث هدف کاربردی و از حیث روش توصیفی- همبستگی قلمداد می‌گردد.

در این تحقیق از روش نمونه‌گیری حذفی سیستماتیک (غربالگر) استفاده‌شده است. دلیل استفاده از این‌ روش و تعریف چنین شرایطی همگون نمودن نمونه آماری با کل جامعه و امکان تعمیم نتایج حاصل از آزمون‌ها به جامعه آماری می‌باشد. کلیه شرکت‌های جامعه آماری که دارای شرایط زیر بوده‌اند (در طی بازه زمانی 1390 الی 1395) به‌عنوان نمونه انتخاب می‌شود:

1- به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، دوره مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفندماه باشد.

2- در طی دوره موردبررسی (1390-1395) تغییر سال مالی نداشته باشد.

3- اطلاعات مالی آن قابل‌دسترس باشد.

4- جزء شرکت‌های مالی (مانند بانک‌ها، مؤسسات مالی) و شرکت‌های سرمایه‌گذاری یا شرکت‌های واسطه‌گری مالی نباشد.

5- اطلاعات موردنیاز در بخش تعریف متغیرها در دسترس باشد.

 

فرضیه‌های پژوهش

فرضیه اول: بین استراتژی تجاری و گزارشگری مالی متقلبانه ارتباط وجود دارد.

فرضیه فرعی اول: بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) ارتباط وجود دارد.

فرضیه فرعی دوم: بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) ارتباط وجود دارد.

فرضیه فرعی سوم: بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) ارتباط وجود دارد.

فرضیه فرعی چهارم: بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) ارتباط وجود دارد.

فرضیه دوم: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تجاری و گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر دارد.

فرضیه فرعی پنجم: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) تأثیر دارد.

فرضیه فرعی ششم: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) تأثیر دارد.

فرضیه فرعی هفتم: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر دارد.

فرضیه فرعی هشتم: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر دارد.

 

متغیرهای پژوهش

متغیر وابسته: گزارشگری مالی متقلبانه (Fraud)

به تبعیت از فرج زاده دهکردی و آقایی (1394) گزارشگری متقلبانه بدین صورت اندازه‌گیری می‌شود. در این پژوهش منظور از گزارشگری مالی متقلبانه، تجدید ارائه‌هایی است که ناشی از انگیزه‌های فرصت‌طلبانه مدیریت می‌باشند. بااین‌وجود، به‌منظور امکان مقایسه یافته‌های تحقیق با سایر پژوهش‌های داخلی و خارجی، گزارشگری مالی متقلبانه به‌عنوان متغیر وابسته (Fraud) به دو شکل زیر تعریف‌شده است:

الف. در صورتی شرکت در این دوره مرتکب گزارشگری مالی متقلبانه شده است که صورت‌های مالی خود را در دوره بعد، تجدید ارائه کرده باشد. به‌این‌ترتیب متغیر وابسته (Fraud) مقدار یک را اختیار خواهد کرد. این نحوه تعریف گزارشگری مالی متقلبانه با تحقیقات متعددی که تجدید ارائه صورت‌های مالی را به‌عنوان بارزترین نشانه تقلب و بی‌کیفیت بودن گزارشگری مالی دانسته‌اند، سازگار است.

ب. بر اساس مدل دستیابی به پیش‌بینی‌ها، در صورتی شرکت مرتکب گزارشگری مالی متقلبانه شده است که صورت‌های مالی خود را در دوره بعد تجدید ارائه کرده باشد و این تجدید ارائه ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت باشد. در این صورت متغیر Fraud مقدار یک را اختیار خواهد کرد.

بر اساس مدل دستیابی به پیش‌بینی‌ها در صورتی تجدید ارائه صورت‌های مالی متقلبانه است که سود گزارش‌شده اولیه (یعنی، سود مدیریت‌شده) از سود تجدید ارائه‌شده (سود واقعی) بزرگ‌تر باشد (تجدید ارائه افزایشی) و همچنین، سود اولیه بزرگ‌تر یا مساوی با سود پیش‌بینی‌شده مدیران باشد، درحالی‌که سود تجدید ارائه‌شده کمتر از سود پیش‌بینی‌شده است. مدل (1)، این رابطه را نشان می‌دهد.

مدل(1)                                                                                                                                    OIjt≥MFjt>RIjt

در مدل (1)، OI سود اولیه، RI سود تجدید ارائه‌شده و MF نیز آخرین پیش‌بینی سود توسط مدیران برای سال t است، که قبل از صورت‌های مالی سال t منتشر شده است. در سایر موارد، تجدید ارائه غیر متقلبانه در نظر گرفته می‌شود. برای مثال، درصورتی‌که تجدید ارائه منجر به تغییر سود نشود یا سود تجدید ارائه‌شده از سود اولیه بزرگ‌تر باشد (تجدید ارائه کاهشی)، شرکت مرتکب تجدید ارائه متقلبانه نشده است (بادرتچر، کولینز و لیز[8]، 2012).

