Á »É z¯Ä §zv» ]Ê¸yy{µ fÀ¯dÌ¨Ì¯ ÌipeÊ ] ½y Æe …qfaj.ir/article-1-508-fa.pdf½zf...

561-515 صفحات /49تابستان/ 62شماره / هفتمسال حسابداري مالي/علمي پژوهشي فصلنامه

بررسي تأثير كيفيت كنترل داخلي بر محافظه كاري مشروط

هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در شركت

داریوش جاوید

محسن دستگیر

مهدی عرب صالحی

21/10/2314 : تاريخ پذيرش 12/12/2314 تاريخ دريافت:

: چکیده

های متفاوتی در رابطه با مواردی همچون چیدمان شرکت های مختلف سیاست ها و روش

ساختار سازمانی، نحوه اجرای عملیات، ارزیابی وضعیت و عملکرد سازمان و گزارشگری مالی و

ل به اهدافشان دارند. عالوه بر منابع کالن اقتصادی، محافظه کاری هر مدیریتی در راستای نی

شرکت می تواند وابسته به اثر بخشی و کارایی این سیاست ها و روشها باشد. از آنجا که

های اجرای این سیاست ها، ساختار کنترل داخلی هر شرکتی را تشکیل می دهد، لذا در روش

های داخلی و محافظه کاری در شرکت های پذیرفته شده این پژوهش رابطه بین ضعف کنترل

مورد بررسی قرار گرفت. با استفاده 7837تا 7831های در بورس اوراق بهادار تهران طی سال

پژوهششرکت منتخب در قالب یک 701های آماری داده های پانل نمونه آماری شامل از روش

و داده های ترکیبی انجام گرفته است. نتایج همبستگی و با استفاده از رگرسیون خطی چندگانه

پژوهش نشان می دهد که بر اساس مدل شیواکومار، کیفیت کنترل های داخلی بر محافظه کاری

.دانشجوی دکترای حسابداری، دانشگاه آزاد اسالمی، واحد اصفهان، گروه حسابداری، اصفهان، ایران

استاد حسابداری، دانشگاه آزاد اسالمی، واحد اصفهان، گروه حسابداری، اصفهان، ایران )نویسنده مسئول(. **

Email: [email protected]

.استادیار حسابداری، دانشگاه اصفهان، گروه حسابداری، اصفهان، ایران ***

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0

http://qfaj.ir/article-1-508-fa.html

49تابستان/ 62/ شماره هفتمفصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال

2

1

0

210

مشروط تأثیری مثبت و مستقیم دارد. همچنین نتایج پژوهش در مدل فوق داللت بر وجود تأثیر

م به ارزش دفتری حقوق صاحبان مستقیم متغیر کنترلی نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سها

سهام بر محافظه کاری مشروط و نیز تأثیر معکوس اندازه شرکت و نسبت سود خالص به کل

دارائی ها بر محافظه کاری مشروط دارد. همینطور متغیر اهرم مالی نیز در مدل مزبور تأثیر

.معناداری بر محافظه کاری مشروط ندارد

های داخلی، محافظه کاری مشروط، قانون ساربینز آکسلی، کیفیت کنترل : کلیدی واژه های

پانل دیتا

مقدمه-1

کنترل های داخلی یکی از مکانیزم های متعددی است که واحدهای تجاری برای کنترل

شرکت ها برای گزارشگری (. 1077 ٬)التریدیسمسأله نمایندگی مورد استفاده قرار می دهند

رند و مطالعات نشان داده اند که کنترل داخلی هزینه های کنترل داخلی انگیزه اقتصادی دا

نمایندگی را کاهش می دهد. این یافته ها بر این فرض مبتنی است که تهیه اطالعات اضافی برای

کارگمار )سهامداران( در مورد رفتار نماینده )مدیریت( عدم تقارن اطالعاتی و ریسک سرمایه گذار

٬)لی ایش داده و این خود منجر به کاهش هزینه سرمایه می شودرا کاهش و محافظه کاری را افز

دیگر پژوهشگران نشان می دهد که ضعف در کنترل های پژوهش های. یافته های (1003

داخلی با کاهش محافظه کاری از یک سو و افزایش مدیریت سود از سوی دیگر همراه است

کاری سود توسط انرون، ورلدکام و... شکلی (. مدیریت سود، به ویژه دست 1000 ٬)گیولی و هاین

از مسأله نمایندگی است که از جمله انگیزه های تدوین قانون ساربینز آکسلی به شمار می رود.

این قانون شرکت ها را ملزم به ارزیابی و افشای اثربخشی کنترل های داخلی حاکم بر گزارشگری

ش تقلب و بازگرداندن یکپارچگی به فرآیند مالی نموده است. این قانون تالشی در راستای کاه

گزارشگری مالی بوده است. در ایران نیز دستورالعمل کنترل های داخلی مصوب سازمان بورس و

اوراق بهادار شرکت ها را ملزم به ارزیابی و گزارش کنترل های داخلی نموده است.

. وظیفه تهیه این اطالعاتکاربرد اصلی اطالعات مالی استفاده از آنها در تصمیم گیری هاست

به عهده سیستم گزارشگری مالی است. بر اساس تئوری های اثباتی حسابداری هر چه کیفیت

اطالعات بدست آمده از این سیستم ها باالتر باشد، تصمیم های اتخاذ شده بر اساس این اطالعات

گزارشگری ویژگیهای از ییک کاری محافظه نیز از محتوای اطالعاتی باالتری برخوردار خواهد بود.

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


211

49/ تابستان 62شماره / هفتمفصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال

ایفاگر حسابداری، مفاهیم و اصول چارچوب کننده در محدود صلا یک قالب در که است مالی

اطالعات کنندگان تهیه هاجایگ در بینانه مدیران خوش رفتارهای کردن محدود در مهمی نقش

مهمترین گاهجای در دهندگان اعتبار و گذاران عایدات سرمایه حداقل از برآوردی و سو یک از

لذا با توجه به اینکه محافظه کاری از ویژگی های بارز . است دیگر سویی از کنندگان، استفاده

گزارشگری مالی است که از مدت ها قبل با تئوری ها و اعمال مربوط به دانش حسابداری در

بودآمیخته است و همچنین با علم به اهمیت شرایط کنترل داخلی به عنوان ابزاری برای به

عملکرد شرکت ها و با در نظر گرفتن این موضوع که یکی از معیارها برای پر رنگ تر شدن نقش

محافظه کاری، استقرار یک سیستم کنترل داخلی قوی است لذا این پژوهش به دنبال بررسی

تأثیرکیفیت کنترل های داخلی برمحافظه کاری مشروط است.

مبانی نظری و پیشینه پژوهش -2

رل داخلی کنت-2-1

کنترل داخلی فرایندی است که به وسیله ن، استاندارد حسابرسی ایرا 873طبق بخش

مدیریت و سایر کارکنان طراحی و اجرا می شود تا از دستیابی به هدف های واحد مورد رسیدگی

اثر بخشی و کارایی عملیات و رعایت قوانین و مقررات ، در زمینه قابلیت اعتماد گزارشگری مالی

های داخلی برای شناسایی آن دسته از اطمینانی معقول بدست آید. از این رو کنترل، بوطهمر

خطر های تجاری طراحی و اجراء می شوند که دستیابی به هر یک از این اهداف را تهدید

می کند در تعریفی دیگر کنترل داخلی را می توان به عنوان فرایندی در نظر گرفت که از جانب

به منظور کسب اطمینان معقول از اهدافی همچون: ٬مدیران و دیگر کارکنان موسسه ٬هیات مدیره

پذیرش و رعایت قوانین برقرار می لی،های ما قابلیت اعتماد صورت ٬اثر بخشی و کارایی عملیات

شود.

