بررسی تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود حسابداری با تأکید بر کیفیت حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

کارشناسی ارشد حسابداری، واحد اردبیل، دانشگاه آزاد اسلامی، اردبیل، ایران

چکیده

در این مطالعه به بررسی تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود با تأکید بر کیفیت حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته‌شده است..بر این اساس تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود با تأکید بر کیفیت حسابرسی در طی دوره زمانی 1390 تا1396 در 114 شرکت نمونه پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران موردبررسی قرار گرفت و نیز برای تجزیه تحلیل داده‌ها از نرم‌افزار Eviews و با استفاده از رگرسیون چند متغیره با داده‌های پانلی از روش اثرات ثابت استفاده شد. نتایج تحقیق حاکی از این است که قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود تأثیر مستقیم دارد و همچنین کیفیت حسابرسی بر رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و ضریب واکنش سود حسابداری تأثیر مستقیم دارد به‌نحوی‌که شدت رابطه را افزایش می‌دهد.

کلیدواژه‌ها


مقدمه

وقایع ناگوار و بحران‌های به وجود آمده در بورس‌های جهان و به‌ویژه سپتامبر سیاه 1997 و سپس حادثه یازدهم سپتامبر 2000، افشای ماجرای ورلدکام، انرون، زیراکس و سپس پارمالات در سطح جهان و سقوط شاخص‌های بورس تهران در سال 1383 باعث گردید تا مقوله کیفیت حسابرسی و قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بیش‌ازپیش مورد توجه قرار گیرد (هاتن و همکاران[1]، 2009).

از سال ١٩۶٨ پژوهشگران حسابداری درباره واکنش بازار اوراق بهادار به سود خالص تحقیقات زیادی انجام دادند. ولی بعد از تحقیق بال و براون توجه‌ها معطوف به ضریب واکنش سود خالص شد و به دنبال آن این سؤال مطرح شد که آیا با مفروض و مشخص بودن سود خالص غیرمنتظره، واکنش بازار اوراق بهادار در مورد بعضی شرکت‌ها نسبت به بعضی دیگر شدیدتر است (خوش‌طینت، ١٣٨۵).

 

بیان مسئله

هدف اصلی حسابداری ارائه اطلاعات مفید برای استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی جهت تصمیم‌گیری‌های مالی می‌باشد، در واقع یکی از اطلاعات موردنیاز برای فرایند تصمیم‌گیری‌های اقتصادی، اطلاعات مالی می‌باشد که وظیفه تهیۀ آن بر عهده سیستم حسابداری است، اطلاعاتی که در صورت‌های مالی ارائه می‌شود در صورتی مفید خواهد بود که از ویژگی‌های کیفی اطلاعات مالی برخوردار باشد. یکی از این ویژگی‌های کیفی، مقایسه­پذیری صورت‌های مالی می‌باشد. فراهم آوردن شرایط لازم برای مقایسه اطلاعات مالی دوره‌های مختلف یک واحد تجاری، استفاده‌کنندگان اطلاعات مالی را قادر می‌سازد که با مطالعه روندها، نقاط ضعف و قوت یک واحد تجاری را ارزیابی کنند (پورعبدالله و همکاران، 1392).

از طرفی دیگر، یکی از اقلام حسابداری که در گزارش‌های مالی تهیه و ارائه می‌شود، سود خالص است که کاربردهای متفاوتی دارد. معمولاً سود به‌عنوان عاملی برای تدوین سیاست‌های تقسیم سود و راهنمایی برای سرمایه‌گذاران و بالاخره عاملی برای پیش‌بینی به شمار می‌آید. حال بررسی محتوای اطلاعات سود حسابداری، از دیرباز مورد توجه محققان بوده است. بر طبق شکل نیمه قوی فرضیه‌ کارایی بازار، قیمت اوراق بهادار، بازتاب کامل تمام اطلاعات عمومی شده است. بنابراین انتظار می‌رود که به دنبال اعلان سود شرکت، بازار به آن واکنش نشان دهد، اما تنها به میزان جزء غیرمنتظره اخبار، تغییرات غیرمنتظره سود، واکنش بازار را دربر خواهد داشت. میزان تغییرات قیمت سهام، به سبب تغییر غیرمنتظره سود، به‌وسیله ضریب واکنش سود نشان داده می‌شود. ضریب واکنش سود، اثر سود غیرمنتظره بر بازار سهام است. ضریب واکنش سود، موجب درک بهتر محتوای اطلاعاتی سود و نقش اطلاعات حسابداری در ساختار اطلاعاتی بازار می‌شود (زکریا و همکاران[2]،2013).

باید اشاره کرد، یکی متداول‌ترین تعریف‌ها درباره کیفیت حسابرسی تعریف دی‌آنجلو[3](1981) است. او کیفیت حسابرسی را این‌گونه تعریف کرده است: ارزیابی(استنباط) بازار از احتمال این‌که حسابرس (1) موارد تحریف بااهمیت در صورت‌های مالی یا سیستم حسابداری صاحب‌کار را کشف کند، و (2) تحریف بااهمیت کشف‌شده را گزارش دهد. احتمال اینکه حسابرس موارد تحریفات بااهمیت را کشف کند به شایستگی حسابرس، و احتمال اینکه حسابرس موارد تحریفات بااهمیت کشف‌شده را گزارش کند، به استقلال حسابرس بستگی دارد. تعریف دی‌آنجلو از کیفیت واقعی مبتنی بر برداشت استفاده‌کنندگان یا به‌اصطلاح استنباط بازار از کیفیت حسابرسی است. استفاده از این تعریف در بیان کیفیت واقعی با این فرض اساسی صورت می‌گیرد که برداشت از کیفیت حسابرسی، منعکس‌کننده کیفیت واقعی حسابرسی است. در واقع نکته مهمی که این تعریف در برمی‌گیرد، این است که درزمینه‌ی احتمالات ارزیابی‌شده بازار جای می‌گیرد (پیری و همکاران، 1391).

حال با بیان مطالب فوق در این تحقیق به دنبال پاسخ به این سؤال می‌باشیم که آیا قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود با تأکید بر کیفیت حسابرسی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد؟ در همین راستا نیز فرضیه تحقیق حاضر بیان‌شده و مورد آزمون قرار خواهد گرفت.

 

 

 

مبانی نظری و پیشینه تحقیق

در استانداردهای حسابداری ایران همانند پروژه مشترک چارچوب نظری هیئت استانداردهای حسابداری مالی و هیئت استانداردهای حسابداری بین‌المللی بر قابلیت مقایسه به‌عنوان یک ویژگی اصلی ارائه اطاعات مالی سودمند، تأکید شده است (وکیلی فرد و همکاران،1394).