 

 

 

متغیر مستقل: استراتژی تجاری (Strategy)

در پژوهش حاضر به تبعیت از تنانی و محب خواه (1393) برای تعیین نوع استراتژی هر شرکت از سیستم امتیازدهی ترکیبی ایتنر و لرکر[9] (1997) استفاده می‌شود؛ بدین‌صورت که برای به دست آوردن امتیازات ترکیبی از پنج نسبت نرخ رشد فروش، هزینه تبلیغات به‌کل فروش، تعداد کارمندان به فروش، ارزش بازار شرکت به ارزش دفتری آن و نسبت دارایی‌های ثابت به‌کل دارایی‌ها استفاده می‌شود. سیستم امتیازدهی بدین‌صورت است که ابتدا شرکت‌ها را بر اساس چهار نسبت اول به ترتیب از بالا به پایین در پنج گروه تقسیم می‌کنیم. بدین‌صورت که شرکتی که در بالاترین پنجک قرار دارد امتیاز 5 و شرکتی که در پایین‌ترین پنجک قرار می‌گیرد امتیاز 1 را کسب می‌کند و بقیه شرکت‌ها متناسب با پنجک مربوطه امتیازدهی می‌شوند. سپس شرکت‌ها را بر اساس نسبت آخر به پنج گروه تقسیم می‌کنیم. این بار شرکتی که در بالاترین پنجک قرار می‌گیرد امتیاز 1 و شرکتی که در پایین‌ترین پنجک قرار دارد امتیاز 5 را کسب می‌کند و بقیه شرکت‌ها متناسب با پنجک مربوطه امتیازدهی می‌شوند. در مرحله آخر امتیازات به‌دست‌آمده از دو مرحله فوق را با یکدیگر جمع می‌نماییم تا امتیاز نهایی هر شرکت به دست آید. دامنه امتیازات ترکیبی (مجموع پنج نسبت فوق) هر شرکت طی یک سال بین 5 تا 25 خواهد شد. شرکت‌هایی که مجموع امتیازشان در بازه 5 تا 15 باشد به‌عنوان شرکت‌های تدافعی و شرکت‌هایی که مجموع امتیازشان در بازه 15 تا 25 باشد به‌عنوان شرکت‌های تهاجمی تعیین می‌گردند.

 

متغیر تعدیل گر: کیفیت افشاء (DQ) با استفاده از امتیاز کیفیت افشاء

برای عملیاتی کردن این متغیر از امتیاز شرکت‌های عضو بورس اوراق بهادار تهران توسط سازمان بورس اوراق بهادار تهران استفاده خواهد شد. بورس اوراق بهادار تهران از سال 82 تاکنون امتیازات مربوط به افشا شرکت‌ها می‌کند، رتبه‌بندی صورت گرفته بر اساس معیارهای مربوط بودن و قابلیت اتکای گزارش‌های افشاء شده توسط شرکت‌ها صورت می‌گیرد.

 

متغیرهای کنترلی:

در این تحقیق به‌منظور افزایش دقت و قابلیت اتکاء نتایج، متغیرهای زیر کنترل ‌شده‌اند:

1) اندازه شرکت (SIZE): از طریق لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود.

2) بازده دارایی‌ها (ROA): سود عملیاتی به میانگین کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود.

3) اهرم مالی (LEV): از تقسیم کل بدهی‌ها به‌کل دارایی‌ها به دست می‌آید.

4) انحراف معیار جریان‌های نقدی (STD_CFO): انحراف معیار جریان‌های نقدی عملیاتی طی دوره پنج ‌ساله تقسیم‌ بر مجموع دارایی‌ها محاسبه می‌شود.

 

یافته‏های پژوهش

در جدول (1) مقدار میانگین برای متغیر کیفیت افشاء برابر با (0.747) می‌باشد که نشان می‌دهد بیشتر داده‌ها حول این نقطه تمرکز یافته‌اند. به‌طورکلی پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی از یکدیگر یا میزان پراکندگی آن‌ها نسبت به میانگین است. از مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. مقدار این پارامتر برای اندازه شرکت برابر با 1.153 و برای انحراف معیار جریان‌های نقدی برابر است با 0.067 می‌باشد که نشان می‌دهد این دو متغیر به ترتیب دارای بیشترین و کمترین انحراف معیار هستند. کمینه و بیشینه نیز کمترین و بیشترین را در هر متغیر نشان می‌دهد. به‌عنوان‌ مثال بزرگ‌ترین مقدار اندازه شرکت برابر با 19.149 است.