محافظه کاری حسابداری -2-2

قبل با تئوری و محافظه کاری از جمله ویژگی های بارز گزارشگری مالی است که از مدتها

عمل حسابداری درآمیخته است. محافظه کاری را می توان به عنوان الزام به داشتن درجه باالیی

در مقابل شناخت اخبار بد مانند زیان تعریف نمود. ٬از تایید برای شناخت اخبار خوب مانند سود

که به آن محافظهچنین تعریفی محافظه کاری را از منظر صورت سود و زیان توصیف می نماید

(. اما تعریف دیگر محافظه کاری بر دیدگاه 7331 ٬کاری مشروط حسابداری گفته می شود )باسو

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

1

1

211

ترازنامه ای استوار است. بر اساس این دیدگاه در مواقعی که تردیدی واقعی در انتخاب از میان

ثر مطلوب را بر آن روشی باید انتخاب شود که کمترین ا ٬دو یا چند روش گزارشگری وجود دارد

(. در تعریفی دیگر محافظه کاری 7333 ٬حقوق صاحبان سرمایه داشته باشد )فلتهام و اهلسون

ارزشیابی کمتر ٬به عنوان فرایندی تعریف می شود که به شناخت کندتر درآمد و سریع تر هزینه

(. 1000 ٬ها و ارزشیابی بیشتر بدهی ها منتهی می گردد )گیولی و هاین دارایی

رابطه نظری میان سیستم کنترل داخلی و محافظه کاری حسابداری -2-3

یکی از دالیل استقرار سیستم های کنترل داخلی در درون هر سازمانی ارتقای کیفیت

اطالعات حسابداری می باشد . از طرف دیگر یکی از ویژگی های کیفی اطالعات حسابداری بر

حافظه کاری است. از این رو به لحاظ نظری می توان اساس مبانی نظری گزارشگری مالی ایران م

چنین استدالل نمود که هرچه کیفیت سیستم )های( کنترل داخلی استقرار یافته در درون یک

بکارگیری محافظه کاری مشروط در گزارشگری مالی سازمان مربوطه نیز ٬سازمان باالتر باشد

نیازمند انجام آزمونهای تجربی ٬لی در عملبیشتر خواهد بود. با این وجود پذیرش چنین استدال

در قالب پژوهش می باشد که در این مقاله بدان پرداخته می شود .

پیشینه پژوهش-2-4

پیشینه پژوهشهای خارجی انجام شده-2-4-1

بر اثر بخشی کنترل داخلی در ERPتأثیر سیستم »در پژوهشی با عنوان 7(1077موریس)

بر اثر بخشی کنترل داخلی پرداخته ERPبه بررسی تأثیر سیستم «رابطه با گزارشگری مالی

به دو روش مکانیزم نظارت ERPاست. نتیجه اصلی این پژوهش این بوده است که سیستم های

را تسهیل می نمایند، اوالً: آنها گزارشگری سریع و صحیح اطالعات مالی را به سهامداران امکان

تر اینکه این سیستم ها جنبه هایی را در بر میگیرند که اعمال و پذیر می نمایند، ثانیاً و مهم

اجرای کنترل های داخلی اطمینان بخش، صحت اطالعات مالی گزارش شده را امکان پذیر می

مستقر نموده اند، ERPسازد. به طور کلی می توان انتظار داشت که شرکت هایی که سیستم

ا نه تنها برای کاهش هزینه های نمایندگی، بلکه با بکارگیری این کنترل های درون ساختاری ر

هدف حداقل کردن تعداد ضعف های گزارش شده، کنترل داخلی را حداکثر نمایند.

1Maurice

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


211


خود با عنوان رابطه بین محافظه کاری حسابداری و پژوهش( در 1070گری، ماری و فرانک)

ک ری در حسابداری و ریسریسک ورشکستگی پرداختند که در این مطالعه رابطه بین محافظه کا

ورشکستگی پرداخته شده است. محافظه کاری در این پژوهش به محافظه کاری مشروط و

محافظه کاری نامشروط تقسیم شده است. نتایج و مدل های تحلیلی نشان می دهد که نقش

اطالعاتی و افزایش وجوه نقد در دسترس محافظه کاری به مقابله با ریسک ورشکستگی کمک

با استفاده از تحلیل ضرایب همبستگی و مدل سازی رگرسیونی آزمون پژوهشند. فرضیات می ک

شده است. نتایج این پژوهش حاکی از آن است که یک رابطه معکوسی بین محافظه کاری

نامشروط و ریسک ورشکستگی وجود دارد همچنین رابطه بین محافظه کاری مشروط و ریسک

افته ها منجر به مهیا شدن یک نقش رفتاری برای محافظه ورشکستگی نیز معکوس است این ی

. کاری جهت کمک به شرکت برای مقابله با تعهدات خود می شود

( پژوهشی را تحت عنوان ضعف در کنترل های داخلی و هزینه حقوق 1001آگنوا و دیگران )

دند. آنها در قانون ساربینز آکسلی به انجام رسان 404صاحبان سهام بر اساس شواهدی از بخش

:بررسی خود وجود ضعف در کنترل های داخلی را مرتبط با چهار عامل می دانند که عبارتند از

الف( عوامل مرتبط با پیچیدگی عملیات شرکت

ب( عوامل مرتبط با تغییرات ساختار سازمانی در شرکت ها

های حسابداری ج( عوامل مرتبط با ریسک برآوردها و شیوه

دودیت منابع )یعنی عواملی که ضعف کنترل های داخلی ممکن است آن د( شاخص های مح

را به وجود آورد مانند: کاهش ارزش بازار شرکت، زیان، ورشکستگی(

آنها برای اندازه گیری پیچیدگی عملیات شرکت دو متغیر تعریف نمودند، متغیر اول وجود

دوم تعداد بخش های تجاری شرکت ارتباط مالی با کشورهای خارجی )صادرات و واردات( و متغیر

است. برای اندازه گیری تغییرات سازمانی به دو عامل بسیار مهم توجه نمودند، یکی ورود شرکت

ها به فعالیت های تحصیل، جذب و ادغام و عامل دوم تجدید ساختار سازمان )ساختار سرمایه(

ریسک برآوردها و شیوه های بود، که مورد توجه آنها قرار گرفت. همچنین برای اندازه گیری

حسابداری به رشد فروش شرکت در مقایسه با میانگین فروش صنعت و سطح موجودی های کاال

توجه نمودند، و برای محاسبه عواملی که ضعف در کنترل های داخلی موجب محدودیت آنها

نمودندکستگی و عمر شرکت ها توجه می شود به کاهش ارزش بازار شرکت و وجود زیان و ورش

را تأکید نمودند.( 1003ی )( و جی و مک و1002اشباغ و اسکافی ) پژوهش هایکه

فوق دست یافتند و نشان دادند که پژوهش های( به نتایج مشابه 1002اشبوق و همکاران )

های داخلی دارای عملیاتی پیچیده تر هستند و به تازگی های با ضعف عمده در کنترل شرکت

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

3

1

231

انی داده اند، همچنین ریسک حسابداری این شرکت ها )شامل ریسک تجدید ساختار سازم

سیستماتیک( روند افزایشی را نشان می دهد و منابع مالی کمتری برای سرمایه گذاری در

. کنترلهای داخلی دارند

خود با عنوان بررسی رابطه بین محافظه کاری و راهبری پژوهش( در 1003احمد و دوئلمن )

ه ترکیب اعضای هیأت مدیره پرداختند که نشان دادند که از یک سو میزان شرکتی با توجه ب

درصد مدیران خارجی در ترکیب اعضای هیأت مدیره رابطه مثبتی با محافظه کاری دارد و از

سویی دیگر نیز میزان درصد مدیران داخلی با محافظه کاری رابطه ای منفی دارد. احمد و دوئلمن

های آمریکایی و بر اساس اصول عمومی پذیرفته شده حسابداری آمریکا در تحقیق خود از نمونه

استفاده کردند. از سویی دیگر احمد و دوئلمن در تحقیق خود از سه نمونه معیار برای سنجش

ب( معیار نسبت ٬محافظه کاری استفاده کردند که شامل: الف( معیار اقالم تعهدی انباشته شده

می باشد. البته معیار عدم تقارن ٬ر و ج( معیار عدم تقارن زمانی سودارزش دفتری به ارزش بازا

زمانی سود مورد استفاده آنها بر خالف مدل باسو بر اساس پاسخ سود نسبت به بازده های سهام

خود استفاده کردند که پژوهشیک دوره نبود بلکه آنها معیار تعدیل شده ای را از مدل باسو در

( معرفی شده بود و بر اساس آن، معیار عدم تقارن زمانی سود 1003واتز )توسط رویچوداری و

بر اساس پاسخ سود نسبت به بازده های سهام، طی چندین دوره و به صورت انباشته شده برآورد

. می شدند

های داخلی انجام شده پیشینه پژوهش-2-4-2رکت های پذیرفته شده ( رابطه بین ضعف کنترل های داخلی و عملکرد در ش7830سیدی )

در بورس اوراق بهادار تهران را مورد بررسی قرار داد. وی در فرضیه های فرعی تأثیر ضعف کنترل

های داخلی بر اجزای ارزش شرکت )ارزش دفتری، درآمدهای غیر عادی و ارزش بازار ناشی از

ست آمده از سایر اطالعات غیر حسابداری در دست سهامداران( را بررسی نمود. نتایج بد

آزمون فرضیه نشان داد که بین ضعف در کنترل های داخلی و عملکرد شرکت ها در شرکت های

پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معنی داری وجود دارد، به عبارت دیگر با افزایش

ضعف در کنترل های داخلی، عملکرد شرکت ها کاهش می یابد.