همچنین با گسترش روزافزون واحدهای اقتصادی، توسعه فناوری ارتباطات و وجود تضاد منافع، نیازهای نظارتی را ضروری ساخته است. مسئله جهانی‌شدن اقتصاد و انقلاب اطلاعات، کنترل را حتی از دست دولت‌ها خارج کرده است. این شرایط موجب شده است حرفه حسابرسی به‌تدریج تلاش کند تا از قافله عقب نماند و همگام با تغییرات فناوری در راستای نیازهای جامعه حرکت کند. در این محیط، استفاده‌کنندگان برای تصمیم‌گیری به اطلاعات مختلفی ازجمله اطلاعات مالی حاصله از صورت‌های مالی درباره بنگاه‌های اقتصادی نیاز دارند. صورت‌های مالی به‌عنوان مهم‌ترین مجموعه اطلاعات مالی محسوب می‌شود و اما مسئله مهم تردید در مورد قابلیت اتکای اطلاعات مزبور است که از تضاد منافع سرچشمه می‌گیرد. علاوه بر تضاد منافع مسائل دیگری از قبیل عدم دسترسی مستقیم استفاده‌کنندگان به اطلاعات موجب تقاضا برای خدمات حسابرسی مستقل شده است. با این بیان نقش اصلی حسابرسی، ارزیابی کیفیت اطلاعات برای استفاده‌کنندگان است (سجادی، 1382).

به نظر می‌رسد، تاکنون متخصصان مالی نتوانسته‌اند به یک محاسبه مستقل از واکنش سود، که ازنظر آنان کیفیت لازم را دارا باشد، دست یابند. در این حالت، آنان با انجام تعدیلات مناسب، می‌توانند به یک دامنه از سود که به شکل صحیح‌تر نشان دهندة ضریب واکنش سود باشد، دست یابند. بنابراین، مفهوم ضریب واکنش سود، یک امر تعریف‌شده ثابت نیست و محققین از تعاریف متفاوتی جهت ارزیابی آن استفاده می‌کنند. ازاین‌رو در این تحقیق رویکردی که تاکنون در بازار سرمایه ایران به آن پرداخته نشده، انتخاب و آزمون می‌شود. بدین ترتیب که از یک مجموعه متغیرهای مالی (اساسی) که توسط تحلیلگران در ارزش‌گذاری اوراق بهادار مفید تشخیص داده‌شده است، استفاده می‌گردد. آنان معتقدند این علائم اساسی توسط سرمایه‌گذاران در ارزیابی واکنش سود مورد استفاده قرار می‌گیرد. حال به‌واقع نیاز به یک پژوهشی که تأثیر  قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود با تأکید بر کیفیت حسابرسی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را نقد و بررسی کند احساس می‌شود لذا این تحقیق با توجه به اهمیت و ضرورت‌های ذکرشده به دنبال بررسی رابطه بین این سه مؤلفه می‌باشد تا کاستی‌های پژوهش مشابه قبلی را جبران کند و انتظار می‌رود نتایج و یافته‌های به‌دست‌آمده از تحقیق حاضر مورد استفاده گروه‌های مختلف به جهت اهمیت موضوع واقع گردد.

 

پیشینه تحقیقات داخلی

قزل­سفلی و همکاران (1397) تحقیقی با عنوان تأثیر کیفیت حسابرسی بر اختلاف صورت‌های مالی حسابرسی شده و حسابرسی نشده انجام دادند. بدین منظور داده‌های مربوط به 156 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1388 تا 1395 مورد تجزیه‌وتحلیل قرار می‌گیرد. نتایج پژوهش حاکی از رابطه مستقیم و معنادار بین نوع موسسه حسابرسی و امتیاز کنترل کیفیت موسسه حسابرسی با اختلاف ارقام مندرج در صورت سود و زیان حسابرسی شده و حسابرسی نشده است. به‌این‌ترتیب، در شرکت‌هایی که توسط سازمان حسابرسی و مؤسسات دارای رتبه الف، حسابرسی می‌شوند میزان اختلاف ارقام مندرج در صورت سود و زیان حسابرسی شده و حسابرسی نشده بیشتر است. بعلاوه، نتایج حاکی از آن است که اندازه موسسه حسابرسی و تخصص صنعت حسابرس بر اختلاف صورت‌های مالی حسابرسی شده و حسابرسی نشده تأثیر معناداری ندارد.

ابراهیمی­پور و همکاران (1397) تحقیقی با عنوان بررسی تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر نگهداشت وجه نقد انجام دادند. در این پژوهش برای آزمون فرضیه‌ها، تعداد 80 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1392 تا 1395 به روش غربالگری انتخاب‌شده و فرضیه‌ها، با استفاده از تحلیل رگرسیون داده‌های ترکیبی مورد آزمون قرار گرفتند. البته از داده‌های سال‌های 89 تا 91 نیز جهت محاسبه متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی استفاده ‌شده است. در این پژوهش، جهت ارزیابی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی از مدل دفرانکو و همکاران (2011) استفاده شد و به‌منظور آزمون فرضیه‌ها متغیرهای کنترلی شامل هزینه فرصت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های نقدی شرکت، هزینه‌های تحقیق و توسعه، جریان نقد عملیاتی، سن شرکت و اندازه شرکت نیز لحاظ گردید. در انتها نیز نقش سهامداران نهادی به‌عنوان متغیر تعدیلگر مورد ارزیابی قرار گرفت. نتایج آزمون معناداری ضرایب بر اساس معادله‌های رگرسیون برازش شده، به‌طور خلاصه حاکی از عدم وجود ارتباط معنی‌دار بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد می‌باشد. از طرفی نتایج آزمون فرضیه دوم نشان می‌دهد سهامداران نهادی اثرات منفی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و نگهداشت وجه نقد را افزایش می‌دهد. به‌عبارت‌دیگر نقش تعدیل گر سهامداران نهادی تائید می‌گردد.

ژولانژاد و بخردی­نسب (1397) تحقیقی با عنوان بررسی تطبیقی ضریب واکنش شرکت‌هایی با اتخاذ راهبردهای کسب ‌وکار رهبری هزینه و شرکت‌هایی با اتخاذ راهبردهای کسب‌ وکار متمایز نسبت به اعلان سود با استفاده از معادلات شکست ساختاری انجام دادند. در همین راستا به بررسی 147 شرکت از شرکت‌های پذیرفته‌شده از بورس اوراق بهادار تهران طی بازه زمانی 1388 تا 1394 بررسی شد. ضرورت استفاده از معادلات شکست ساختاری بر این بود که اگر طی سال‌های موردبررسی اعلان سود در هرکدام از حجم نمونه سیر نزولی داشته باشد، نقاط شکست آن پیدا و نسبت به رفع آن اقدام شود. نتایج این سیستم دال بر تداوم پذیری صعودی اعلان سود در شرکت‌هایی با اتخاذ راهبردهای کسب ‌وکار رهبری هزینه می‌باشد. همچنین از دیگر نتایج مطالعه حاضر این است که شرکت‌هایی که راهبرد رهبری هزینه را دنبال می‌کنند، اعلان سود آن‌ها به‌طور عمومی نسبت به شرکت‌هایی که روش‌های تمایز را در پیش می‌گیرند، با تغییرات بهتری اعلان سود شرکت‌های خود را به استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی شرکت به نمایش می‌گذارند. در نتیجه شرکت‌هایی که راهبردهای متمایز را در پیش می‌گیرند با تفسیر ناهمگون‌تر و تغییرات کمتری در باورهای سرمایه‌گذاران همراه هستند. این پژوهش به ارتقاء سطح دانش در خصوص تغییرات مقطعی واکنش بازار به اعلان سود یاری می‌رساند. علاوه بر این در این پژوهش همگرایی واکنش بازار به اعلان سود از طریق تغییر در راهبردها در کسب ‌وکار در قالب شرایطی قابل پیش‌بینی نشان داده ‌شده است.

