بررسی تأثیر ارائه مجدد صورت های مالی بر ریسک اطالعاتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/سال ششم/ شماره 22 /تابستان 39 /صفحات 88-88 بررسی تأثیر ارائه مجدد صورت های مالی بر ریسک اطالعاتی چکیده: شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تاريخ دريافت: 25/11/52 محمدامید اخگر آرزو علیخانی تاريخ پذيرش: 20/30/52 هدف این پژوهش بررسی رابطه بین ارائه مجدد صورت های مالی و ریسک اختیاری و ذاتی به عنوان نمادهای ریسک اطالعاتی است. در این پژوهش تعداد 111 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در طی سالهای 1831 الی 1831 با استفاده از رگرسیون زمانی مورد آزمون قرار گرفتند. نتایج حاکی از آن است که ارائه مجدد صورت های مالی ناشی از حساب های اصلی با ریسک اختیاری رابطه معناداری دارد. همچنین ارائه مجدد توسط حسابرس و دفعات تکرار ارائه مجدد نیز ارتباط معناداری با ریسک اطالعاتی دارد که همه این تغییرات موجب تغییر در هزینه سرمایه شرکت نیز می شود و همچنین ریسک اختیاری و ذاتی شرکت هایی که صورت های مالی خود را ارائه مجدد می نمایند موجب افزایش ریسک اطالعاتی شرکت های بدون تجدید ارائه در صنایع مشابه می شوند که نشان از اثر انتقال اطالعاتی دارد. واژه های کلیدی: ارائه مجدد ریسک اطالعاتی هزینه سرمایه استادیار حسابداری دانشگاه کردستان گروه حسابداری سنندج کردستان ایران. )نویسنده مسئول( Email: MO.Akhgar@uok.ac.ir کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه آزاد اسالمی واحد علوم و تحقیقات سنندج گروه حسابداری سنندج کردستان ایران. Email: Alikhani.arezoo@yahoo.com

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 92 39 1- مقدمه بررسی صورت های مالی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران حاکی از آن است که اکثر شرکت ها صورت های مالی خود را تجدید ارائه می کنند. از دیدگاه سرمایه گذاران اخبار تجدید ارائه صورت های مالی فقط بیانگر مشکالت عملکرد دوره گذشته نیست بلکه نوعی پیش بینی مشکالت آتی برای شرکت و مدیریت آن محسوب می شود و موجب سلب اطمینان سرمایه گذاران نسبت به اعتبار وشایستگی مدیریت و کاهش کیفیت سود گزارش شده می گرددشریعت پناهی وکاظمی )1833(. پژوهش های انجام شده حاکی از آن است که تجدید ارائه صورت های مالی عالمتی از رفتار فرصت طلبانه مدیریت است که منجر به واکنش منفی بازار شده و بیانگر کاهش کیفیت سود است و لذا سودهای گزارش شده قبلی باید اصالح گردند کالن وهمکاران )۶11۲(. درحقیقت ارائه مجدد صورت های مالی اعتقاد سرمایه گذاران را پیرامون توانایی اعتماد صداقت و اعتبار گزارشگری مالی تنزل می دهد. تعدیالت سنواتی واژهای فنی و تخصصی است که ممکن است کمتر مورد توجه سهامداران قرار گیرد در حالی که بر حقوق سهامداران مؤثر است. بر خالف دیگر کشورها این رقم در ایران به عنصر پایدار گردش حساب سود و زیان انباشته تبدیل شده است. تعدیالت سنواتی می تواند باعث تضییع یا انتقال نابجای حقوق سهامداران شود. اگر چه تغییر در روش حسابداری هم می تواند باعث ایجاد