( اثر محافظه کاری حسابداری، مالکیت دولتی، اندازه شرکت و 7833بنی مهد و باغبانی )

نسبت اهرمی بر زیان دهی شرکت ها را بررسی نمودند که این پژوهش اثر محافظه کاری

شرکت 43حسابداری، مالکیت دولتی، اندازه شرکت و نسبت اهرمی بر زیان دهی شرکت ها در

مورد 7832الی 7830ساله 1ا برای دوره زمانی زیان ده از تابلو بورس اوراق بهادار تهران ر

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


232


بررسی قرار می دهد شاخص محافظه کاری در این پژوهش بر حسب اقالم تعهدی سنجیده شده

است. نتایج پژوهش نشان می دهد که محافظه کاری حسابداری با زیان دهی شرکت رابطه

چنین نتایج پژوهش بر وجود مستقیم دارد. این موضوع از دیدگاه نظری پإیرفته شده است. هم

رابطه مستقیم میان اندازه شرکت و زیان دهی و رابطه معکوس میان نسبت اهرمی و زیان دهی

د. تأکید دارد. نتایج نشان می دهد که مالکیت دولتی اثری بر زیان دهی شرکت ندار

ر ر برابطه بین کیفیت اقالم تعهدی و کنترل های داخلی موث ( به بررسی7833گوره دار)

گزارشگری پرداخت. و نتایج این تحقیق نشان داد که بین ضعف کنترل های داخلی و کیفیت

اقالم تعهدی هم بستگی معنا داری وجود دارد. وی برای آزمون این فرضیه از مدل های ذکر شده

( استفاده نمود. و به این نتیجه رسید که بین ضعف در 1001در تحقیق دویل، جی و مک وی )

های داخلی و کیفیت اقالم تعهدی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار کنترل

تهران رابطه معنی داری وجود دارد، به عبارت دیگر با افزایش ضعف در کنترل های داخلی،

. کیفیت اقالم تعهدی کاهش می یابد

اه حسابرسان ( با ارزیابی اثربخشی نظام کنترلهای داخلی از دیدگ7831ودیعی و کوچکی )

داخلی های مستقل و تأثیر آن بر فرآیند حسابرسی به این نتیجه رسید که سیستم کنترل

ها به منظور دستیابی به اهداف واحد اقتصادی، فاقد اثربخشی کافی است و ارزیابی شرکت

حسابرسان مستقل از این کنترل ها برای اجرای عملیات حسابرسی در شرکت ها تأثیر گذار

نیست.

ررسی تأثیر نامه مدیریت حسابرسان مستقل بر سیستم کنترل داخلی در در پژوهشی دیگر ب

. و گرفتشرکت های پذیرفته شده در سازمان بورس و اوراق بهادار تهران را مورد ارزیابی قرار

نشان داد توجه نمودن به نقاط ضعف نامه مدیریت و بکار بستن اصالحات پیشنهادی حسابرسان

ف شدن نقاط ضعف موجود در سیستم کنترل داخلی و در نتیجه بهبود سیستم باعث برطر

. می شود

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

3

1

231

فرضیه های پژوهش-3های پژوهش تدوین فرضیه های این پژوهش که در جهت یافتن پاسخی منطقی برای پرسش

شده اند به صورت زیر ارائه می شوند:

فرضیه اول:

وط تأثیر دارد.کیفیت کنترل داخلی بر محافظه کاری مشر

فرضیه دوم:

تأثیر کیفیت کنترل داخلی بر محافظه کاری مشروط در شرکت هایی که ضعف در سیستم

کنترل داخلی خود را بر طرف کرده اند نسبت به شرکت های دارای ضعف در سیستم کنترل

داخلی، بیشتر است.

روش پژوهش -4شهای کاربردی و ضر از نظر هدف جزء پژوه از نوع از نظر ماهیت و روش اجراء ،پژوهش حا

د. پژوهشهای همبستگی محسوب می شو

مدل آماری مرتبط با فرضیه های پژوهش-4-1

متغیر مستقل: کیفیت کنترل داخلی-4-1-1

( از شاخص ضعف سیستم کنترل داخلی 1077در این پژوهش به پیروی از مقاله گاه و لی )

سیستم بدین صورت که اگر شرکت حداقل یک ضعف دردر نامه مدیریت استفاده شده است.

و درغیر اینصورت عدد صفر درنظر گرفته می شود. همچنین 7کنترل داخلی داشته باشد عدد

متغیر رفع ضعف درسیتم کنترل داخلی درفرضیه دوم به عنوان متغیرمستقل مدنظر بوده است.

(اقالم تعهدی –ر مدل شیواکومامتغیر وابسته: محافظه کاری مشروط )-4-1-2

(7)رابطه𝐴𝐶𝐶𝑅𝑈𝐴𝐿𝑖𝑡 = α0 + 𝛽1𝐷𝐶𝐹𝑂𝑖𝑡 + 𝛽2𝐶𝐹𝑂𝑖𝑡 + 𝛽3𝐷𝐶𝐹𝑂𝑖𝑡 ∗ 𝐶𝐹𝑂𝑖𝑡 + 𝜀𝑖𝑡

= ACCRUAL𝑖𝑡 جمع اقالم تعهدی شرکتj طی سالt .سال مالی

= 𝐶𝐹𝑂𝑖𝑡 جریان های نقدی عملیاتی شرکتj طی سالt .مالی

= 𝐷𝐶𝐹𝑂𝑖𝑡نقدی عملیاتی، برابر یک یهاانیمتغیر مجازی که در صورت منفی بودن جر

.باشدیو در غیر این صورت صفر م

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


233


نقدی در هنگام وجود اخبار یهاانی، همبستگی بین اقالم تعهدی و جر𝛽2در این رابطه

𝛽2خوب )مطلوب( و + 𝛽3 نقدی در هنگام وجود یهاانیجر همبستگی بین اقالم تعهدی و

. محافظه کاری به این معنی است که اقالم تعهدی به کندیاخبار بد )نامطلوب( را اندازه گیری م

تحقق نیافته )اخبار بد با تأیید پذیری کمتر(، با احتمال زیادی یهاانیز ترعیدلیل شناسایی سر

ی منفی، رابطه بین اقالم تعهدی و نقدی نقد یهاانیمنفی هستند؛ در نتیجه در هنگام وجود جر

بزرگتر باشد رفتار نامتقارن 𝛽3مثبت خواهد بود. هر چه ینقد یهاانیبیشتر از هنگام وجود جر

اقتصادی )اخبار خوب و بد( بیشتر و در نتیجه محافظه کاری بیشتر یهاانیدر قبال سود و ز

ندازه گیری محافظه کاری بر بازده بازار متکی خواهد بود از مزایای این مدل این است که برای ا

نشان دهنده وجود محافظه کاری است. مثبت 𝛽3بدین ترتیب معنی دار بودن ضریب .باشدینم

متغیر اقالم تعهدی )تغییرات در خالص ٬بودن این ضریب یعنی با افزایش جریان نقدی منفی

این ضریب یعنی با افزایش جریان نقدی سرمایه در گردش ( نیز افزایش می یابد و منفی بودن

.متغیر اقالم تعهدی کاهش می یابد٬منفی

مدل مربوط به آزمون فرضیه اول -4-1-3( 1003با توجه به مطالب مذکور جهت آزمون فرضیه اول بر اساس مدل بال وشیوا کومار )

لی از رابطه داخ یهاجهت اندازه گیری محافظه کاری مشروط و رابطه آن با کیفیت کنترل

:شودیرگرسیونی زیراستفاده م

(1)رابطهACCRUAL = α0 + 𝛽1DCFO + 𝛽2CFO + 𝛽3DCFO ∗ CFO + 𝛽4MW + 𝛽5DCFO

∗ MW + 𝛽6CFO ∗ MW + 𝛽7DCFO ∗ CFO ∗ MW + 𝛽8MB+ 𝛽9DCFO ∗ MB + 𝛽10CFO ∗ MB + 𝛽11DCFO ∗ CFO ∗ MB+ 𝛽12LEV + 𝛽13DCFO ∗ LEV + 𝛽14CFO ∗ LEV + 𝛽15DCFO∗ CFO ∗ LEV + 𝛽16SIZE + 𝛽17DCFO ∗ SIZE + 𝛽18CFO∗ SIZE + 𝛽19DCFO ∗ CFO ∗ SIZE + 𝛽20ROA + 𝛽21DCFO∗ ROA + 𝛽22CFO ∗ ROA + 𝛽23DCFO ∗ 𝐶𝐹𝑂 ∗ ROA + ε𝜀

خواهد باشد فرضیه پژوهش تایید معنادار 𝛽7DCFO∗CFO∗MWدر مدل فوق اگر ضریب

شد.