جدول 1، آمار توصیفی متغیرهای کمی

متغیر

تعداد

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

DQ

684

0.747

0.79

1

0.043

0.175

0.918-

3.437

SIZE

684

14.332

14.13

19.149

10.166

1.153

0.802

3.96

LEV

684

0.569

0.58

0.936

0.009

0.175

0.373-

2.704

ROA

684

0.167

0.139

0.639

0.084-

0.123

0.888

3.717

STD_CFO

684

0.085

0.07

0.743

0.008

0.067

3.551

24.094

 

آمارهای توصیفی متغیرهای کیفی

همان‌طور که در جدول 2 قابل مشاهده است، جمع کل شرکت – سال‌های مورد بررسی برابر با 684 می‌باشد که از بین آن‌ها تعداد 153 شرکت-سال یعنی 22.37 درصد شرکت‌ها، صورت‌های مالی آن‌ها تجدید ارائه نشده است و 531 شرکت - سال معادل 77.63 درصد شرکت‌ها، صورت‌های مالی آن‌ها تجدید ارائه شده است.

جدول 2، توزیع فراوانی متغیر گزارشگری مالی متقلبانه

شرح

فراوانی

درصد فراوانی

صورت‌های مالی تجدید ارائه نشده

153

22.37

صورت‌های مالی تجدید ارائه شده

531

77.63

جمع کل

684

100

همان‌طور که در جدول 3 قابل مشاهده است، جمع کل شرکت – سال‌های مورد بررسی برابر با 684 می‌باشد که از بین آن‌ها تعداد 466 شرکت-سال یعنی 68.13 درصد آن‌ها فاقد صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت و 218 شرکت-سال معادل 31.87 درصد شرکت‌ها صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت داشته‌اند.

جدول 3، توزیع فراوانی متغیر گزارشگری مالی متقلبانه

شرح

فراوانی

درصد فراوانی

سایر شرکت‌ها

466

68.13

صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت

218

31.87

جمع کل

684

100

 

همان‌طور که در جدول 4 قابل مشاهده است، جمع کل شرکت – سال‌های مورد بررسی برابر با 684 می‌باشد که از بین آن‌ها تعداد 391 شرکت-سال یعنی 57.16 درصد شرکت‌ها استراتژی مدیریتی تهاجمی دارند و 293 شرکت - سال معادل 42.84 درصد شرکت‌ها استراتژی مدیریتی تدافعی دارند.

جدول 4، توزیع فراوانی متغیر استراتژی تجاری

شرح

فراوانی

درصد فراوانی

شرکت‌هایی که استراتژی مدیریتی تدافعی دارند

293

42.84

شرکت‌هایی که استراتژی مدیریتی تهاجمی دارند

391

57.16

جمع کل

684

100

آزمون همبستگی بین متغیرها

در این پژوهش به خاطر تعیین همبستگی بین متغیرهای کمی از همبستگی پیرسون استفاده شده است. ماتریس همبستگی بین متغیر­ها در جدول (5) ارائه شده است. تحلیل همبستگی، ابزاری برای تعیین نوع و درجه رابطه یک متغیر کمی با متغیر کمی دیگر است. ضریب همبستگی یکی از معیارهای مورد استفاده در تعیین همبستگی دو متغیر می‌باشد. ضریب همبستگی شدت رابطه و همچنین نوع رابطه (مستقیم یا معکوس) را نشان می‌دهد. این ضریب بین 1 تا 1- است و در صورت عدم وجود رابطه بین دو متغیر برابر صفر می‌باشد.

با توجه به جدول (5) ملاحظه می‌شود در سطح معنی‌داری 95% استراتژی تدافعی رابطه معناداری با گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) ندارد. ولی در سطح معنی‌داری 95% استراتژی تدافعی رابطه مستقیم و معناداری با گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) دارد.

جدول 5، ماتریس همبستگی پیرسون

متغیر

ضریب

Fraud1

Fraud2

Tahajom

Tadafo

SIZE

LEV

ROA

STD_CFO

sig

Fraud1

Coefficient

1

 

 

 

 

 

 

 

sig

-

 

 

 

 

 

 

 

Fraud2

Coefficient

0.265-

1

 

 

 

 

 

 

sig

0.000

-

 

 

 

 

 

 

Tahajom

Coefficient

0.059

0.084

1

 

 

 

 

 

sig

0.117

0.026

-

 

 

 

 

 

Tadafo

Coefficient

0.059-

0.084-

1.000-

1

 

 

 

 

sig

0.117

0.026

0.000

-

 

 

 

 

SIZE

Coefficient

0.042

0.072-

0.008

0.008-

1

 

 

 

sig

0.265

0.058

0.834

0.834

-

 

 

 

LEV

Coefficient

0.066

0.008-

0.134

0.134-

0.12

1

 

 

sig

0.081

0.831

0.0004

0.0004

0.001

-

 

 

ROA

Coefficient

0.044-

0.016

0.255

0.255-

0.027

0.328-

1

 

sig

0.24

0.673

0.000

0.000

0.465

0.000

-

 

STD_CFO

Coefficient

0.022-

0.021

0.029

0.029-

0.011-

0.088-

0.16

1

sig

0.553

0.57

0.438

0.438

0.755

0.02

0.000

-

 

نتایج آزمون فرضیه‌ها

آزمون فرضیه فرعی اول

فرضیه فرعی اول بیان می‌دارد: بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) ارتباط وجود دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت:

فرضیه صفر: بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) ارتباط وجود ندارد.