تعدیالت سنواتی شود اما این نوع تغییر در ایران کمتر به چشم می خورد و تقریبا قریب به اتفاق تعدیالت سنواتی مربوط به اصالح اشتباهات است. ارائه مجدد نقصهای موجود در صورتهای مالی را بیان میکند. طبق استانداردهای حسابداری ایران صورتهای مالی منتشره یک یا چند دوره قبل ممکن است شامل اشتباهات با اهمیتی باشد که تصویر مطلوب را مخدوش و در نتیجه قابلیت اتکای صورتهای مالی مزبور را کاهش دهد. درحقیقت ارائه مجدد صورت های مالی اعتقاد سرمایه گذاران را پیرامون توانایی اعتماد صداقت و اعتبار گزارشگری مالی تنزل می دهد. ارائه مجدد صورتهای مالی میزان اعتماد سرمایه گذاران به تصمیم گیریهای مدیریت را کاهش می دهد و این کاهش اعتماد ممکن است بر میزان هزینه سرمایه قیمت سهام و همچنین اقالم تعهدی تأثیرگذار باشد زیرا واکنش افراد به اطالعات جدید عقالیی نبوده و باعث ناهنجاری هایی از جمله افزایش بیش از حد یا کمتر از حد قیمتها میگردد. انتظارات افراد تابع پیشبینیهای آنهاست که گاهی از ناکارآمدیهایی برخوردار است. شناخت منبع این ناکارآمدیها میتواندکاربردهای مهمی در زمینه عقالنیت سرمایهگذاران وکارایی بازار داشته باشد وجود ناهنجاری اقالمتعهدی در بازار نشانه عکس العمل نادرست سرمایه گذاران بوده و چالشی اساسی برای بازارهای سهام

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 73 محسوب میشود.در این پژوهش اقالم تعهدی که شامل دو جزء ذاتی و اختیاری می باشد به عنوان معیاری برای سنجش ریسک اطالعاتی مورد استفاده قرار می گیرد. اقالم تعهدی ذاتی مربوط به محیط عملیاتی یک شرکت خاص می باشد و مدیریت قادر به تغییر و دستکاری آنها نیست. اقالم اختیاری مربوط به اصول و رویه هایی است که با تصمیمات مدیریت قابل تغییر است. لذا در این پژوهش رابطه بین ارائه مجدد صورت های مالی و ریسک اطالعاتی بررسی شده است. 2- پیشینه پژوهش تجدید ارائه صورتهای مالی در سال های اخیر به طور فزاینده ای رشد نموده و توجه صاحبنظران این رشته را به خود جلب کرده است. عالوه بر این مطالعاتی که در بخش خزانه داری آمریکا در طی سالهای ۶11۲-1331 بر روی تعدادی از شرکتها انجام شده حاکی از این است که تعداد آن به 11 قلم رسیده است. نتایج پژوهش ویدمن و هندریکسون )۶111( نشان می دهد که خطاهای برآورد اقالم تعهدی سرمایه در گردش به طور متوسط در دوره قبل از تجدید ارائه صورت های مالی به میزان قابل توجهی مثبت )نشان دهنده بیش نمایی و برآورد غیرواقع( است ولی در دوره پس از تجدید ارائه به طور قابل توجهی نزدیک به صفر هستند. هم چنین طبق نتایج این پژوهش بهبود در کیفیت اقالم تعهدی به میزان قابل توجهی در شرکت هایی که هم مدیر عامل و هم رئیس هیأت مدیره در زمانی حول تجدید ارائه صورت های مالی تغییر می کنند باالتر است. فرانسیس و همکارانش )۶111( با بررسی یک نمونه در طی سالهای ۶111-1311 با استفاده 1 و رگرسیون ساالنه( نشان دادند از مدل دیچو و دیچاو و روشهای تخمین ( رگرسیون مشترک که اقالم تعهدی با کیفیت پایین میزان نزدیکی سود با جریانهای نقدی را کاهش داده و موجب افزایش ریسک سرمایه گذار در