بهارمقدم و جوکار (1397) تحقیقی با عنوان اثر تعدیل‌کنندگی کیفیت حسابرسی بر تمایلات سرمایه‎گذاران در قیمت‌گذاری سهام انجام دادند. بدین منظور، نمونه‌ای متشکل از 560 سال-شرکت طی سال‌های 1387-1394 با استفاده از رگرسیون چند متغیره تعدیل‌شده بررسی‌شده است. نتایج پژوهش نشان داد گزارش‌های حسابرس اعتماد سرمایه‌گذاران به اطلاعات حسابداری را تقویت می‌کند و بر تمایلات سرمایه‌گذاران در قیمت‌گذاری سهام تأثیر می‌گذارد. اما اندازه حسابرس دارای اثر تعدیل‌کنندگی نمی‌باشد و تأثیری بر تمایلات سرمایه‌گذاران در بازار سرمایه ندارد.

 

پیشینه تحقیقات خارجی

لیسیک و همکاران (2018) در مطالعه‌ای به بررسی تقلب در حسابداری، کیفیت حسابرسی و نقش جرائم دولتی در چین پرداختند. نتایج نشان می‌دهد که شرکت‌های حسابرسی شده توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ با احتمال کمتری مرتکب تقلب در صورت‌های مالی می‌شوند. این اثر در صنایع تحت کنترل و تقلب‌های مرتبط با سود قوی‌تر است؛ و همچنین نتایج نشان می‌دهد شدت تقلب، به‌استثنای شرکت‌های متقابل در سایر حوزه‌های قضایی، با استفاده از اقدامات جایگزین تقلب، انتخاب حسابرسان توسط حسابداران و کنترل برای سایر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بیشتر هستند. نتایج نقش جرائم دولت در تضمین کیفیت حسابرسی و پیامدهای مهم عملی و کاربردی برای کمک به شرکت‌های حسابرسی بین‌المللی و کسب‌ وکار به‌طورکلی موفقیت رقابت در چین را تأیید می‌کند.

گایا و همکاران (2017) تحقیقی با عنوان تأثیر کیفیت حسابرسی بر رابطه بین مالکیت خانوادگی و اجتناب مالیاتی پرداختند. بازه زمانی این تحقیق سال‌های 2008 تا 2013 تعداد  55شرکت را مورد بررسی قرار دادند. نتایج تحقیقات نشان داد که بین مالکیت خانوادگی و اجتناب مالیاتی رابطه مستقیم معنی‌داری دارد و همچنین کیفیت حسابرسی بر رابطه بین مالکیت خانوادگی و اجتناب مالیاتی تأثیر معکوس معناداری دارد به‌طوری‌که تمایل مالکیت خانوادگی به اجتناب مالیاتی را کاهش می‌دهد.

آگوس پرموکا و همکاران[4] (2016) در تحقیقی با عنوان بررسی عوامل مؤثر بر ضریب واکنش در شرکت‌های اندونزی پرداختند. آنان برای این منظور از 40 شرکت در طی دوره زمانی 2010 تا 2014 با استفاده از چهار مؤلفه یعنی، اندازه شرکت، اهرم مالی، سودآوری و فرصت رشد شرکت‌ها استفاده کردند نتایج به‌دست‌آمده نشان داد که اهرم مالی بر ضریب واکنش سود تأثیر معنادار منفی دارد ولی فرصت رشد و اندازه و سودآوری تأثیر معنادار مثبت بر ضریب واکنش شرکت‌های اندونزی دارد.

سون[5] (2016) در تحقیقی تحت عنوان بررسی تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر مدیریت سود واقعی و مدیریت سود اقلام تعهدی پرداخت. وی برای این منظور با بررسی نمونه‌ای مشتمل بر 3221 سال شرکت برای یک دوره سی‌ساله بین سال‌های 1983 تا 2012 به این نتیجه رسید که قابلیت مقایسه صورت‌های مالی موجب کاهش مدیریت سود اقلام تعهدی شده و از سوی دیگر موجب افزایش مدیریت سود واقعی می‌گردد.

مالک و سیدین[6] (2014) در تحقیقی با عنوان بررسی رابطه بین تغییر حسابرس و ضریب واکنش سود شرکت‌های مالزی پرداختند. آنان برای این منظور با استفاده از رگرسیون چند متغیره برای تعداد 389 شرکت مالزی برای مدت‌زمان  004 تا 2011 مورد بررسی قراردادند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که ضریب واکنش سود برای شرکت‌هایی که حسابرس خود را تغییر می‌دهند نسبت به شرکت‌هایی که حسابرس خود را تغییر نمی‌دهند بیشتر است.

 

روش تحقیق

تحقیق حاضر از آن جهت که به بررسی وجود رابطه و همبستگی بین متغیرها با استفاده از معادله رگرسیون می‌پردازد، از نوع تحقیقات همبستگی است. و ازاین‌جهت که با تعیین رابطه بین تجدید ارائه صورت‌های مالی و  ضریب واکنش سود  می‌تواند به سرمایه‌گذاران و اکثر استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی بینش دهد، کاربردی است و همچنین تحقیق حاضر از نوع تاریخی یا همان پس رویدادی می‌باشد. به‌ منظور انجام تحقیق، از داده‌های پانل دیتا استفاده‌شده است چرا که  پانل دیتا یک محیط بسیار غنی از اطلاعات را برای گسترش دادن تکنیک‌های تخمین و نتایج تئوریک فراهم می‌آورد.

 

فرضیه‌های تحقیق

با در نظر گرفتن چارچوب علمی به‌دست‌آمده می‌توان برای این تحقیق فرضیه اصلی زیر را مطرح کرد:

 

 

فرضیه اصلی:

کیفیت حسابرسی بر رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و ضریب واکنش سود حسابداری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معناداری دارد.

فرضیه فرعی:

بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و ضریب واکنش سود حسابداری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری  وجود دارد.