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

3

4

234

MWز متغیر مجازی ضعف در سیستم کنترل داخلی. چنانچه ضعف در = عبارت است ا

سیستم کنترل داخلی طبق نامه مدیریت وجود داشته باشد مقدار آن یک و در غیر این صورت

مقدار آن صفر خواهد بود.

مدل مربوط به آزمون فرضیه دوم-4-1-4

ستم ف در سیتأثیر کیفیت کنترل داخلی بر محافظه کاری مشروط در شرکت هایی که ضع

کنترل داخلی خود را بر طرف کرده اند نسبت به شرکت های دارای ضعف در سیستم کنترل

.داخلی، بیشتر است

که دارای شود یپردازش م ییهابرای آزمون فرضیه دوم نیز مدل فوق فقط برای شرکت

ن از را از مدل فوق خارج نموده و به جای آ MWو متغیر اندیضعف در سیستم کنترل داخل

𝛽7DCFOاگر ضریب شود و یاستفاده م FIXEDمتغیر مجازی ∗ CFO ∗ FIXED معنادار

.شودییید مأباشد فرضیه دوم نیز ت

(8)رابطه ACCRU = α0 + 𝛽1DCFO + 𝛽2CFO + 𝛽3DCFO ∗ CFO + 𝛽4FIXED + 𝛽5DCFO

∗ FIXED + 𝛽6CFO ∗ FIXED + 𝛽7DCFO ∗ CFO ∗ FIXED + 𝛽8MB+ 𝛽9DCFO ∗ MB + 𝛽10CFO ∗ MB + 𝛽11DCFO ∗ CFO ∗ MB+ 𝛽12LEV + 𝛽13DCFO ∗ LEV + 𝛽14CFO ∗ LEV + 𝛽15DCFO ∗ CFO∗ LEV + 𝛽16SIZE + 𝛽17DCFO ∗ SIZE + 𝛽18CFO ∗ SIZE+ 𝛽19DCFO ∗ CFO ∗ SIZE + 𝛽20ROA + 𝛽21DCFO ∗ ROA+ 𝛽22CFO ∗ ROA + 𝛽23DCFO ∗ 𝐶𝐹𝑂 ∗ ROA + ε𝜀

FIXEDغیر مجازی رفع ضعف سیستم کنترل داخلی. این متغیر در = عبارت است از مت

هایی که ضعف سیستم کنترل داخلی خود را برطرف کرده اند برابر با یک و در رابطه با شرکت

ارتباط با شرکتهایی که ضعف سیستم کنترل داخلی خود را بر طرف نکرده اند برابر با صفر

می باشد.

هاگردآوری داده یهاروش-4-2

زیر جمع آوری شده است: یهاین پژوهش اطالعات مورد نیاز به روشدر ا

ها پیرامون مبانی نظری موضوع و پیشینه این ، که برای گردآوری دادهیامطالعه کتابخانه

اینترنتی گردآوری شده است. هاییتپژوهش با مراجعه به کتب، مجالت، نشریات و سا

پژوهش نیز با هاییهز جهت آزمون فرضمورد نیا یهامطالعه اسناد و مدارک، داده

،«ره آورد نوین»ها نظیر نرم افزارهای اطالعاتی مرتبط با عملکرد شرکت یهامراجعه به بانک

مدیریت پژوهش، توسعه و مطالعات اسالمی سازمان بورس »اینترنتی هاییتو سا« تدبیر پرداز»

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


231


پذیرفته شده در بورس اوراق یهاکتمالی شر یهاهمراه صورت هاییادداشتو 7«اوراق بهادار

بهادار تهران جمع آوری شده است.

و نمونه گیری جامعه آماری-4-3

جامعه آماری-4-3-1پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران یهاجامعه آماری این پژوهش دربرگیرنده شرکت

اند.هران فعالیت داشتهدر بورس اوراق بهادار ت 7837تا پایان 7831 یهااست که در طی سال

نمونه آماری و روش نمونه گیری-4-3-2

و باشدیروش نمونه گیری در این پژوهش بر مبنای روش هدفمند یا حذف سیستماتیک م

زیر هاییژگیکه و ییهاپذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، شرکت یهادر میان شرکت

،اندشده و در غیر این صورت از پژوهش کنار گذارده شده ها در پژوهش استفادهاند از آنرا داشته

7شرکت( با توجه به شرایط و معیارهای جدول 701لذا از این جامعه شرکت ها، یک نمونه )

انتخاب شده است:

نمونه يهانحوه بدست آمدن شرکت(: 5جدول )

تعداد

کل

یهاشرکت

پذیرفته

شده در

بورس

اوراق

بهادار

تهران تا

سال پایان

1931

تعداد

ییهاشرکت

در که

1931سالهای

1931الی

در بورس

حضور

داشته اند

ییهاشرکت

که اطالعاتشان

در دسترس

باشدینم

ییهاشرکت

که وقفه عملیاتی

یاقابل مالحظه

اندداشته

)شش ماه(

یهاشرکت

سرمایه گذاری،

واسطه گری

های مالی و

هلدینگ

ییهاشرکت

که پایان سال

ها پایان آنمالی

اسفندماه

باشدینم

یهاشرکت

باقیمانده که به

عنوان نمونه

اندانتخاب شده

294 911 (11) (71) (92) (29) 104

منبع و مأخذ: یافته های پژوهش

1 - www .rdis.ir

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

3

0

230

تجزیه و تحلیل داده ها-5کالسیک از مدل رگرسیون چندگانه با استفاده از فروضدر این پژوهش با توجه به برقراری

ترکیبی استفاده شده است و با توجه به رگرسیون چند متغیره برای آزمون فرضیات یهاداده

شودیاستفاده م 7استیودنت tواحد در صورت معناداری هر ضریب به صورت جداگانه، از آزمون

. تجزیه و شودیاستفاده م 1با توزیع فیشر Fو برای بررسی وضعیت بیش از یک ضریب از آزمون

صورت Eviews 8 , Excelو استخراج نتایج پژوهش نیز به کمک نرم افزارهای هاتحلیل داده

تشخیصی است که به صورت یهاآزمون Eviewsگرفته است که دلیل استفاده از نرم افزار

و امکان بررسی اعتبار مدل را از نظر مفاهیم شوندیخودکار توسط این نرم افزار محاسبه م

.آوردیاقتصادسنجی فراهم م

آمار توصیفي متغیر هاي تحقیق (:6جدول ) MV FIXED SIZE MB LEV ROA متغیر

0.11 0.60 1.62 11.77 0.31 0.411 میانگین

0.09 0.61 1.23 11.70 0.30 0.40 میانه

0.09 0.15 2.07 0.61 0.33 0.49 انحراف معیار

1.60 0.40- 9.40- 1.07 0.40- 0.35- ضریب چولگی

3.75 0.06 185.43 1.77 1.92- 1.87- ضریب کشیدگی


تحلیل پیش فرض ها-5-1

در این بخش از یافته ها با عنایت به استفاده از روش های پارامتریک رگرسیون خطی مرکب

به تحلیل پیش فرض های اساسی آنها مبنی بر نرمال (ANOVA)و تحلیل واریانس یک طرفه

است.پرداخته شدهها و...ستقالل خطی متغیرهای مستقل، نرمال بودن باقیماندهبودن متغیرها، ا

نرمال بودن توزیع متغیرها-5-1-1

، شودمیکه فرض نرمال بودن متغیرها رد شودمیبرا نشان داده -با توجه به نتایج آماری جارکو

قال با استفاده از روش انتلذا با عنایت به وجود عناصر صفر و منفی در بین مقادیر متغیرها ابتدا

1 -T-student

2 - Fisher

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


231


ها، مقادیر به سمت مقادیر مثبت سوق داده شده و در نهایت جهت نرمال کردن متغیرها از تبدیل

لگاریتمی در مبنای عدد طبیعی استفاده شده است.

همبستگی متغیرهای مستقل با باقیمانده-5-1-2

احتمال وجود ارتباط خطیعدم همبستگی بین متغیرهای مستقل و باقیمانده، عالوه بر بیان

بین متغیرهای مستقل و وابسته ثابت بودن واریانس خطا برای تمام مقادیر متغیر مستقل را نیز

بیان می کند. بدین منظور همبستگی بین متغیرهای مستقل و باقیمانده محاسبه می شود. با

متغیرها طی بینتوجه به نتایج آزمون همبستگی پیرسون مشاهده شد که هیچ گونه همبستگی خ

وجود ندارد.