ارتباط با تصمیم گیری در مورد شرکت یا شرکت های خاص می گردد و در نتیجه هزینه باالتری دارند. کراوت و شولین )۶113( ارتباط بین ارائه مجدد و قیمت گذاری ریسک اطالعاتی ۶33 شرکت طی سالهای 1331 الی ۶111 را با استفاده از مدل سه فاکتوره فاما و فرنچ )1338( در یک دوره سه ساله قبل و بعد از ارائه مجدد صورت های مالی بررسی کردند و نشان دادند که ریسک اختیاری اطالعات بعد از ارائه مجدد و در نتیجه هزینه سرمایه افزایش می یابد. تجدید ارائه ناشی از نظر حسابرس و سازمان بورس اروراق بهادار موجب 1 pooled regression

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 71 39 افزایش ریسک اختیاری شرکت می شود. تجدید ارائه ناشی از حسابهای اصلی شرکت نیز موجب افزایش ریسک اختیاری شرکت می شود. ریچاردسون و تونا )۶11۶( صورتهای مالی تجدید ارائه شده ۶۶1 شرکت در طی سال های 1311 تا ۶111 را بررسی کردند و متوجه بازده منفی بازار طی دوره 1۶1 روزه قبل و بعد از ارائه مجدد شدند. لمبرت وهمکارانش ) ۶111 (با استفاده از یک مدل یک بعدی نشان دادند که میانگین دقت ریسک اطالعات بر هزینه سرمایه شرکت تأثیر می گذارد. نیکول )۶11۲( با استفاده از روش رگرسیون مقطعی دو مرحله ایی نشان داد که در ریسک اطالعاتی تنها جزء ذاتی آن در قیمت گذاری مؤثر می باشد. لیو و ویسوکی )۶111( ارتباط بین چند عامل کیفیت اطالعاتی )شامل اقالم تعهدی( و همچنین چند عامل هزینه سرمایه )شامل شاخص هزینه ضمنی سرمایه( را بررسی کردند و نشان دادند که جزء ذاتی اقالم تعهدی ارتباط معنی دارتری با هزینه سرمایه دارند. گلیسون و همکارانش ) ۶113 (نشان دادند که ارائه مجدد موجب کاهش قیمت سهام در میان مؤسساتی با عدم ارائه مجدد در صنایع مشابه می شود. بولو و همکاران )1831( در پژوهش خود به بررسی ارتباط بین تأثیر تجدید ارائه صورت های مالی بر مدیریت سود و پایداری سود در 11 صنعت شامل ۶11 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1838 الی 1833 پرداخته و نشان دادند که هرچه شدت تجدید ارائه صورت های مالی افزایش یابد مدیریت سود )سطح اقالم تعهدی اختیاری( نیز افزایش و پایداری سود کاهش می یابد. 3- فرضیات پژوهش با استفاده از عاملهای ریسک اطالعاتی )ذاتی و اختیاری( به عنوان فاکتورهایی برای استراتژی گزارشگری ارتباط بین ارائه مجدد و ریسک اختیاری شرکتها را بررسی می کنیم. رابطه بین ارائه مجدد و ریسک اطالعاتی از دیرباز مورد توجه پژوهشگران بوده است. ارائه مجدد صورت های مالی موجب کاهش اعتماد سرمایه گذاران به مدیریت و در نتیجه افزایش ریسک اختیاری و هم چنین هزینه سرمایه می شود کراوت و شولین )۶113( در پژوهش خود این ارتباط را مورد بررسی قرار دادند و متوجه رابطه مثبت و معنادار ارائه مجدد و ریسک اختیاری شدند. لذا فرضیه اول به شرح زیر تدوین شده است: فرضیه اول: بین ارائه مجدد و افزایش ریسک اختیاری رابطه معناداری وجود دارد. پالمروز و دیگران )۶112( نشان دادند که ارائه مجدد حسابهای اصلی )درآمد و هزینه( که در تصمیم گیریهای سرمایه گذاران جهت پیش بینی سود و جریان وجه نقد آتی بطور مستقیم تأثیر