 

جامعه آماری تحقیق، روش گردآوری  و تجزیه تحلیل داده‌های تحقیق

جامعه‌ی آماری این تحقیق شامل کلیه‌ی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برای یک دوره‌ی زمانی 7 ساله از سال 1390 تا پایان سال 1396 می‌باشد. کیفیت و سهولت دسترسی به اطلاعات صورت‌های مالی ازجمله دلایل انتخاب جامعه آماری است. نمونه‌گیری به‌صورت حذفی انجام‌شده و شامل کلیه شرکت‌های جامعه آماری است که حائز شرایط زیر باشند:

قبل از سال 1390 در بورس اوراق بهادار پذیرفته‌شده باشد. در محاسبه‌ی برخی داده‌های سال جاری داده‌های سال قبل را نیز مورداستفاده قرار می‌گیرد.

1-     اطلاعات موردنیاز این تحقیق و متغیرهای تحقیق در رابطه با شرکت‌ها از سال 1390 تا 1396 در دسترس باشد.

2-     پایان سال مالی شرکت‌ها در طول این سال‌ها تغییر نکرده باشد و منتهی به 29 اسفند باشد.

3-    جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی نباشد زیرا ماهیت و طبقه‌بندی اقلام صورت‌های مالی متفاوتی دارند.

با توجه به شرایط فوق نمونه نهایی شامل 114 شرکت انتخاب شد.

ازآنجاکه این تحقیق با داده‌های واقعی شرکت‌ها سروکار دارد، برای فراهم کردن اطلاعات شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار که با توجه بـه متغیرهای پژوهش مربوط به صورت‌های مالی شرکت‌ها می‌شود، از منابع مختلفی ازجمله لوح‌های فشرده‌ی سازمان بورس اوراق بهادار تهران، نرم‌افزار تدبیر پرداز، ره‌آورد نوین، سایت اطلاع‌رسانی شرکت بورس و سازمان بورس استفاده‌شده است. همچنین برای فراهم نمودن مطالب و اطلاعات مربوط به ادبیات تحقیق از روش کتابخانه‌ای استفاده‌شده است. پس‌ازآن که داده‌ها از نمونه‌های جامعه آماری جمع‌آوری شد، مرحله بعد آن است که داده‌ها جهت آزمون فرضیه‌ها تحلیل شود. فرایند تجزیه‌ و تحلیل داده‌ها یک فرایند چند مرحله‌ای است که طی آن داده‌های جمع‌آوری‌شده خلاصه، کدبندی، بسته‌بندی و درنهایت پردازش می‌شوند تا زمینه اجرای تحلیل‌ها و انجام آزمون فراهم گردد. در این بخش با توجه به حجم وسیع داده‌ها و ضرورت پردازش آن‌ها برای برآورد آمارهای توصیفی و پارامترهای مدل تحقیق و تجزیه‌وتحلیل و استنباط آماری از نرم‌افزارهای Eviews و Excel استفاده‌شده است. به این منظور، برای پردازش، دسته‌بندی و آماده نمودن متغیرها و ورود به نرم‌افزارهای Eviews از نرم‌افزار تخصصی Excel استفاده‌شده است و در نهایت برای برآورد مدل تحقیق از نرم‌افزار Eviews استفاده گردیده است.

 

 

 

متغیرهای تحقیق

متغیر مستقل پژوهش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی است که برای اندازه‌گیری آن در تحقیق حاضر، برای هر مشاهده سال- شرکت، از معیار ارائه‌شده از سوی دی فرانکوو همکاران[7] (2011) استفاده‌شده است. لازم به ذکر است که از این معیار در تحقیقات؛ سون (2016) و مهرورز و مرفوع (1395) استفاده ‌شده است. شیوه اندازه‌گیری به‌صورت زیر می‌باشد: ابتدا برای هر مشاهده سال- شرکت، مدل زیر برآورد می‌شود:

(1)

Earningsit = αi + βi Returnit + εit

که در این مدل:

Earnings: سود خالص فصلی تعدیل‌شده با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام ابتدای دوره

Return: بازده سهام فصلی

ضرایب برآورد شده αi و βi تابع حسابداری شرکت i را نشان می‌دهد. نزدیک بودن توابع حسابداری بین دو شرکت، قابلیت مقایسه بین این دو شرکت را نشان می‌دهد. حال برای اندازه‌گیری فاصله بین توابع حسابداری برآوردی شرکت‌های i و j (برای هر ترکیب ممکن شرکت‌هایi  و j در صنعت مربوط) سود پیش‌بینی‌شده دو شرکت با استفاده از مدل‌های زیر برآورد می‌شوند:

(2)

E(Earnings)iit = αi+βiReturnit

(3)

 

E(Earnings)ijt = αj+βjReturnjt

 

Earningsiit: سود پیش‌بینی‌شده شرکت با توجه به تابع شرکتi و بازده شرکت i

Earnings ijt: سود پیش‌بینی‌شده شرکت با توجه به تابع شرکتj و بازده شرکتj

سپس قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بین دو شرکت i و j با استفاده از مدل زیر محاسبه می‌شود:

(4)

CompAcctijt = − ∗ Σt-11  |E(Earninsiit)− E(Earningsijt) |

CompAcctijt: قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بین دو شرکتi  و  j می‌باشد و مقدار بیشتر آن نشان‌دهنده قابلیت مقایسه بیشتر می‌باشد.

متغیر وابسته در این تحقیق ضریب واکنش سود است که در اکثر مطالعات مشابه ازجمله، مالک و سیدین[8] (2014)، اوکالی[9] (2014)، زکریا و­همکاران[10] (2013)، مهدوی و همکاران (1393) از ضریب واکنش سود ([11]ERC) به شرح فرمول زیر استفاده کرده‌اند:

(5)

 

ARit = α0 + α1 UEit + ε

 AR   : بازده غیرعادی شرکت i در سال

 UE  : سود غیرمنتظره شرکت i در سال:

متغیرهای مورداستفاده در مدل‌ بالا به شرح زیر محاسبه می‌شود:

بازده غیرعادی سهام: منظور از بازده غیرعادی هر سهم، عبارت است از تفاوت بازده واقعی و بازده مورد انتظار آن سهم. معمولاً از مدل‌های متفاوتی برای محاسبه بازده مورد انتظار سهام استفاده می‌شود. در این پژوهش از مدل بازده تعدیل‌شده بازار مطابق با پیشینه‌های مشابه ذکرشده فوق استفاده‌شده است. طبق این مدل، فرض می‌شود بازده مورد انتظار بازار برای تمام اوراق بهادار مشابه است و بازده هر ورقه بهادار مشابه بازده بازار است .