بررسی مستقل بودن باقیمانده ها-5-1-3

چون متغیر وابسته پژوهش، مقادیر مربوط به هر یک از شرکت ها به طور جداگانه می باشند

و شرکت ها مستقل از یکدیگر هستند، بنابراین مقادیر متغیر وابسته، مستقل ازیکدیگر می باشند.

ف باقیمانده، باقیمانده های کلیه مدل ها مستقل از یکدیگر می باشند.بنابراین با توجه به تعری

سبررسی ناهمسانی واریان-5-1-4

با استفاده ضریب الگرانژنتایج آزمون ناهمساني (: 3جدول )


برای فرضیه اول استفاده شده و OLSبا بررسی ناهمسانی واریانس مشخص شد که از روش

کارا نبوده و برای رفع OLSدیگر نتایج چون در فرضیه دوم فرض همسانی واریانس رد شده

( استفاده شده است.Glsمشکل مزبور از روش کمترین مجذورات تعمیم یافته )

نتیجه P-VALE احتمال مقدار آماره فرضیات مدل

مدل بال وشیوا کومار ی(

)اقالم تعهد 1فرضیه

1/02497 0/0784

P ≥0/05

همسانی

0/0582 3/8946 واریانس

4فرضیه 3/2653 0/005

P <0/05 همسانی نا

0/0007 4/8675 واریانس

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

3

1

231

ضمناً به جهت تعدد روابط خطی مورد استفاده، در صورت استفاده از رگرسیون خطی مقطعی

تغیرها به ازای هر یک از سال های پنج گانه بازه تحت مطالعه، جهت تعیین روابط بین م

ازرگرسیون خطی مرکب ترکیبی استفاده شده است. درراستای تعیین نوع تحلیل مورد استفاده

8لیمر و هاسمن در جدولFاز آزمون های چاو و هاسمن استفاده شده است وخالصه نتایج آزمون

آمده است.

نهاسملیمر و آزمون F آزموننتایج (: 9جدول )


های پژوهشآزمون معناداری مدل-5-2

آزمون معناداری مدل اول پژوهش-5-2-1

برای آزمون فرضیه اول پژوهش به پیروی از مدل بال و شیوا کومار از رگرسیون چند متغیره

اکومار انجاماستفاده شده است. لذا نتایج آزمون فرضیه اول پژوهش که توسط مدل بال و شیو

نشان داده شده است: (3ه )گرفته است در جدول شمار

مدل

آزمون هاسمن آزمون چاو

ه ها فرضی Fآماره

لیمر نتیجه p-value احتمال

آماره

هاسمن نتیجه p-value احتمال

بال وشیوا کومار)اقالم

ی(تعهد

P<0/05 0/000 2/6356 1فرضیه داده های

تابلویی16/64150 0/000 P<0/05

اثرات

ثابت

P<0/05 0/000 3/2874 2فرضیه داده های

تابلویی12/86791 0/000 P<0/05

اثرات

ثابت

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


231


(تعهدي اقالم -شیواکومار) (: نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول1) جدول


متغیر وابسته: محافظه کاری مشروط روش: پانل با حداقل مجذورات تعمیم یافته

1931-1931نمونه: 104داده های هر مقطع: 010کل داده های پانل:

متغیرها عالمت ضرایب آماره t سطح معنی داری

0/000 -8/034 -0/04534 - 𝛂 0

0/000 -5/698 -0/03185 - 𝜷 1DCFO

0/000 -4/315 -0/18372 - 𝜷 2CFO

0/002 -3/353 -/51081 - 𝛃 3DCFO * CFO

0/030 1/894 0/0106 + 𝛃 4MW

0/061 -1/183 -0/0126 - 𝛃 5DCFO * MW

0/009 -2/806 -0/3048 - 𝛃 6CFO * MW

0/000 -5/514 -0/2093 - 𝛃 7DCFO * CFO * MW

0/000 5/957 0/00287 + 𝛃 8MBt

0/003 -3/186 -/00843 - 𝛃 9DCFO * MB

0/000 -4/675 -0/00914 - 𝛃 01CFO * MB

0/006 2/983 0/0374 + 𝛃 00DCFO * CFO * MB

0/018 1/994 0/0056 + 𝛃 02LEVt

0/102 0/7591 0/31076 + 𝛃 01DCFO * LEV

0/128 0/6817 0/92437 + 𝛃 04CFO * LEV

0/219 -0/4962 -0/22390 - 𝛃 15DCFO * CFO * LEV

0/001 3/426 0/00209 + 𝛃 16SIZEt

0/007 -2/286 -0/00597 - 𝛃 17DCFO * SIZE

0/008 -2/567 -0/02374 - 𝛃 18CFO * SIZE

0/000 -8/206 -0/1638 - 𝛃 19DCFO * CFO * SIZE

0/000 6/176 0/0095 + 𝛃 20ROAt

0/000 -4/887 -0/00217 - 𝛃 21DCFO * ROA

0/004 -3/172 -0/1097 - 𝛃 22CFO * ROA

0/005 -2/837 -0/16391 - 𝛃 23DCFO * CFO * ROA

ضریب تعیین 0/7931 میانگین متغیر وابسته 11/1056

ضریب تعیین تعدیل شده 0/7040 انحراف معیار متغیر وابسته 19/14387

خطای معیار رگرسیون 0/9012 آماره اطالعاتی آکائیک 9/55408

مجموع جمالت باقیمانده 121740/21 آماره شوارتز 13/4863

2/63411 F لگاریتم الیک لی هود 324/3126- آماره

0/00012 F ین واتسونآماره دورب 2/0121 سطح معنی داری

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

4

1

241

در معادله ی مستقل معناداربا جایگذاری عرض از مبدأ و شیب متغیرها ( 3با توجه به جدول )

خطی مربوطه، رابطه بین کیفیت کنترل های داخلی و محافظه کاری مشروط به صورت زیر

( درآمده است:4)رابطه

(4)رابطهACCRUAL = −0/04534α

0− 0/03185DCFO − 0/18372CFO

−/51081DCFO ∗ CFO + 0/0106MW − 0/3048CFO∗ MW − 0/2093DCFO ∗ CFO ∗ MW + 0/00287MB−/00843DCFO ∗ MB − 0/00914CFO ∗ MB+ 0/0374DCFO ∗ CFO ∗ MB + 0/0056LEV+ 0/00209SIZE − 0/00597DCFO ∗ SIZE− 0/02374CFO ∗ SIZE − 0/1638DCFO ∗ CFO ∗ SIZE+ 0/0095ROA − 0/00217DCFO ∗ ROA− 0/1097CFO ∗ ROA − 0/16391DCFO ∗ CFO ∗ ROA+ ε

β 7DCFO شود، ضریب متغیر مالحظه می (3) همانگونه که در جدول ∗ CFO ∗

MW و عدد معناداری -1038/0 برابر با(Prob) می باشد. با توجه به آماره 0000/0آن tوp-

Value درصد می باشد. این 3این متغیر، نتایج نشانگر معنی داری این ضریب در سطح خطای

کومار تأثیر گذار شیوا مشروط بر اساس مدل بر محافظه کاری MWان می دهد که یافته ها نش

پذیرفته و فرض مقابل رد می شود. تجزیه و تحلیل نتایج این پژوهش H1است. در نتیجه فرض

فرضیه ما را به این مطلب می رساند که در شرکت هایی که ضعف با اهمیت در کنترل های

افشاء نمی کنند، همواره تمایلی به بکارگیری رویه های حسابداری داخلی دارند و آثار آن را

محافظه کارانه و گزارشگری محافظه کارانه ندارند.

بررسی تأثیر متغیر های کنترلی برمحافظه کاری مشروط-5-2-2

داری سطح معناB11 کوچکتر می 03/0می باشد و چون این مقدار از 002/0برابر با

ش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بر میزان باشد، لذا نسبت ارز

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


242


( B11 =0814/0محافظ کاری مشروط تأثیر معناداری دارد و با توجه به مثبت بودن ضریب )

بر محافظه کاری مشروط تأثیر مستقیم دارد. MBمی توان نتیجه گرفت که نسبت

سطح معنا داریB15 بزرگتر می 03/0چون این مقدار از می باشد و 173/0برابر با

باشد، اهرم مالی بر میزان محافظه کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد .

سطح معناداریB19 کوچکتر می 03/0می باشد و چون این مقدار از 000/0برابر با

ن دباشد اندازه شرکت بر میزان محافظه کاری مشروط تأثیر معناداری دارد و با توجه به منفی بو

( می توان نتیجه گرفت که اندازه شرکت بر محافظه کاری مشروط B19 = -7283/0ضریب )

تاثیر معکوس دارد.

سطح معنا داریB23 کوچکتر می 03/0می باشد و چون این مقدار از 003/0برابر با

باشد، نسبت سود خالص به کل دارایی ها بر محافظه کاری مشروط تاثیر معنا داری دارد و با

(، می توان نتیجه گرفت که نسبت سود خالص به B23 = -7283/0وجه به منفی بودن ضریب)ت

کل دارایی ها بر محافظه کاری مشروط تأثیر معکوس دارد .

آزمون معناداری مدل دوم پژوهش-5-2-3

استفاده شده است. همانگونه که در قبل بیان شد 1برای آزمون فرضیه دوم پژوهش از رابطه

دوم تأثیر پذیری رفع ضعف سیستم کنترل داخلی را با محافظه کاری مشروط بررسی در فرضیه

. لذا برای بررسی فرضیه دوم نیز از رگرسیون چند متغیره استفاده شده است، که نتایج می شود

آمده است:( 2)آزمون فرضیه دوم پژوهش در جدول

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

4

1

241

(تعهدي اقالم -ارشیواکوم) (: نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم2)جدول


متغیر وابسته: محافظه کاری مشروط روش: پانل با حداقل مجذورات تعمیم یافته

1931-1931نمونه: 104داده های هر مقطع: 010کل داده های پانل:

سطح معنی

داریtمتغیرها عالمت ضرایب آماره

0/000 -6/214 -0/04837 - 𝛂 0 0/000 -5/575 -0/04239 - 𝜷 1DCFO

0/004 -3/174 -0/2342 - 𝜷 2CFO

0/002 -3/201 -/5294 - 𝛃 3DCFO * CFO

0/024 1/9001 0/0115 + 𝛃 4FIXED

0/097 -1/038 -0/0138 - 𝛃 5DCFO * FIXED

0/007 -2/980 -0/3924 - 𝛃 6CFO * FIXED

0/001 5/963 0/2257 + 𝛃 7DCFO * CFO * FIXED

0/000 5/328 0/0036 + 𝛃 8MBt

0/001 -3/282 -/00931 - 𝛃 9DCFO * MB

0/000 -4/675 -0/0142 - 𝛃 01CFO * MB

0/005 3/014 0/0391 + 𝛃 00DCFO * CFO * MB

0/014 1/914 0/0066 + 𝛃 02LEVt

0/116 0/6942 0/4063 + 𝛃 01DCFO * LEV

0/139 0/5761 0/9741 + 𝛃 04CFO * LEV

0/227 -0/4128 -0/2692 - 𝛃 15DCFO * CFO * LEV

0/000 4/528 0/0031 + 𝛃 16SIZEt

0/011 -2/354 -0/0063 - 𝛃 17DCFO * SIZE

0/008 -2/438 -0/0325 - 𝛃 18CFO * SIZE

0/000 -7/554 -0/1836 - 𝛃 19DCFO * CFO * SIZE

0/000 5/491 0/0105 + 𝛃 20ROAt

0/000 -5/820 -0/00314 - 𝛃 21DCFO * ROA

0/004 -3/172 -0/1135 - 𝛃 22CFO * ROA

0/005 -2/837 -0/1847 - 𝛃 23DCFO * CFO * ROA

ضریب تعیین 0/0432 میانگین متغیر وابسته 12/5491

ضریب تعیین تعدیل شده 0/23372 انحراف معیار متغیر وابسته 23/2873

نخطای معیار رگرسیو 0/9741 آماره اطالعاتی آکائیک 11/5972

مجموع جمالت باقیمانده 197401/43 آماره شوارتز 14/9854

2/3287 F لگاریتم الیک لی هود 265/6254- آماره

0/0000 F آماره دوربین واتسون 2/0732 سطح معنی داری

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


243


در معادله ی مستقل معناداربا جایگذاری عرض از مبدأ و شیب متغیرها( 2با توجه به جدول )

محافظه کاری مشروط به صورت زیر خطی مربوطه، رابطه بین کیفیت کنترل های داخلی و

( درآمده است:3رابطه)

(3)رابطه

ACCRUAL = −0/04837α

0− 0/04239DCFO − 0/2342CFO

−/5294DCFO ∗ CFO + 0/0115FIXED − 0/3924CFO∗ FIXED + 0/2257DCFO ∗ CFO ∗ FIXED+ 0/0036MB −/00931DCFO ∗ MB − 0/0142CFO∗ MB + 0/0391DCFO ∗ CFO ∗ MB + 0/0066LEV+ 0/0031SIZE − 0/0063DCFO ∗ SIZE − 0/0325CFO∗ SIZE − 0/1836DCFO ∗ CFO ∗ SIZE + 0/0105ROA− 0/00314DCFO ∗ ROA − 0/1135CFO ∗ ROA− 0/1847DCFO ∗ CFO ∗ ROA + ε

β 7DCFO شود، ضریب متغیر مالحظه می (2) همانگونه که در جدول ∗ CFO ∗

FIXED معناداری سطح و 1131/0 برابر با(Prob) می باشد. با توجه به آماره 007/0آن tو

p-Value درصد می باشد. 3این متغیر، نتایج نشانگر معنی داری این ضریب در سطح خطای

کومار شیوا بر اساس مدل مشروط بر محافظه کاری FIXEDاین یافته ها نشان می دهد که

قابل رد می شود. نتایج این فرضیه تحقیق پذیرفته و فرض م H1تأثیر گذار است. در نتیجه فرض

بیانگر این مطلب می باشد که شرکت هایی که در سال های بعد نقاط ضعف با اهمیت خود را

اصالح و آثار آن را افشاء می کنند به دنبال پذیرش سطح باالیی از محافظه کاری هستند که

فته و مبانی نظری پژوهش نتایج این فرضیه نیز دور از انتظار نبود و با پژوهش های صورت گر

مطابقت دارد.

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

4

4

244

بررسی رفع ضعف سیستم کنترل داخلی بر تأثیر متغیرهای کنترلی -5-2-4

بر محافظه کاری مشروط

کوچکتر می باشد 03/0می باشد و چون این مقدار از 003/0برابر با B11سطح معناداری

صاحبان سهام بر محافظه لذا نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق

( می توان B11=0/0391کاری مشروط تأثیر معنی داری دارد و با توجه به مثبت بودن ضریب )

بر محافظه کاری مشروط تأثیر مستقیم دارد. MBنتیجه گرفت که نسبت

بزرگتر می باشد اهرم 03/0می باشد و چون این مقدار از 111/0برابر B15سطح معناداری

حافظه کاری مشروط تأثیر معنا داری ندارد.مالی بر م

کوچکتر می باشد، 03/0می باشد و چون این مقدار از 000/0برابر با B19سطح معناداری

اندازه شرکت بر محافظه کاری مشروط تأثیر معنا داری دارد و با توجه به منفی بودن ضریب

(B19= 0/1838می توان نتیجه گرفت که اندازه شرکت بر محا ) فظه کاری مشروط تاثیر

معکوس دارد.

کوچکتر می باشد 03/0میباشد و چون این مقدار از 003/0برابر با B23سطح معناداری

نسبت سود خالص به کل دارایی ها بر محافظه کاری مشروط تأثیر معنا داری دارد و با توجه به

الص به کل دارایی ( می توان نتیجه گرفت که نسبت سود خB23=0/1847منفی بودن ضریب )

ها بر محافظه کاری مشروط تأثیر معکوس دارد.

نتیجه گیری -6

در این پژوهش هدف اساسی ارزیابی رابطه بین کیفیت کنترل های داخلی با محافظه کاری

به عنوان سنجه های کیفیت کنترل FIXEDو MWمشروط شرکت بوده است. در این راستا

ازه گیری محافظه کاری مشروط مورد استفاده قرار گرفته اند.داخلی و مدل شیواکومار جهت اند

جهت تحلیل رابطه بین کیفیت کنترل های داخلی با محافظه کاری مشروط به تبع پژوهش

های مشابه یا مرتبط پس از تحلیل پیش فرض های رگرسیون خطی مرکب به روش ترکیبی،

پارامتری رابطه خطی مذکور برآورد گردید.