فرضیه مقابل: بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) ارتباط وجود دارد.

نتایج جدول (6) نشان می‌دهد که متغیر استراتژی تدافعی با ضریب (0.389-) و معنی‌داری (0.0000) رابطه معکوس و معناداری با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) دارد و فرضیه فرعی اول در سطح اطمینان 95 درصد مورد پذیرش قرار می‌گیرد. متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها، اهرم مالی و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک فادن برابر با 22 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 22 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 88.318 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 6، نتیجه آزمون فرضیه فرعی اول (با الگوی لاجیت)

Fraud1it = β0+ β1 Tadafo it + β2 Size it + β3 LEV it + β4 ROA it5 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تدافعی

Tadafo

0.389-

0.052

7.469-

0.0000

اندازه شرکت

SIZE

0.055

0.062

0.882

0.3775

بازده دارایی‌ها

LEV

0.186

0.559

0.332

0.7396

اهرم مالی

ROA

1.586-

0.827

1.917-

0.0552

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.167

1.466

0.114

0.909

عرض از مبدأ

0.787

1.001

0.786

0.4317

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

88.318

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.000

ضریب مک فادن

 22  درصد

 

آزمون فرضیه فرعی دوم

فرضیه فرعی دوم بیان می‌دارد: بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) ارتباط وجود دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت: نتایج جدول (7) نشان می‌دهد که متغیر استراتژی تهاجمی با ضریب (0.389) و معنی‌داری (0.0000) رابطه مستقیم و معناداری با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) دارد و فرضیه فرعی دوم در سطح اطمینان 95 درصد مورد پذیرش قرار می‌گیرد. متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها، اهرم مالی و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک فادن برابر با 22 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 22 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 88.318 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 7، نتیجه آزمون فرضیه فرعی دوم (با الگوی لاجیت)

Fraud1 it = β0+ β1 Tahajom it + β2 Size it + β3 LEV it + β4 ROA it5 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تهاجمی

Tahajom

0.389

0.052

7.469

0.0000

اندازه شرکت

SIZE

0.055

0.052

0.882

0.3775

بازده دارایی‌ها

LEV

0.186

0.559

0.332

0.7396

اهرم مالی

ROA

1.586-

0.827

1.917-

0.0552

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.167

1.466

0.114

0.909

عرض از مبدأ

0.397

0.967

0.411

0.6808

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

88.318

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.0000

ضریب مک فادن

22 درصد

 

آزمون فرضیه فرعی سوم

فرضیه فرعی سوم بیان می‌دارد: بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) ارتباط وجود دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت: نتایج جدول (8) نشان می‌دهد که متغیر استراتژی تدافعی با ضریب (0.371-) و معنی‌داری (0.0388) رابطه معکوس و معناداری با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) دارد. متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها، اهرم مالی و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک فادن برابر با 27 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 27 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 86.554 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 8، نتیجه آزمون فرضیه فرعی سوم (با الگوی لاجیت)

Fraud2 it = β0+ β1 Tadafo it + β2 Size it + β3 LEV it + β4 ROA it5 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تدافعی

Tadafo

0.371-

0.179

2.066-

0.0388

اندازه شرکت

SIZE

0.084-

0.058

1.455-

0.1456

بازده دارایی‌ها

LEV

0.083-

0.534

0.155-

0.8764

اهرم مالی

ROA

0.077

0.762

0.102

0.9185

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.246

1.273

0.193

0.8466

عرض از مبدأ

0.621

0.923

0.672

0.5013

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

86.554

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.0000

ضریب مک فادن

  27  درصد

 

آزمون فرضیه فرعی چهارم

فرضیه فرعی چهارم بیان می‌دارد: بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) ارتباط وجود دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت:

نتایج جدول (9) نشان می‌دهد که متغیر استراتژی تهاجمی با ضریب (0.371) و معنی‌داری (0.0388) رابطه مستقیم و معناداری با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت)دارد و فرضیه فرعی چهارم در سطح اطمینان 95 درصد مورد پذیرش قرار می‌گیرد. متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها، اهرم مالی و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک فادن برابر با 27 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 27 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 88.554 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 9، نتیجه آزمون فرضیه فرعی چهارم (با الگوی لاجیت)