(6)

E(Rit)=E(Rm)

به‌این‌ترتیب بازده غیرعادی به شرح زیر خواهد بود:

(7)

ARit=Rit-Rm

بازده بازار به‌صورت زیر محاسبه‌شده است:

(8)

 

 

I1 : شاخص کل قیمت بازار سهام در ابتدای سال

I0 : شاخص کل قیمت بازار سهام در پایان سال

بازده واقعی برای هر سهم نیز به‌صورت زیر محاسبه‌شده است:

(9)

 

 

به‌طوری‌که:

Ri : بازده سهم i در سال t

P1: قیمت هر سهم در پایان سال  t

D: سود نقدی هر سهم،

P0: قیمت سهم در ابتدای سال t

 α : درصد افزایش سرمایه

سود غیرمنتظره: سود غیرمنتظره عبارت است از تفاوت بین سود واقعی هر سهم و سود پیش‌بینی‌شده آن سهم در آن بازه؛ اوکالی (2014) خواجوی و حسینی نیا (1393) و مهدوی و همکاران (1393) در پژوهش خود پیرامون ضریب واکنش سود، برای محاسبه سود غیرمنتظره از تفاوت سود هر سهم سال جاری و سود هر سهم سال قبل استفاده کردند. در این پژوهش نیز برای سود غیرمنتظره از این رویکرد به‌صورت زیر استفاده‌شده است.

 

 

(10)

 

متغیر تعدیلگر در این تحقیق کیفیت حسابرسی می‌باشد که در این تحقیق اندازه موسسه حسابرسی به‌عنوان کیفیت حسابرسی محسوب می‌شود.  هرچه این اندازه موسسه حسابرسی بزرگ‌تر باشد، کیفیت حسابرسی نیز بیشتر خواهد بود به‌منظور محاسبه اندازه شرکت حسابرسی، درصورتی‌که شرکت حسابرسی، سازمان حسابرسی باشد عدد 1 و در سایر  عدد صفر در نظر گرفته می‌شود. در بیشتر تحقیقاتی انجام‌شده در ایران سازمان حسابرسی به‌عنوان موسسه حسابرسی بزرگ و مابقی مؤسسات حسابرسی معتمد بورس (بخش خصوصی)  به‌عنوان مؤسسات کوچک در نظر گرفته‌شده است. لازم به ذکر است که از این متغیر در تحقیقاتی همچون، چئن و همکاران[12] (2016)، اوکالی (2014)، احمدی و جمالی (1392) نیز استفاده کرده‌اند.

 

تجزیه تحلیل داده‌های تحقیق

آمار توصیفی

در جدول 1 آماره‌های توصیفی مربوط به متغیرهای تحقیق نشان داده‌شده است. به‌طورکلی، روش‌هایی را که به‌وسیله آن‌ها می‌توان اطلاعات جمع‌آوری‌شده را پردازش کرده و خلاصه نمود، آمار توصیفی می‌نامند. این آمار صرفاً به توصیف جامعه یا نمونه می‌پردازد و هدف از آن محاسبه پارامترهای جامعه یا نمونه تحقیق است. در بخش آمار توصیفی، میانگین، میانه، انحراف معیار، چولگی، کشیدگی، ماکزیمم و مینیمم انجام پذیرفته است.

جدول1: آمار توصیفی متغیرهای تحقیق

متغیر

تعداد مشاهده

میانگین

میانه

انحراف معیار

ماکزیمم

مینیمم

کشیدگی

چولگی

ضریب واکنش سود

798

0.0386-

0.021-

1.2163

4.1919

32.6134-

666.9132

24.8918-

قابلیت مقایسه صورت‌های مالی

798

0.008-

0.014-

0.02

0.38-

0.0006-

7.31-

74.51

کیفیت حسابرسی

798

0.26

0

0.44

1

0

2.11

1.05

بازده دارایی

798

0.173

0.109

0.96

17.40

7.81-

10.73

189.3

اندازه شرکت

798

13.398

13.390

1.29

18.44

10.50

0.95

4.56

اهرم مالی

798

0.6467

0.232

0.3005

3.0604

0.0657

17.7764

2.6152

 

آزمون ایستایی

پیش از برآورد مدل در مطالعاتی که با داده‌های پانلی (مقطعی و سری زمانی) مربوط هستند باید مانایی (ثابت بودن توزیع متغیر در طول زمان) متغیرهای موردمطالعه بررسی شوند. زیرا درصورتی‌که  متغیرها مانا نباشد، باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب می‌شوند. برای تعیین مانایی[13] متغیرهای مدل از آزمون‌های ریشه واحد در داده‌های تابلویی استفاده می‌شود. پایایی متغیرها  به معنی ثابت بودن میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف است. در این تحقیق، چون تعداد شرکت‌ها خیلی بیشتر از تعداد سال‌ها می‌باشد، نیازی به مانا کردن داده­ها نیست. ولی بااین‌حال نتایج آزمون ریشه واحد مورد بررسی قرار  داده می‌شود.  (جدول 2و3)

جدول 2: آزمون ایستایی متغیرهای تحقیق

نتیجه

سطح معنی‌داری

آماره

نام متغیر

ایستا

0.0000

512.790

ضریب واکنش سود

ایستا

0.000

35.20-

قابلیت مقایسه صورت‌های مالی

ایستا

0.000

30.18-

کیفیت حسابرسی

عدم ایستایی

0.367

0.33-

بازده دارایی

عدم ایستایی

1.000

7.82

اندازه شرکت

ایستا

0.0000

470.387

اهرم مالی

جدول 3: آزمون ایستایی متغیرهای تحقیق

نتیجه

سطح معنی‌داری

آماره

نام متغیر

ایستا

0.000

21.31-

اندازه شرکت

ایستا

0.000

68.65-

بازده دارایی‌ها

 

آزمون‌های فروض کلاسیک

آزمون نرمال بودن

یکی از مهم‌ترین فروض استفاده از مدل رگرسیون خطی داشتن توزیع نرمال برای باقیمانده‌های (مانده) مدل و متغیر وابسته تحقیق است. در مدل‌های برآوردی فرض می‌شود که باقیمانده‌ها و به‌تبع آن متغیر وابسته، متغیرهای تصادفی هستند. بنابراین توزیع متغیر وابسته از توزیع باقیمانده­ها پیروی می‌کند.

در این تحقیق نرمال بودن از طریق آماره جارک- برا موردبررسی قرار می‌گیرد. فرض صفر و فرض مقابل در این آزمون به‌صورت زیر می‌باشد:

H0: توزیع نرمال

H1: توزیع غیر نرمال

از آنجائی که سطح معنی‌داری  آماره جارک- برا  در جدول (4) برای متغیرهای وابسته و مانده‌های رگرسیونی بزرگ‌تر از  سطح معنی‌داری 0.05 است درنتیجه فرض صفر مبنی بر نرمال بودن متغیرهای وابسته و مانده‌ها رد نمی‌شود. بنابراین نتیجه می‌شود که فرض نرمال بودن برقرار می‌باشد.

 

آزمون همسانی واریانس

از مفروضات دیگر رگرسیون خطی، یکسان بودن واریانس جملات خطا در دوره‌های مختلف است. نقض این فرض، مشکلی به نام ناهمسانی واریانس ایجاد می‌کند.

فرض واریانس همسانی نتیجه مستقیم فرض نرمال بودن توزیع متغیر وابسته است. واریانس ناهمسانی به معنای تغییر مقدار واریانس قسمت تصادفی مدل در طول مشاهده نمونه است.