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 75 گذار است موجب کاهش اعتماد سرمایه گذاران و پیش بینی های آنان می گردد در نتیجه موجب افزایش ریسک اطالعاتی می شود. لذا فرضیه دوم به شرح زیر تدوین شده است: فرضیه دوم: بین ارائه مجدد حسابهای اصلی و افزایش ریسک ذاتی واختیاری شرکتهایی که ارائه مجدد می کنند نسبت به مؤسساتی که حسابهای غیر اصلی را ارائه مجدد می کنند رابطه معناداری وجود دارد. اگر ارائه مجدد ناشی از اظهار نظر حسابرس باشد موجب افزایش ریسک اطالعاتی بیشتری می شود چرا که اعتماد سرمایه گذاران به مدیریت از بین می رود پالمروس و دیگران )۶112( این ارتباط را مورد بررسی قرار دادند و متوجه شدند زمانی که ارائه مجدد ناشی از اظهار نظر حسابرس می باشد ریسک اطالعاتی افزایش بیشتری می یابد. لذا فرضیه سوم به شرح زیر تدوین شده است: فرضیه سوم: بین ارائه مجدد توسط حسابرس و افزایش ریسک اختیاری رابطه معناداری وجود دارد. اگر یک شرکت بارها صورت های مالی خود را ارائه مجدد کند نشانه این است که مدیریت شرکت در صدد رفع نواقص و اشتباهات موجود نمی باشد در نتیجه ریسک اطالعاتی این شرکت افزایش می یابد این ارتباط توسط کراوت و شولین )۶113( مورد بررسی قرار گرفت و متوجه رابطه مثبت و معنادار بین تعداد ارائه مجدد و ریسک اطالعاتی شدند. لذا فرضیه چهارم به شرح زیر تدوین شده است: فرضیه چهارم: بین تعداد دفعات ارائه مجدد و ریسک ذاتی و اختیاری رابطه معناداری وجود دارد. ارتباط بین ارائه مجدد و ریسک اطالعاتی درصنایع مشابه توسط گلیسون و دیگران )۶113( مورد آزمون قرار گرفت و متوجه رابطه افزایش ریسک اطالعاتی در شرکتهای بدون ارائه مجدد شدند که این رابطه نشانه انتقال اثر اطالعاتی است. لذا فرضیه پنجم به شرح زیر تدوین شده است: فرضیه پنجم: بین ارائه مجدد و افزایش ریسک اطالعاتی ذاتی و اختیاری شرکتهایی که ارائه مجدد می کنند نسبت به شرکتهای بدون ارائه مجدد در صنعت مشابه رابطه معناداری وجود دارد.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 70 39 4- روش شناسی پژوهش ایم. روش پژوهش توصیفی- همبستگی و از نظر هدف کاربردی است. برای آزمون فرضیات 1 پژوهش از رگرسیون چند متغیره با استفاده از داده های ترکیبی به روش"داده های ادغام شده " در دوره زمانی 31-31 بهره گرفته می شود. نمونه گیری بر این اساس است که شرکت ها درسه ماهه منتهی به پایان سال مورد بررسی حداقل یک بار معامله شده باشد بدون تغییر سال مالی باشد جزء شرکت های واسطه گری مالی نباشد و تعداد شرکت ها در هر صنعت کمتر از 2 نباشد. تعداد شرکت های انتخابی 111 شرکت می باشد. داده های الزم برای آزمون فرضیه ها با استفاده از نرم افزارهای ره آورد نوین و گزارشات و اطالعات رسمی منتشر شده توسط بورس اوراق بهادار تهران )از طریق سایت( در نمونه گیری تصادفی جمع آوری شده است. برای تحلیل داده ها نیز از نرم افزار اکسل ۶ و برای انجام آزمون های آماری از نرم افزار ایویوز 8 استفاده کرده قبل از آزمون های مورد نیاز پژوهش از نرمال بودن بودن توزیع داده ها توسط آزمون کلموگروف- اسمیرنف اطمینان