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


241


به جهت نرمال نبودن توزیع متغیرها به رغم استفاده از تبدیالت لگاریتمی و وابستگی در ادامه

خطی برخی از متغیرهای مستقل جهت نرمال کردن متغیرها از تحلیل همبستگی ناپارامتریک

استفاده شد. در مجموع نتایج نشان داد که:

است.و محافظه کاری مشروط شرکت رابطه معکوس قوی وجود داشته MWبین

و محافظه کاری مشروط شرکت رابطه مستقیم و قوی وجود داشته است. FIXEDبین

بین نتایج تحلیل رگرسیون خطی و تحلیل ناپارامتریک تقریباً هم خوانی داشته و صرفاً در

تحلیل همبستگی یاد شده ارتباط ضعیف تری بین متغیرها وجود داشته است.

ورت جداول زیر بیان گردیده است:در این بخش خالصه نتایج پژوهش به ص

MW(: خالصه رابطه بین محافظه کاري مشروط و 7)جدول

نام متغیر

محافظه کاری

مشروط

بر مبنای تحلیل نا پارامتریک بر مبنای تحلیل رگرسیونی

مقایسه نتایج

تحلیل ها

ضریب

)شیب(در

رابطه

ضریب

تعیین

شدت

همبستگی

جهت

همبستگی

مقدار

همبستگی

ت شد

همبستگی

جهت

همبستگی

مدل بال و شیوا

کومار اوتمتف معکوس قوی 0/311- معکوس وسطمت 0/793 0/4039-


FIXED(: خالصه رابطه بین محافظه کاري مشروط و 8)جدول

متغیرمحافظه نام

مشروط کاری

کبر مبنای تحلیل نا پارامتری بر مبنای تحلیل رگرسیونی

مقایسه نتایج

تحلیل ها

ضریب

)شیب(

در

رابطه

ضریب

تعیین

شدت

همبستگی

جهت

همبستگی

مقدار

همبستگی

شدت

همبستگی

جهت

همبستگی

شیوا و بال مدل

کومار متفاوت مستقیم قوی 0/393 مستقیم متوسط 0/043 0/4401


Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

4

0

240

ظه کاری مشروط می توان اینگونه بیان نمود که و محاف MWدر توضیح رابطه معکوس بین

شرکت های دارای ضعف با اهمیت در کنترل های داخلی سطح کمتر از محافظه کاری را اعمال

و محافظه کاری مشروط نیز نتایج FIXEDمی کنند. و همچنین در ارتباط با رابطه مثبت بین

دام به رفع ضعف های با اهمیت مبین این مطلب است، که شرکت های که در سال های بعد اق

در کنترل های داخلی خود می نمایند، نسبت به شرکت هایی که همچنان همان ضعف ها را

دارند تمایل بیشتر بر بکاربردن محافظه کاری دارند. نتایج تحقیق حاضر با نتایج تحقیقات احمد

دن بکارگیری محافظه ( مبنی بر مفید بو7833گوره دار ) ٬( 7830سیدی ) ٬( 1003و دوئلمن)

کاری و همچنین پیامد های منفی ضعف در سیستم کنترل داخلی شرکتها مطابقت دارد.

لذا با توجه به نتایج بدستت آمتده در ایتن پتژوهش پیشتنهادهایی بتر مبنتای یافتته هتای

پژوهش و همچنین پیشنهادهایی جهت انجام پژوهش های آتی انجام می گردد.

ر یافته های پژوهشپیشنهادهای مبتنی ب-7

، بتتا توجتته بتته نتتتایج حاصتتل از آزمتتون پیشنننهاد حا ننل از نتنناین آزمننون فرضننیه اول

فرضتتیه اول مبنتتی بتتر وجتتود رابطتته معکتتوس بتتین کنتتترل هتتای داخلتتی حتتاوی ضتتعف بتتا

اهمیتتت در گتتزارش حستتابرس و محافظتته کتتاری مشتتروط نتتتایج بیتتانگر ایتتن موضتتوع استتت

سیستتتم کنتتترل هتتای داخلتتی، متتدیریت ستتطح کتته در ایتتن شتترکت هتتا بتته دلیتتل ضتتعف در

محافظه کتاری مشتروط را جهتت بهتتر نشتان دادن عملکترد شترکت کتاهش متی دهتد، لتذا

بتته ستترمایه گتتذاران پیشتتنهاد متتی گتتردد، در اتختتاذ تصتتمیمات اقتصتتادی ختتود مبنتتی بتتر

خریتتد وفتتروش ستتهام ایتتن شتترکت هتتا در کنتتار ستتایر متغیرهتتای تتتأثیر گتتذار بتتر محافظتته

، تتاثیر کنتترل هتای داخلتی را نیتز بته عنتوان عتاملی مهتم در تصتمیم گیتری کاری مشروط

مدنظر داشته باشند.

، بتتا توجتته بتته یافتتته هتتای حاصتتل از دوم فرضننیه آزمننون نتنناین از حا ننل پیشنننهاد

آزمون فرضیه دوم در خصوص کنتترل هتای داخلتی در شترکت هتایی کته ضتعف بتا اهمیتت

بعتد اصتالح نمتوده و تتأثیر مثبتت ایتن عامتل در سیستم کنترل هتای ختود را درستال هتای

بر پتذیرش ستطح بیشتتری از محافظته کتاری مشتروط، نتتایج مبتین ایتن مطلتب استت کته

در ایتتن شتترکت هتتا در گزارشتتگری متتالی ختتود محافظتته کارانتته رفتتتار متتی کننتتد و عملکتترد

ایتتن شتترکت هتتا بتته مراتتتب بهتتتر ستتال هتتای گذشتتته استتت کتته در سیستتتم کنتتترل هتتای

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


241


ضتعف بتا اهمیتت داشتته انتد، لتذا بته نهادهتای مستول پیشتنهاد متی گتردد بتا داخلی خود

توجتته بتته نتتتایج بدستتت آمتتده از آزمتتون فرضتتیات ایتتن پتتژوهش، شتترکت هتتای کتته حتتاوی

ضعف با اهمیتت در کنتترل هتای داخلتی هستتند را ملتزم بته اصتالح ایتن ضتعف هتا نمایتد،

ای ختود بته ایتن موضتوع همچنین به سرمایه گذاران توصیه متی شتود در تصتمیم گیتری هت

توجه ویژه داشته باشند.

توانتد در اتختاذ رویکردهتای گزارشتگری، متورد توجته متدیران متالی نتایج ایتن پتژوهش متی

هتای ایتن پتژوهش، بهتتر استت متدیران در شترایطی کته ضتعف قرار گیرد. بتر استاس یافتته

-رد محافظته هتای متالی رویکت عمده در سیستتم کنتترل داخلتی دارنتد، جهتت ارائته گتزارش

کارانه اتخاذ کنند.

گتذاران نیتز اثتر گتذار خواهتد بتود. آنهتا گتران و سترمایه نتایج پژوهش بر تصتمیمات تحلیتل

بایستی به این نکتته توجته داشتته باشتند کته در حالتت کلتی وضتعیت متالی شترکت هتایی

هتای متالی که ضعف عمده در سیستتم کنتترل داخلتی ختود دارنتد، از آنچته کته در گتزارش

شود، ضتعیف تتر استت. چترا کته متدیریت جهتت متقاعتد کتردن آنهتا ن شرکت ها ارائه میای

دهنتتد. بتتدین معنتتی کتته در چنتتین متتواقعی، ستتطح محافظتته کتتاری مشتتروط را کتتاهش متتی

کنند. اخبار و عالئم بد را کمتر در سود حسابداری شناسایی می

اص بترای هتر صتنعت بته هتای استتانداردگذار بایتد در تتدوین استتاندارهای خت همچنین نهاد

ایتن موضتوع نیتز توجتته داشتته باشتند، کتته یکتی از عتواملی کتته محافظته کتاری مشتتروط را

کنتد، بحتث کنتترل هتای داخلتی استت. در صتورتی کته هتدف نهادهتای سیاستت ایجاب می

ای استتتدانداردگذاری گتتذار تتتالش در راستتتای ارائتته اطالعتتات منصتتفانه باشتتد، بایتتد بتته گونتته

ل های داخلی در ارائه اطالعات محافظه کارانه سنجیده شود.شود که اثر کنتر

منابعچاپ انتشارات سمت، ،"تیریآمار و کاربرد آن در مد"(؛ 7838)یآذر، عادل و منصور، مؤمن -7

دهم.

،یحسابدار قاتیدر تحق یکاربرد اقتصاد سنج”(؛ 7833)کبختین ،یلیعباس و ل ،یافالطون -1

، چاپ اول.نتشارات ترمها تهران: ،"یو علوم اقتصاد یمال تیریمد

، "سود یبر محافظه کار هیسود و ساختار سرما تیریمد ریتاث"(؛ 7837)نحسی ٬یاعتماد -8

.781-771، 78، شماره 74دوره ،یو حسابرس یحسابدار قاتیتحق

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

4

1

241

در یمحافظه کار یبررس"(؛ 7831)یمحمود زاده باغبان د،یو سع ونسی ٬ینهند بادآور -4

، 73سال پنجم، شماره ،یمال یفصلنامه حسابدار، "سود تیریا مدو رابطه آن ب یمال یگزارشگر

31-701.