فرضیه‌های آماری آزمون همسان بودن واریانس به شرح زیر می‌باشد:

                                                                                                                    همسانی واریانس­ها: H0

ناهمسانی واریانس­ها: H1

آزمون‌های مختلفی برای تشخیص ناهمسانی واریانس وجود دارد که در این تحقیق برای آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون هاروی استفاده‌شده است. فرض صفر این آزمون‌ها دلالت بر همسانی واریانس دارد. با توجه به اینکه سطح معناداری این آزمون‌ها در جدول 4 کمتر از  سطح خطای  0.05 می‌باشد،  بنابراین نتیجه می‌شود که فرض صفر این آزمون‌ها تائید نمی‌شود به عبارتی مشکل ناهمسانی واریانس در مدل‌ها وجود دارد و برای رفع مشکل ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفاده می‌شود.

 

جدول 4: مفروضات کلاسیک رگرسیون

آزمون همسانی واریانس وایت

مقدار آماره F( مدل 1)

3.4568

سطح معناداری

0.0000

مقدار آماره F( مدل 2)

3.4568

سطح معناداری

0.0000

آزمون جارک برا

 

مقدار آماره

سطح معنی‌داری

متغیر وابسته قبل از تبدیل

14295109

0.0000

متغیر وابسته بعد از تبدیل

4.2148

0.0759

مانده مدل

3.2233

0.1123

       

                                      

برآورد روش مدل تحقیق

مدل1

ERC it = β0 + β1 Acfs it + β2 Auditguality it + β3(Acfs it* Auditguality it) + β4 SIZE it + β 5ROA it

 +β6LEV it + εit

مدل2

ERC it = β0 + β1 Acfs it + β2 SIZE it + β 3ROA it4LEV it + εit

 

ERC it: ضریب واکنش سود

Acfs it: قابلیت مقایسه صورت‌های مالی

Auditguality it : کیفیت حسابرسی

SIZE it: اندازه شرکت

LEV it: اهرم مالی

ROA it: بازده دارایی

در مدل‌های رگرسیونی بالا درصورتی‌که ضریب متغیر مستقلی معنی‌دار باشد نتیجه خواهد شد فرضیه متناظر با متغیر مستقل تائید می‌شود.

در مطالعات با داده‌های پانلی ابتدا باید مشخص شود که تفاوت فردی یا به‌اصطلاح ناهمگنی در مقاطع وجود دارد یا اینکه مقطع‌ها باهم همگن هستند؟ با استفاده از آزمون F لیمر می‌توان وجود ناهمگنی را در بین مقاطع مشخص کرد. فرضیه‌های آماری آزمون F لیمر به‌صورت زیر می‌باشند.

فرض صفر: مقاطع همگن می‌باشند یا به عبارتی مدل ترکیبیpooled data) ) برای برآورد مناسب می‌باشد.

فرض مقابل: بین مقاطع ناهمگنی وجود دارد یا به عبارتی  مدل پانلی (panel data) برای برآورد مناسب می‌باشد.

درصورتی‌که فرض صفر مبنی بر همگن بودن مقاطع (مناسب بودن مدل ترکیبی تائید شود) باید تمامی دادها با یکدیگر ترکیب شوند و به‌وسیله یک رگرسیون کلاسیک پارامترها برآورد شوند. نتایج حاصل از این آزمون در جدول 4 نشان داده‌شده است. در مدل‌های تحقیق  با توجه به اینکه سطح معنی‌داری آزمون F لیمر کمتر از 0.05 می‌باشد، نتیجه می‌شود که روش پانلی برای برآورد مدل‌های تحقیق مناسب می‌باشد. با توجه به آزمون F لیمر که روش برآورد با داده‌های پانلی را برای مدل‌های تحقیق مناسب نشان داد، درروش برآورد با داده‌های پانلی نیز دو روش، برآورد با مدل اثرات ثابت یا اثرات تصادفی وجود دارد که برای تعیین این‌که برای برآورد پارامترهای مدل، از مدل اثرات ثابت یا اثرات تصادفی استفاده شود از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. فرض صفر آزمون هاسمن مبنی بر مناسب بودن مدل اثرات تصادفی برای برآورد مدل‌ها با داده‌های پانلی است. نتیجه آزمون هاسمن برای گزینش بین اثرات ثابت و تصادفی مدل‌های تحقیق  در جدول 5 آورده شده است. با توجه به اینکه سطح معنی‌داری آزمون هاسمن برای مدل‌های تحقیق  کمتر از 0.05 می‌باشد بنابراین فرض صفر مبنی بر مناسب بودن اثرات تصادفی در مدل‌های تحقیق رد می‌شود و برای برآورد مدل‌های تحقیق  از روش پانلی با اثرات ثابت استفاده می‌شود.

 

جدول 5: آزمون  F لیمر و هاسمن

 

مدل 1

فرضیه اول

آزمونF  لیمر

آماره  F

سطح معنی‌داری

نتیجه آزمون

1.4346

0.0038

روش پانلی

آزمون‌هاسمن

آماره کای اسکوئر

سطح معنی‌داری

نتیجه آزمون

26.1559

0.0002

روش پانلی با اثرات ثابت

 

مدل 2

فرضیه دوم

آزمونF  لیمر

آماره  F

سطح معنی‌داری

نتیجه آزمون

1.093

0.0142

روش پانلی

آزمون‌هاسمن

آماره کای اسکوئر

سطح معنی‌داری

نتیجه آزمون

19.407

0.0055

روش پانلی با اثرات ثابت

 

بررسی فرضیه تحقیق

فرضیه اصلی:

قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود با تأکید بر کیفیت حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معناداری دارد.

در این مطالعه برای آزمون همبسته نبودن باقیمانده‌ها که یکی از مفروضات تجزیه‌وتحلیل رگرسیون می‌باشد و خودهمبستگی نامیده می‌شود از آزمون دوربین واتسون استفاده‌شده است. با توجه به نتایج اولیه برآورد مدل مقدار آماره دوربین واتسون مابین 1.5 و 2.5 بوده، می‌توان نتیجه گرفت باقیمانده‌ها مستقل از هم می‌باشند. مقدار آماره دوربین واتسون برابر با 2.29 می‌باشد. ضریب تعیین مدل (74/0) معرف قدرت توضیح کنندگی مدل برآورد شده می‌باشد. در بررسی معنی‌داری ضرایب با توجه به جدول (6)، ازآنجایی‌که احتمال آماره t برای ضریب متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی برابر با (0.001)، کوچک‌تر از 0.05 می‌باشند، درنتیجه وجود تأثیر معناداری این متغیر بر ضریب واکنش سود شرکت‌ها در سطح اطمینان 0.95 رد نمی‌گردد. مثبت بودن ضریب متغیر استقلال حسابرس شرکت‌ها (0.045)، نشان‌دهنده میزان تأثیر مثبت این متغیر بر ضریب واکنش سود حسابداری شرکت‌ها می‌باشد. در بررسی معنی‌داری ضرایب، ازآنجایی‌که احتمال آماره t برای ضریب متغیر کیفیت حسابرسی برابر با (0.014)، کوچک‌تر از 0.05 می‌باشند، درنتیجه وجود تأثیر معناداری این متغیر بر ضریب واکنش سود شرکت‌ها در سطح اطمینان 0.95 رد نمی‌گردد. مثبت بودن ضریب متغیر کیفیت حسابرسی (0.120)، نشان‌دهنده میزان تأثیر مثبت این متغیر بر ضریب واکنش سود حسابداری  شرکت‌ها می‌باشد و نهایتاً در بررسی معنی‌داری ضرایب، ازآنجایی‌که احتمال آماره t برای ضریب متغیر تعاملی برابر با (0.025)، کوچک‌تر از 0.05 می‌باشند، درنتیجه وجود تأثیر معناداری این متغیر بر رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی  و ضریب واکنش سود حسابداری شرکت‌ها در سطح اطمینان 0.95 رد نمی‌گردد. مثبت بودن ضریب متغیر تعدیلی اندازه موسسه حسابرسی شرکت‌ها (0.087)، نشان‌دهنده میزان تأثیر مثبت این متغیر بر رابطه بین بر رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی  و ضریب واکنش سود حسابداری می‌باشد.