حاصل شده است. سپس به بررسی هم خطی بودن و ناهمسانی واریانس پرداخته شده است. ضریب همبستگی پیرسون نشان می دهد که ضرایب همبستگی بین تمام متغیرها در حد ضعیفی وجود داشته و از اینرو مشکل هم خطی در میان متغیرهای مستقل منتفی خواهد بود. آزمون وایت برای بررسی وجود یا عدم وجود مشکل ناهمسانی واریانس در هر یک از مدل های پژوهش به طور مجزا مورد آزمون قرار گرفته است که نتایج نشان دهنده ی وجود همسانی واریانس بوده است. برای بررسی استقالل مشاهدات و عدم وجود خود همبستگی بین متغیرهای توضیحی از آماره دوربین واتسون استفاده شده است. آماره دوربین واتسون برای تمامی مدلهای رگرسیونی وجود نداشتن همبستگی در اجزاء مدل رگرسیونی مدل ها را اثبات می کند. در پژوهش های تجربی هنگام کار با سری های زمانی چنین فرض می شود که سری های زمانی مانا 2 هستند. اگر این حالت وجود نداشته باشد آزمون های آماری متعارفی که اساس آنها بر پایه آماره های t و F وخی دو ( 2 ) x بنا شده است مورد تردید قرار می گیرد. در صورتی 2 -Pooled Data 2 -Excel 3 -Eviews 5 -stationarity

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 74 که متغیرهای سری زمانی مانا نباشند ممکن است مشکلی به نام رگرسیون کاذب بروز کند. در این گونه رگرسیون ها ممکن است هیچ رابطه با مفهومی بین متغیرهای الگو وجود نداشته باشد یا ضریب تعیین به دست آمده آن ممکن است باال باشد و موجب استنباط های غلط پژوهشگر در مورد میزان ارتباط بین متغیرها گردد. آزمونهای متفاوتی نظیر آزمون دیکی فولر فیلیپس پرون هادری دیکی فولر افزوده شده 1 و روش همبسته نگار ۶ جهت شناسایی مانا بودن متغیرهای مورد بررسی وجود دارد که در این پژوهش از روش هادری استفاده خواهد شد. جهت جلوگیری از یک نتیجه کاذب در ابتدا با استفاده از آزمون هادری مانایی)ایستایی( متغیرهای مدل آزمون گردیده و مشخص گردید که تمامی متغیرهای پژوهش در سطح قابل قبول ایستا هستند. 1-4( شیوه آزمون فرضیه اول در فرضیه اول پژوهش رابطه بین ارائه مجدد و افزایش ریسک اختیاری بررسی می شود. از این جهت ارتباط بین تغییرات ارزیابی ریسک اختیاری و دوره واکنش قیمت سهام به ارائه مجدد طی الگوی زیر بررسی می شود. بعبارت دیگر بنظر کراوت و شولین )۶113( ارائه مجدد صورت های مالی موجب افزایش ریسک اختیاری می شود. CAR i = α + β 1 ROA i,o + β 2 ROA 3,0 + β 3 MARKET_RISK i + β 4 SMB_RISK i + β 5 HML_RISK i + β 6 DISCRETIONARY INFO_RISK i + β 7 INNATE INFO_RISK i + e i CAR i بازده غیر عادی انباشته پرتفولیوی موزون بازار قبل و بعد از ارائه مجدد ROA i,o تغییر در بازده دارایی ها برای سال اعالن ارائه مجدد که ROA به عنوان سود ویژه قبل از مالیات تقسیم بر جمع داراییها استفاده شده است. ROA 3,0 میانگین تغییرات در بازد داراییها طی دوره سه ساله بعد از ارائه مجدد = HML_RISK بازده سهام ارزشی ) BTMباال( منهای سهام رشدی BTM( پایین( SMB_RISK = بازده سهام شرکت های کوچک منهای بازده سهام شرکت های بزرگ = BTM حاصل تقسیم حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار سهام = MARKET_RISK نرخ بازده بازار منهای نرخ بازده بدون ریسک 1- Augmented Dicky Fuller 2 -Correlogram