Fraud2 it = β0+ β1 Tahajom it + β2 Size it + β3 LEV it + β4 ROA it5 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تهاجمی

Tahajom

0.371

0.179

2.066

0.0388

اندازه شرکت

SIZE

0.084-

0.58

1.455-

0.1456

بازده دارایی‌ها

LEV

0.083

0.534

0.155-

0.8764

اهرم مالی

ROA

0.077

0.762

0.102

0.9185

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.246

1.273

0.193

0.8466

عرض از مبدأ

0.25

0.895

0.279

0.78

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

88.554

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.0000

ضریب مک فادن

27  درصد

 

آزمون فرضیه فرعی پنجم

فرضیه فرعی پنجم بیان می‌دارد: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) تأثیر دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت:

نتایج جدول (10) نشان می‌دهد که متغیر کیفیت افشاء*استراتژی تدافعی با ضریب (2.583-) و معنی‌داری (0.0157) رابطه معکوس و معناداری با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) دارد و فرضیه فرعی پنجم در سطح اطمینان 95 درصد مورد پذیرش قرار می‌گیرد. متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها، اهرم مالی و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک فادن برابر با 38 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 38 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 14.305 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 10، نتیجه آزمون فرضیه فرعی پنجم (با الگوی لاجیت)

Fraud1 it = β0+ β1 Tadafo it + β2 DQ it + β3(Tadafo it* DQ it) + β4 SIZE it + β5 LEV it6 ROA it + β7 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تدافعی

Tadafo

1.542

0.825

1.867

0.0618

کیفیت افشاء

DQ

1.355

0.727

1.864

0.0623

کیفیت افشاء*  استراتژی تدافعی

DQ* Tadafo

-2.583

1.069

2.416-

0.0157

اندازه شرکت

SIZE

0.057

0.061

0.932

0.351

بازده دارایی‌ها

LEV

0.188

0.596

0.315

0.7524

اهرم مالی

ROA

1.609-

0.856

1.878-

0.0603

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.135

1.393

0.096

0.9227

عرض از مبدأ

0.249-

1.124

0.222-

0.8241

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

14.305

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.046

ضریب مک فادن

38  درصد

 

آزمون فرضیه فرعی ششم

فرضیه فرعی ششم بیان می‌دارد: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) تأثیر دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت:

نتایج جدول (11) نشان می‌دهد که متغیر کیفیت افشاء* استراتژی تهاجمی با ضریب (2.583) و معنی‌داری (0.0157) رابطه مستقیم با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده) دارد و فرضیه فرعی ششم در سطح اطمینان 95 درصد مورد پذیرش قرار می‌گیرد. متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها، اهرم مالی و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک  فادن برابر با 38 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 38 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 14.305 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 11، نتیجه آزمون فرضیه فرعی ششم (با الگوی لاجیت)

Fraud1 it = β0+ β1 Tahajom it + β2 DQ it + β3(Tahajom it* DQ it) + β4 SIZE it + β5 LEV it6 ROA it + β7 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تهاجمی

Tahajom

1.542-

0.825

1.867-

0.0618

کیفیت افشاء

DQ

1.227-

0.787

1.559-

0.1189

کیفیت افشاء* استراتژی تهاجمی

DQ*Tahajom

2.583

1.069

2.416

0.0157

اندازه شرکت

SIZE

0.057

0.061

0.932

0.351

بازده دارایی‌ها

LEV

0.188

0.596

0.315

0.7524

اهرم مالی

ROA

1.609-

0.856

1.878-

0.0603

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.135

1.393

0.096

0.9227

عرض از مبدأ

1.292

1.137

1.136

0.2558

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

14.305

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.046

ضریب مک فادن (ضریب تعیین)

38  درصد

 

آزمون فرضیه فرعی هفتم

فرضیه فرعی هفتم بیان می‌دارد: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تدافعی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت:

نتایج جدول (12) نشان می‌دهد که متغیر کیفیت افشاء*استراتژی تدافعی با ضریب (0.557) و معنی‌داری (0.5702) رابطه معناداری با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) ندارد و فرضیه فرعی هفتم در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود. متغیر کنترلی اهرم مالی دارای سطح معناداری کمتر از 5 درصد است ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته دارد ولی متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک  فادن برابر با 7 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 7 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 43.362 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

 

جدول 12، نتیجه آزمون فرضیه فرعی هفتم (با الگوی لاجیت)

Fraud2 it = β0+ β1 Tadafo it + β2 DQ it + β3(Tadafo it* DQ it) + β4 SIZE it + β5 LEV it6 ROA it + β7 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تدافعی