 

جدول 6 : برآورد مدل­ 1 تحقیق (روش پانلی با اثرات ثابت)

متغیر وابسته: ضریب واکنش سود

متغیرهای مستقل

ضریب

آماره t

ضریب تورم واریانس

سطح معناداری

رابطه

عرض از مبدأ

0.0091

4.97-

1.03

0.000

معنی‌دار

قابلیت مقایسه صورت‌های مالی

0.045

9.20

1.34

0.001

معنی‌دار

کیفیت حسابرسی

0.120

4.91-

1.23

0.014

معنی‌دار

متغیر تعاملی (قابلیت مقایسه* کیفیت حسابرسی)

0.087

3.786

1.47

0.025

معنی‌دار

بازده دارایی‌ها

0.05-

2.32-

1.18

0.221

بی‌معنی

اندازه شرکت

0.27-

9.27-

1.63

0.000

معنی‌دار

اهرم مالی

3.056-

11.42

1.04

0.043

معنی دار

ضریب تعیین مدل

0.74

ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل

0.70

آماره Durbin-Watson

2.29

آماره F جدول

8.61

سطح معناداری

0.000

 

 

 

فرضیه فرعی:

بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری  وجود دارد.

برای بررسی فرضیه فوق با استفاده از اطلاعات جدول 7 می‌توان گفت: مقدار ضریب متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی  برابر 0.061 می‌باشد. با توجه به سطح معنی‌داری ضریب این متغیر که کمتر از سطح خطای 0.05 می‌باشد، نتیجه می‌شود بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و ضریب واکنش سود حسابداری رابطه مستقیم و معنی‌داری وجود دارد. به عبارتی می‌توان گفت با افزایش یا کاهش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، ضریب واکنش سود حسابداری نیز کاهش یا افزایش می‌یابد. بنابراین با توجه به مطالب گفته‌شده نتیجه می‌شود که فرضیه فوق یعنی بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. با اطمینان 95 درصد مورد تائید قرار می‌گیرد.

 

جدول 7: برآورد مدل­ 2 تحقیق (روش پانلی با اثرات ثابت)

متغیر وابسته: ضریب واکنش سود

متغیرهای مستقل

ضریب

آماره t

ضریب تورم واریانس

سطح معناداری

رابطه

عرض از مبدأ

0.007

0.51

1.02

0.007

معنی‌دار

قابلیت مقایسه صورت‌های مالی

0.061

12.02-

1.01

0.001

معنی‌دار

بازده دارایی‌ها

0.19

6.91-

1.04

0.013

معنی‌دار

اندازه شرکت

0.13-

4.71-

1.12

0.008

معنی‌دار

اهرم مالی

0.13-

4.71-

1.23

0.001

معنی‌دار

ضریب تعیین مدل

0.79

ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل

0.74

آماره Durbin-Watson

2.22

آماره F جدول

15.33

سطح معناداری

0.000

 

نتیجه‌گیری و پیشنهاد‌های تحقیق

این تحقیق باهدف بررسی تأثیر  قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود با تأکید بر کیفیت حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام پذیرفته شد. قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، یک موضوع محوری در سطح دنیا است. با توجه به اینکه یکی از شیوه‌های اصلی تحلیل‌گران مالی در ارزیابی شرکت‌ها، استفاده از صورت‌های مالی آن‌ها است، تحلیل‌گران صورت‌های مالی یک شرکت را می‌گیرند و با اقدامات مقایسه اقدام به تجزیه‌وتحلیل آن‌ها می‌کنند ولیکن بر اساس نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های تحقیق که در آن تأثیر مستقیم و معنی‌دار قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ضریب واکنش سود با تأکید بر کیفیت حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران مورد تائید قرار گرفت. نتایج تحقیق حاضر با نتیجه تحقیق دی مئون و همکاران (2016) و ژانگ لی و  همکاران (2015) همسو و همخوانی دارد در تحقیقات آنان نیز وجود رابطه مستقیم بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی با  ضریب واکنش سود و بازده غیرعادی مورد تائید واقع‌شده است.

با توجه به نتایج حاصله پیشنهادهای زیر را می‌توان متصور شد:

1- با توجه به تائید فرضیه دوم و تائید ارتباط  مثبت و معنی‌دار بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و ضریب واکنش سود، پیشنهاد می‌شود که برای افزایش ضریب واکنش سود، سازمان‌های نظارتی می‌توانند با نظارت دقیق‌تر و الزام شرکت‌ها به ارائه صورت‌های مالی دقیق‌تر، و افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، اطلاعات قابل‌اتکاتری ارائه دهند تا سرمایه‌گذاران نیز با آگاهی کامل در امور مربوط به سرمایه‌گذاری تصمیم‌گیری نمایند.

2- با توجه به نتایج این پژوهش می‌توان به مدیران شرکت‌ها پیشنهاد کرد که به  انتخاب حسابرس توجه ویژه‌ای نمایند و حتی به معیارهای انتخاب حسابرس در جهت افزایش کیفیت حسابرسی توجه کنند که این موضوع علاوه بر ارتقای سلامت مالی شرکت، در جهت کمک به کارایی بازار سرمایه و در راستای نیازسنجی اطلاعاتی استفاده‌کنندگان و ارتقا ارزش فنی صورت‌های مالی گام‌های مؤثری بر خواهد داشت.

3- درنهایت به مسئولان سازمان بورس تهران پیشنهاد می‌شـود تـا در راسـتای کاهش مشکلات نمایندگی، بهبود سطح افشا اطلاعات و قابلیت اطمینان بیشتر استفاده‌کنندگان بر صورت‌های مالی افشاشده در بورس، در این رابطه راه‌کارهـایی عملـی در پیش گیرند و نظارت بیشتری بر کیفیت حسابرسی و افزایش قابلیت‌های کیفی صورت‌های مالی نظیر قابلیت مقایسه  داشته باشند.