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 72 39 الزم به ذکر است که در مرحله اول در این پژوهش جهت ارزیابی کیفیت گزارشگری مالی)کیفیت اقالم تعهدی( ازمدل جونز )1331( استفاده می شود: TCA i,t = θ 0,t + θ 1,t CFO i,t 1 + θ 2,t CFO i,t + θ 3,t CFO i,t+1 + θ 4,t ΔREV i,t + θ 5,t PPE i,t + ε i,t TCAi,t =کل اقالم تعهدی شرکتi در سال = CFOi, t.t جریان وجه نقد حاصل از عملیات شرکتiدر سال = ΔREV t. تغییر در درآمد ناشی از فروش شرکت i بین سالهای t و =PPE.t+1 خالص دارایی های ثابت مشهود شرکت i در سال ε.t در این پژوهش به عنوان انحراف معیار باقیمانده طی ده سال به عنوان نماگری برای کیفیت اقالم تعهدی) AQ ( استفاده می شود. از آن جا که ε i,t نشان دهنده خطای برآورد اقالم تعهدی نسبت به جریانهای نقدی می باشد مقادیر بزرگتر)کوچکتر( AQ نشان دهنده کیفیت ضعیف تر)بهتر( اقالم تعهدی می باشد. برای حذف اثر اندازه شرکت ها تمامی متغیرها بر حسب میانگین کل دارایی های شرکت طی سال های t و 1+t استاندارد شده است. در مرحله دوم برای برآورد بخش ذاتی )غیر اختیاری( کیفیت اقالم تعهدی از مدل دیچاو و دچو )۶11۶( استفاده شده است. مدل دیچاو و دچو )۶11۶( تأثیر 1 عامل ذاتی را بر کیفیت اقالم تعهدی بسیار با اهمیت می داند این مدل به صورت زیر تعریف شده است: AQ = λ 0 + λ 1 Size i,t + λ 2 σ(cfo) i,t + λ 3 σ(sale) i,t + λ 4 OperCycle i,t + λ 5 NegEarn i,t + μ i,t. =Size i,t اندازه شرکت است که توسط لگاریتمی از مجموع ارزش بازار دارایی ها ی شرکت محاسبه می گردد. = σ(cfo) i,t انحراف معیارجریان وجه نقد حاصل از عملیات شرکت. = OperCyle i,t لگاریتم چرخه عملیاتی σ(sale) i,t =انحراف معیار درآمد ناشی از فروش. شرکت است که با محاسبه مجموع روزهای حسابهای دریافتنی و موجودی کاال یا همان چرخه گردش بدست می آید. = NegEarn i,t فراوانی شناسایی زیان )تعداد سال هایی که شرکت زیان گزارش کرده است(. کل ضرایب مدل بجز μ i,t برای برآورد بخش ذاتی )غیر اختیاری( کیفیت اقالم تعهدی به کار رفته و DiscAQ i,t = μ i,t

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 79 2-4( شیوه آزمون فرضیه دوم تاپنجم برای آزمون این فرضیه ها از مدل رگرسیون زیر استفاده شده است: R i,t R f,t = α + α DT i,t + β(r m,t R f,t ) + β DT i,t (R m,t R f,t ) + ssmb i + s DT i,t SMB t + hhml t + h DT i,t HML t + e disc DiscIR t + e disc, DT i,t DiscIR t + e disc, determinant DT i,t D_Determinnant i DiscIR t + e innate InnateIR t + e innate, DT i,t InnateIR t + e innate, determinant DT i,t D_Deterrminant i InnateIR t + ε t متغیر مجازی DT برای سالی که تجدید ارائه شده کد 1 و برای سال بدون تجدید ارائه کد صفر را در نظر گرفته ایم.