Tadafo

0.791-

0.766

1.033-

0.3015

کیفیت افشاء

DQ

0.37

0.642

0.583

0.5595

کیفیت افشاء* استراتژی تدافعی

DQ*Tadafo

0.557

0.982

0.567

0.5702

اندازه شرکت

SIZE

0.08-

0.056

1.427-

0.1535

بازده دارایی‌ها

LEV

0.07-

0.537

0.147-

0.8831

اهرم مالی

ROA

0.307

0.023

13.029

0.0000

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.206

1.209

0.17

0.8642

عرض از مبدأ

0.278

1.023

0.272

0.7853

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

43.362

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.0000

ضریب مک فادن (ضریب تعیین)

7  درصد

 

آزمون فرضیه فرعی هشتم

فرضیه فرعی هشتم بیان می‌دارد: کیفیت افشا بر رابطه بین استراتژی تهاجمی و گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر دارد. از این ‌رو فرضیه را می‌توان به ‌صورت زیر نوشت:

نتایج جدول (13) نشان می‌دهد که متغیر کیفیت افشاء*استراتژی تهاجمی با ضریب (0.557-) و معنی‌داری (0.5702) رابطه معناداری با کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های مالی تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) ندارد و فرضیه فرعی هشتم در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود. متغیر کنترلی اهرم مالی دارای سطح معناداری کمتر از 5 درصد است ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته دارد ولی متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، بازده دارایی‌ها و انحراف معیار جریان‌های نقدی دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارند. ضریب مک  فادن برابر با 7 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 7 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 45.362 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 13، نتیجه آزمون فرضیه فرعی هشتم (با الگوی لاجیت)

Fraud1 it = β0+ β1 Tahajom it + β2 DQ it + β3(Tahajom it* DQ it) + β4 SIZE it + β5 LEV it6 ROA it + β7 STD_CFO it + ε it

متغیر وابسته: کیفیت گزارشگری مالی (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت)

متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معناداری

استراتژی تهاجمی

Tahajom

0.791

0.766

1.033

0.3015

کیفیت افشاء

DQ

0.932

0.746

1.249

0.2115

کیفیت افشاء* استراتژی تهاجمی

DQ*Tahajom

0.557-

0.982

0.567-

0.5702

اندازه شرکت

SIZE

0.08-

0.056

1.427-

0.1535

بازده دارایی‌ها

LEV

0.079-

0.537

0.147-

0.8831

اهرم مالی

ROA

0.307

0.023

13.029

0.0000

انحراف معیار جریان‌های نقدی

STD_CFO

0.206

1.209

0.17

0.8642

عرض از مبدأ

0.512-

1.039

0.493-

0.6219

سایر آماره‌های اطلاعاتی

آماره LR

45.362

سطح معنی‌داری LR (Prob.)

0.0000

ضریب مک فادن (ضریب تعیین)

7  درصد

 

برازش مطلوبیت مدل رگرسیونی

در جدول (14) چون سطح معناداری آزمون هاسمر – لمشو و آندروز برای مدل اول پژوهش بیش از 5 درصد می‌باشند بیانگر برازش مطلوب مدل می‌باشد.

جدول 14، نتایج آزمون هاسمر لمشو و آندروز برای مدل رگرسیونی پژوهش

           نام آزمون

فرضیه

هاسمر لمشو

آندروز

مقدار آماره آزمون

سطح معناداری آزمون

مقدار آماره آزمون

سطح معناداری آزمون

فرضیه فرعی اول

5.7578

0.6743

6.5582

0.7664

فرضیه فرعی دوم

5.7578

0.6743

6.5582

0.7664

فرضیه فرعی سوم

9.1697

0.3282

12.1846

0.2729

فرضیه فرعی چهارم

9.1697

0.3282

12.1846

0.2729

فرضیه فرعی پنجم

5.3623

0.0653

16.9043

0.0765

فرضیه فرعی ششم

5.3623

0.0653

16.9043

0.0765

فرضیه فرعی هفتم

5.9552

0.6522

6.5695

0.7654

فرضیه فرعی هشتم

5.9552

0.6522

6.5695

0.7654

 

تشخیص درصد صحت پیش‌بینی مدل

یکی دیگر از معیارهای نیکویی برازش که آن نیز صرفاً برای مدل‌های لاجیت و پرابیت کاربرد دارد، درصد صحت پیش‌بینی است.

در جدول (15) مشاهده می‌شود که درصد صحت پیش‌بینی همه مدل‌ها بیش از 50 درصد می‌باشد.