اندازه ،یدولت تیمالک ،یحسابدار یاثر محافظه کار"(؛ 7833)نهیتهم ،یمهد، بهمن و باغبان یبن -3

،یو حسابرس یحسابدار یهایفصلنامه بررس، "شرکت ها یده انیبر ز یشرکت و نسبت اهرم

.10-38، 33، شماره72دوره

، "یحسابدار یمحافظه کار یرگیاندازه یبرا ییو ارائه الگو نییتب"(؛ 7833بهمن) مهد،ینب -2

.قاتیدانشگاه آزاد علوم تحق ،دکتری رساله

انتشارات تهران: ،"یدر علوم انسان قیبر روش تحق ایمقدمه"(؛ 7831محمد رضا) ا،نیحافظ -1

، چاپ چهاردهم.سمت

افتهیبر اساس مدل بسط یسنجش محافظه کار"(؛ 7831)یقیصد د،یو عبدالمج علی ٬یرحمان -3

٬ 3سال ،یمال یفصلنامه حسابدار "شده در بورس اوراق بهادار تهران رفتهیپذ یباسو در شرکتها

.43-13 ،73 شماره

یو محافظه کار یعدم متقارن اطالعات نیب یرابطه"(؛7831جواد و آزاد، عبداهلل) رضازاده، -3

.28- 30، 34،شماره73، دورهیوحسابرس یحسابدار هاییه بررسفصلنام ،"یمال یدرگزارشگر

فصلنامه دانش ، "یفلسف دگاهیاز د تیریمد یمشکالت حسابدار"(؛ 7830احمد) دیس ،یدیس -70

.14-10، 11سال ششم، شماره ،یو پژوهش حسابدار

یتخصص قاتی، جلد اول، انتشارات مرکز تحق"یحسابدار یتئور"(؛ 7831رضا) شباهنگ، -77

چاپ ششم. ،یسازمان حسابرس یو حسابرس یحسابدار

هاینهیهز نیرابطه ب یبررس"(؛ 7833رضا ) یعل یاریو شهر یکردلر، عل یمیابراه -71

هاییفصلنامه بررس، "دربورس اوراق بهادارتهران یومحافظه کار یاسیس هی)فرضیاسیس

.72-8، 31، شماره72دوره ،یو حسابرس یحسابدار

تهران: سازمان ،یحسابدار های (؛ استاندارد7832)یسازمان حسابرس یفن یتهیکم -78

.720 یهینشر ،یحسابرس

در سود یمحافظه کار یبررس"(؛ 7833عباس) ،یکاوه و حالج، محمد و حسن ،یمهران -74

قاتیفصلنامه تحق، "در بورس اوراق بهادار تهران تعهدی اقالم با آن و رابطه یحسابدار

.701-33 سوم، شماره ،یحسابدار

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


241


رغی و کارانهمحافظه یحسابدار یرابطه ارزش اطالعات مال"(؛ 7833)نیرام ،یممحرو -73

باهنر کرمان. دی، دانشگاه شهارشد ینامه کارشناس انپای. "کارانهمحافظه

ینظام کنترل ها یاثربخش یابیارز"(؛ 7831)دیمج دیس ،یو کوچک نیمحمد حس ،یعیود -72

سال ،هیمجله توسعه و سرما، "یحسابرس ندیر فرآآن ب ریحسابرسان مستقل و تأث دگاهیاز د یداخل

.743-711، 1اول، شماره

17- Ashbaugh, Skaife(2006); The effects of corporate governance on firms

credit ratings, Journal of Accounting & Economics, 42, 203-243.

18- Ahmed, S and Duellman, Scott(2011); "Evidence on the role of

accounting conservatism in monitoring managers", Accounting & Finance ,

51 , 609-633 .

19- Artiacha, T.C and Clarksona, P.M(2011); "Disclosure, conservatism and

the cost of equity capital: A review of the foundation literature", Accounting

and Finance, 51, 2–49 .

20- Beng, W.G and Dan, Li(2011); "Internal Controls and Conditional

Conservatism"; Accounting Review, 86, 3, 975-1005 .

21- Ball, R and Kothari, S.P(2013); "Econometrics of the Basu asymmetric

timeliness coefficient and accounting conservatism", Journal of Accounting

Research, 51, 1071-1097 .

22- Ball, R.S and Shivakumar, L(2005);"Earnings quality in UK private firms:

Comparative loss recognition timeliness", Journal of Accounting &

Economics, 39, 83-128 .

23- Basu, S(1997); "The conservatism principle and the asymmetric timelines

of earnings", Journal of Accounting and Economics, 24, 3-37.

24- Basu, S(2005); "Discussion of Conditional and unconditional

conservatism: Concepts and modeling", Review of Accounting Studies ,10,

311-321.

25- Beaver, W.H and Ryan, S.G(2000); "Bias 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 ,38 (1), 127-148 .

26- Darrough, M.N and N.M. Stoughton(1990); "Financial disclosure policy

in an entry game", Journal of Accounting and Economics, 12, 219-243.

27- Dhaliwal, D , Huang, SH, Khurana, I.K and Pereira, R(2014); "Product

Market Competition and Accounting Conservatism", Review of Accounting

Studies, 19, 1309-1345 .

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0



2

1

1

211

28- Feltham, G.A and Xie, J.Z(1992); "Voluntary financial disclosure in an

entry game withcontinue of types", Contemporary Accounting Research, 9,

1, 46-80.

29- Francis, J and et, al(2004); "Cost of Capital and Earnings Attributes",

Accounting Review ,79, 967-1010.

30- Givoly, D and Hayn, C.K(2000); "The changing time-series properties of

earnings, cash flows and accruals: Has financial reporting become more

conservative", Accounting and Economics, 29, 287-320.

31- Knoops, C.D(2010); Accounting conservatism, ERASMUS

UNIVERSITY ROTTERDAM, Erasmus School of Economics.

32- Latridis, E.G(2011), "Accounting disclosures, accounting quality and

conditional and unconditional conservatism", Elsevier 20, 88-102.

33- Laffond, R and Watts, R.L(2008); "The Information Role of Conservative

Financial Statements", The Accounting Review, 83 , 447-478.

34- Li, J(2012); "Accounting Conservatism and Debt Contracts: Ecient

Liquidation and Covenant Renegotiation", Columbia Business School-

Contemporary Accounting Research , 1-35.

35- Mary, L and Frank, M(2011); "Accounting Conservatism and Bankruptcy

Risk", University of Hong Kong, 1-50

36- Maurice. P(2014); "The information content of ratings: an analysis of

Australian CDS spreads"; Abacus-A Journal of Accounting Finance and

Business Studies, 50, 56-75.

37- Ogneva, M(2007); "Internal Control Weakness and Cost of Equity",

Evidence from SOX Section 404 Disclosures, 82, 1255-1297.

38- Ohlson, J. A(1995); "Earnings, book values, and dividends in equity

valuatio", Contemporary Accounting Research, 11, 661-687.

39- Qiang, X(2007); "The effects of contracting, litigation, regulation, and tax

costs on conditional and unconditional conservatism: Cross-sectional

evidence at the firm level", The Accounting Review, 82, 3, 759-796.

40- Roychowdhury, S and Watts. R.L(2007); "Asymmetric timeliness of

earnings, marketto- book and conservatism in financial reporting", Journal of

Accounting and Economics, 44, 2-31.

41- Tao Ma, M(2010); "Accounting Conservatism and Corporate

Investment", Olin Business School Washington University, 1-47.

42- Watts, R.L(2003); "Conservatism in accounting part I: Explanations and

implications", Accounting Horizons, 17, 3, 207-221.

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


212


43- Watts R.L and Zimmerman J.L(1986); Positive Accounting Theory, New

Jersey, Prentice Hall.

44- Xi Liy, x(2015); "Accounting conservatism and the cost of

capital: international analysis", Journal of Business Finance & Accounting,

42 , 555-582.

Dow

nloa

ded

from

qfa

j.ir

at 5

:15

+03

30 o

n M

onda

y F

ebru

ary

24th

202

0


Á »É z¯Ä §zv» ]Ê¸yy{µ fÀ¯dÌ¨Ì¯ ÌipeÊ ] ½y Æe …qfaj.ir/article-1-508-fa.pdf½zf...

Documents