4- درنهایت می‌توان مهم‌ترین محدودیت پیش روی تحقیق را این‌چنین بازگویی کرد که پژوهش حاضر با استفاده از داده­های شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام‌شده است و شرکت­های سرمایه­گذاری، لیزینگ و بیمه به علت ماهیت خاص فعالیت آن‌ها از جامعه آماری کنار گذاشته‌شده‌اند، لذا نتایج به‌دست‌آمده قابلیت تعمیم به‌تمامی شرکت­ها را ندارد.

 



[1] Hutton et al

[2] Zakaria

[3] Di Angelo

[4] Agus Pramuka

[5] Sohn

[6]Malek, M, Saidin, S

[7] De Franco

8 Malek & Saidin

9 Okolie

10 Zakaria et al

11 Earnings response coefficient

[12] Chen

[13] stationary

ü  ابراهیمی­پور، مصطفی، اکبری، محسن، یوسفی پیشکناری، فاطمه، (۱۳۹۷)، بررسی تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر نگهداشت وجه نقد، کنفرانس بین‌المللی یافته‌های نوین در حسابداری، مدیریت اقتصاد و بانکداری، تهران، شرکت همایش آروین البرز.

ü  احمدی، محمد رمضان، جمالی، کامران، (1392)، تأثیر کیفیت حسابرسی بر بازده آتی سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 20، شماره 4، صص 1-20.

ü  بهارمقدم، مهدی، جوکار، حسین، (1397)، اثر تعدیل‌کنندگی کیفیت حسابرسی بر تمایلات سرمایه‎گذاران در قیمت‌گذاری سهام، مطالعات تجربی حسابداری مالی، دوره 15، شماره 57، صص 123-146.

ü  پور عبدالله صوفحسن، بادآورنهندی، یونس، برادران­حسن زاده، رسول، (1392)، بررسی تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه حقوق صاحبان سهام، اولین کنفرانس ملی حسابداری و مدیریت، شیراز، موسسه بین المللی آموزشی و پژوهشی خوارزمی  

ü  پیری، پرویز، ایمانی برندق، محمد، شیخ محمدی، امیر، (1391)، بررسی عوامل مؤثر بر کیفیت حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه ارومیه، دانشکده اقتصاد و مدیریت.

ü  ژولانژاد،فاطمه، بخردی نسب، وحید، (1397)، بررسی تطبیقی ضریب واکنش شرکت‌هایی با اتخاذ راهبردهای کسب‌وکار رهبری هزینه و شرکت‌هایی با اتخاذ راهبردهای کسب‌ و کار متمایز نسبت به اعلان سود با استفاده از معادلات شکست ساختاری، فصلنامه مهندسی مالی و مدیریت، دوره 9، شماره 34، صص 143-174        .

ü  خوش طینت، محسن، فلاح جوشقانی، حامد، (1385)، تأثیر اهرم مالی بر ضریب واکنش سود، مطالعات حسابداری، دوره 5،  شماره 17، صص 1-25.

ü  خواجوی، شکراله، حسینی نیا، سمیه، (1393)، رابطه بین دوره تصدی حسابرس و اندازه مؤسسه حسابرسی و ضریب واکنش سود در شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران،حسابرسی، نظریه و عمل، سال اول، شماره دوم، صص23-45.

ü  سجادی، حسین، (1382)، بررسی تأثیر کیفیت حسابرسی بر مدیریت سود، دانش حسابداری و حسابرسی، شماره 1، صص 1-25.

ü  قزل سفلی، مریم، بذرافشان، آمنه، مرادی، مهدی، (1397)، تأثیر کیفیت حسابرسی بر اختلاف صورت‌های مالی حسابرسی شده و حسابرسی نشده، دانش حسابداری مالی، دوره 5، شماره 2، پیاپی 17، صص 111-130.

ü  مهرورز، فاطمه، مرفوع، محمد، (1395)، رابطه بین قابلیت مقایسه صورت‌های مالی با آگاهی بخشی قیمت سهام در خصوص سودهای آتی، مطالعات تجربی حسابداری مالی، شماره 49، صص 83-110.

ü  رهنمای رودپشتی، فریدون، وکیلی فرد، حمیدرضا، لک، فضل‌الله، محسنی، عبدالرضا، (1394)، سبک حسابرس و قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، حسابداری مدیریت، سال هشتم، شماره 25، صص 29-48.

ü Agus Pramuka. B. Fathan Maula Azizi and Taufik Hidayat.(2016). The factors that affect earnings response coefficient on miscellaneous  industry manufacturing sectors company on the Indonesia stock exchange, https://ssrn.com/abstract=2752795

ü Chen Jun , Wang Dong, Shuo Li & Yu (Tony) Zhang (2016): Perceived audit quality, state ownership, and stock price delay: evidence from China, Asia-Pacific Journal of Accounting & Economics, DOI: 10.1080/16081625.2016.1208573

ü De Franco, G., Kothari, S. P., & Verdi, R. (2011). The benefits of financial statement comparability. Journal of Accounting Research, 49(4), 895-931.

ü De moon، Frank  MMay dew and s. e. Nutter,  (2016). The Relationship Between Comparative Accounting and Profit Reaction.The Journal of Business 59, PP.197–216.

ü Gaaya  ,Safa, Nadia Lakhal, Faten Lakhal)2017)، Does family ownership reduce corporate tax avoidance? The moderating effect of audit quality، Managerial Auditing Journal، this document contains references to 44 other documents.                               

ü Hutton, A.P., Marcus, A.J. and Tehranian, H. (2009). “Opaque Financial Reports, R2 , and Crash Risk”. Journal of Financial Economics, 94: 67-86.

ü Lisic, L., Silveri, S., Song Y., and Wang., K.(2018). Accounting fraud, auditing, and the role of government sanctions in China. Journal of Business Research : 68,1186-1195.

ü Malek, M, Saidin, S. F. (2014). Auditor Switching and Investors’ Reliance on Earnings: Evidence from Bursa Malaysia. Journal of Modern Accounting and Auditing, 10(7): 777-785

ü Okolie, A. O. (2014). Audit Quality and Earnings Response Coefficients of Quoted Companies in Nigeria. Journal of Applied Finance & Banking, 4(2), 139-161.

ü Sohn, B.C.(2016). The effect of accounting comparability on the accrual-based and realearnings management. J. Account. Public Policy (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.jaccpubpol.2016.06.003

ü Zhang LiuGivoly D, Hayn C. (2015)Investigating the relationship between the comparability of financial statements and the company's abnormal returns.Accounting and Finance 51, PP.609–33.

ü Zakaria, N.B., Bin Mohamad, A.M. and Rabiatul Alawiyah, Z. (2013). Defaukt risk and the earnings response coefficient. Evidence from malaysia. journal of basic and applied scientific research, 3(6): 535-545.