 

 

جدول 15، درصدهای صحت پیش‌بینی مدل‌ها

نام مدل

نام متغیر

پیش‌بینی کل

مدل فرضیه فرعی اول

Fraud1

77.63 درصد

مدل فرضیه فرعی دوم

Fraud1

77.63 درصد

مدل فرضیه فرعی سوم

Fraud2

68.13 درصد

مدل فرضیه فرعی چهارم

Fraud2

68.13 درصد

مدل فرضیه فرعی پنجم

Fraud1

77.63 درصد

مدل فرضیه فرعی ششم

Fraud1

77.63 درصد

مدل فرضیه فرعی هفتم

Fraud2

68.13 درصد

مدل فرضیه فرعی هشتم

Fraud2

68.13 درصد

 

بحث، نتیجهگیری و پیشنهادها

در این پژوهش به بررسی رابطه استراتژی تجاری با گزارشگری مالی متقلبانه با تأکید بر نقش کیفیت افشا پرداخته شد. در این راستا استراتژی تجاری، گزارشگری مالی متقلبانه و کیفیت افشا به طور خاص به عنوان متغیرهای پژوهش در نظر گرفته شدند. در پژوهش حاضر با توجه به نتایج حاصل از تخمین نهایی فرضیه فرعی اول پژوهش می‌توان گفت که استراتژی تدافعی بر گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری دارد.‏ نتایج این فرضیه مطابق با مبانی نظری و تحقیقات دیانتی و همکاران (1394) می‌باشد. طبق فرضیه فرعی دوم در فصل چهارم می‌توان گفت که استراتژی تهاجمی بر گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری دارد.‏ طبق نتایج آزمون فرضیه فرعی سوم می‌توان گفت که استراتژی تدافعی بر گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری دارد.‏ با توجه به نتایج آزمون فرضیه فرعی چهارم می‌توان گفت که استراتژی تدافعی بر گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به نتایج آزمون فرضیه فرعی پنجم می‌توان گفت که استراتژی تدافعی بر گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری دارد. با توجه به نتایج آزمون فرضیه فرعی ششم می‌توان گفت که استراتژی تهاجمی بر گزارشگری مالی متقلبانه تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری دارد نتایج این فرضیه برخلاف مبانی نظری و تحقیقات نتایج این فرضیه مطابق با مبانی نظری و تحقیقات دیانتی و همکاران (1394) می‌باشد. با توجه به نتایج آزمون فرضیه فرعی هفتم می‌توان گفت که استراتژی تدافعی بر گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری ندارد. نتایج این فرضیه برخلاف مبانی نظری و تحقیقات نتایج این فرضیه مطابق با مبانی نظری و تحقیقات دیانتی و همکاران (1394) می‌باشد. با توجه به نتایج آزمون فرضیه فرعی هشتم می‌توان گفت که استراتژی تهاجمی بر گزارشگری مالی متقلبانه (صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت) تأثیر معنی‌داری به لحاظ آماری ندارد.‏ بدین معنی که حاصل‌ضرب استراتژی تهاجمی و کیفیت افشا هرچقدر بیشتر باشد تأثیر معناداری بر گزارشگری مالی متقلبانه ندارد یعنی تعامل کیفیت افشا با استراتژی تدافعی مدیریت و افزایش آن‌ها منجر به افزایش صورت‌های تجدید ارائه شده ناشی از انگیزه‌های متقلبانه مدیریت نمی‌شود. در راستای تحقیق به تحلیل‌گران پیشنهاد می‌گردد که در تحلیل‌ها و پیش‌بینی‌های خود، تأثیر استراتژی تجاری بر گزارشگری مالی متقلبانه را مدنظر قرار دهند و به این مسأله توجه کنند که اگر استراتژی تهاجمی باشد احتمال گزارشگری مالی متقلبانه بالاست. به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌گردد در شرکت‌هایی سرمایه‌گذاری کنند که استراتژی تدافعی دارند چون داشتن استراتژی تدافعی باعث می‌شود گزارشگری مالی متقلبانه کمتر شود و شرکت‌ها، سود هر سهم تجدید ارائه شده کمتری داشته باشند. به مالکان و سهامداران نهادی پیشنهاد می‌شود تصمیماتی اتخاذ کنند که جهت داشتن عملکرد بهتر شرکت،گزارشگری مالی متقلبانه توسط مدیران کمتر شود، سود هر سهم تجدید ارائه شده به حداقل برسد. پیشنهاد می‌شود تأثیر وجود کمیته حسابرسی بر رابطه استراتژی تجاری با گزارشگری مالی متقلبانه شرکت انجام پذیرد .پیشنهاد می‌شود رابطه استراتژی تجاری با گزارشگری مالی متقلبانه با تأکید بر نقش تعدیل‌کنندگی چرخه عمر شرکت  انجام پذیرد. پیشنهاد می‌شود تأثیر حاکمیت شرکتی بر رابطه استراتژی تجاری بین گزارشگری مالی متقلبانه انجام پذیرد. پیشنهاد می‌شود رابطه استراتژی تجاری با گزارشگری مالی متقلبانه با تأکید بر کیفیت افشا در شرکت‌های زیان‌ده انجام پذیرد.



[1] Kamaruzaman & Mazlifa & Maisarah

[2] Johnson

[3] Beneish

[4] Aris&  Arif & Othman&  Mohamed

[5] Lajos&  Sanja & Ana

[6] Habib & Hasan

[7] Zhi Wang & Qi Zheng

[8] Badertscher&  Collins & Lys

[9] Ittner  & Larcker

ü       ابراهیمی، سید کاظم، بهرامی نسب، علی، باغیان، جواد، (1396)، تأثیر کیفیت حسابرسی و رعایت حقوق سهامداران بر احتمال گزارشگری متقلبانه، دانش حسابرسی، 17(69)، صص 125-149.

ü       اعتمادی، حسین، زلقی، حسن، (1392)، کاربرد رگرسیون لجستیک در شناسایی گزارشگری مالی متقلبانه، دانش حسابرسی، 13(51)، صص 145-163.

ü       بقایی، علی، موسوی، سید محمدمهدی، وثوق، بلال، (1388)، استراتژی مالی مناسب برای مدیریت ریسک کل هنگام بروز رکود مالی، اندیشه مدیریت، 3(2)، صص 129-148.

ü       پیوندی، سعیده، (1393)، به کارگیری مدل بنیش جهت پیش‌بینی تقلب و ارتباط آن با بازده سهام و کیفیت سود با رویکرد حسابداری دادگاهی، پایان‌نامه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه سمنان.

ü       تنانی، محسن، محب خواه، محمد، (1393)، بررسی رابطه بین استراتژی کسب ‌وکار باکیفیت سود و بازده سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار، پژوهش‌های تجربی حسابداری، 4(13)، صص 105-127.

ü       خانی، عبدالله، میرباقری رودباری، سیده آمنه، (1391)، تأثیر آستانه اهمیت و انگیزه‌های اختیاری مدیران بر افشای اطلاعات شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 19(67)، صص 55-72.

ü       دیانتی دیلمی، زهرا، بنی مهد، بهمن، روستایی دره میانه، الهام، (1394)، رابطه بین استراتژی تجاری شرکت و سطح اجتناب مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، فصلنامه پژوهشنامه مالیات (علمی_پژوهشی)، 23(25)، صص 123-156.

ü       فرج زاده دهکردی، حسن، آقایی، لیلا، (1394)، سیاست تقسیم سود و گزارشگری مالی متقلبانه، مطالعات تجربی حسابداری مالی، شماره 45، صص 97-114.

ü  Aris NA, Arif SM, Othman R, Mohamed Zain, (2015). Fraudulent Financial Statement Detection Using Statistical Techniques: The Case Of Small Medium Automotive Enterprise, The Journal of Applied Business Research,, Vol. 31 No. 4, pp.1469-1478

ü  Badertscher, B.A.; Collins, D.W.; Lys, T.Z. (2012). Discretionary accounting choices and the predictive ability of accruals with respect to future cash flows. Journal of Accounting and Economics, 53(1-2), 330-352.

ü  Beneish, M.D. (1999). Incentives and penalties related to earnings overstatements that violate GAAP, The Accounting Review, 74(4): 425-57.

ü  Habib, A., & Hasan, M.M. (2017). Business strategy, overvalued equities, and stock price crash risk. Research in International Business and Finance, 39, 389-405.

ü  Ittner, C. and Larcker, D. (1997). Product Development Cycle Time and Organizational Performance. Journal of Marketing Research, 34 (1) , 13-23.

ü  Johnson, T. (2005). Relevance and Reliability Article from the FASB Report Feb. 28.

ü  Kamaruzaman, A.J., Mazlifa, M.D. and Maisarah, A.R. (2009). “The Association between Firm Characteristics and Financial Statements Transparency: the Case of Egypt”. International Journal of Accounting, 18(2): 211-223.

ü  Lajos Zagera, Sanja Sever Malis&  Ana Novaka., (2016). The Role and Responsibility of Auditors in Prevention and Detection of Fraudulent Financial Reporting ScienceDirect, Procedia Economics and Finance 39, 693 – 700

ü  Lisic, LL., & Silveri, S., & Song, Y., & Wang, K., (2015). Accounting fraud, auditing and the role of government sanctions in China, Journal of Business Research, Vol 68, 6, PP 1186–1195..

ü  Tarjo, D., & Herawati N., (2015). Application of Beneish M-Score Models and Data Mining to Detect Financial Fraud, Procedia - Social and Behavioral Sciences, Vol 211, PP 924-930.

ü  Zhi, Wang., & Qi, Zheng., (2017). Journal of Accounting and Public Policy, Volume 36, Issue 2, Pages 141-162.