متغیر D_Determinant که شامل D_CORE برای تجدید ارائه ناشی از حسابهای اصلی کد 1 و برای حسابهای غیر اصلی کد صفر و متغیر مجازی D_AUD اگر تجدید ارائه ناشی از نظر حسابرس باشد کد 1 و غیر از حسابرس کد صفر را در نظر گرفته ای eو disc e innate, e innate e disc, به ترتیب متغیرهایی برای DiscIR و InnateIR قبل و بعد از ارائه مجدد هستند که اگر مثبت باشند نشان دهنده افزایش در ریسک اختیاری و ذاتی می باشند. برای آزمودن فرضیه های دوم تا پنجم ابتدا برای رفع واریانس ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده سپس بر اساس ضریب و آماره t مربوط به تمام متغیرها می توان در خصوص فرضیه ها اظهار نظر نمود. 5( نتایج آزمون فرضیه ها 1-5( نتایج آزمون فرضیه اول در فرضیه اول پژوهش رابطه بین ارائه مجدد و ریسک اختیاری شرکت بررسی شده است. اگر این رابطه به صورت مثبت و معنادار باشد هزینه سرمایه شرکت افزایش می یابد یعنی سرمایه گذاران خواستار نرخ باالتری جهت ایمن کردن سرمایه خود می باشند. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه در جدول )1( ارائه شده است.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 77 39 جدول 1: تخمین نهایي الگو رگرسیون داده هاي ترکیبي سطح معني داري آماره خطاي استاندارد ضرايب اجزاي مدل C - 4/ 4310 4 / 440104-2/ 880899 4 / 4443 _ROA - 4/ 3803 4 / 448939-24/ 80941 _ROA3-2/ 984 4 / 431208-238/ 0094 MARKET_RISK - 4/ 3148 43-3014/ 012 SMB_RISK 4 / 4214 4 / 444348 299 / 0149 HML_RISK 4 / 4300 4 / 444209 43 / 10494 جدول 1: تخمین نهایی الگو رگرسیون داده های ترکیبی سطح معني داري آماره خطاي استاندارد ضرايب اجزاي مدل C - 4/ 4310 4 / 440104-2/ 880899 4 / 4443 _ROA - 4/ 3803 4 / 448939-24/ 80941 _ROA3-2/ 984 4 / 431208-238/ 0094 MARKET_RISK - 4/ 3148 43-3014/ 012 SMB_RISK 4 / 4214 4 / 444348 299 / 0149 HML_RISK 4 / 4300 4 / 444209 43 / 10494 DISCIR 3 / 3014 4 / 432390 09 / 41043 INNATE_IR 4 / 9044 4 / 494421 34 / 21384 AR(1) 4 / 9410 4 / 442049 389 / 8410 R-squared 4 / 8408 Adjusted R-squared 4 / 8409 F-statistic 238990 / 9 Prob(F-statistic) 4 / 444 Durbin-Watson stat 2 / 2499 CAR i = α + β 1 ROA i,o + β 2 ROA 3,0 + β 3 MRKET_RISK i + β 4 SMB_RISK i + β 5 HML_RISK i + β 6 DISCRETIONARYINFO_RISK i + β 7 INNATEINFO_RISK i + e i =CARi بازده غیر عادی انباشته به پرتفولیوی موزون بازار قبل و بعد از ارائه مجدد = HML_RISK میانگین تغییرات در بازده داراییها طی دوره سه ساله بعد از ارائه مجدد = ΔROAi,0 ارزشی BTM( باال(منهای سهام رشدی BTM( پایین( بازده سهام SMB_RISK = بازده سهام شرکت های کوچک منهای بازده سهام شرکت های بزرگ = BTM حاصل تقسیم حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار سهام MARKET_RISK = نرخ بازده بازار منهای نرخ بازده بدون ریسک DISCRETIONARYINFO_RISK و NNATEINFO_RISK نتیجه تخمین مدل های جونز )1331( و دیچاو و دچو.)۶11۶(

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 78 جدول باال نتایح برآورد مدل مربوط به فرضیهاول پژوهش برای کل سالها را نشان می دهد به دلیل استفاده از داده های مقطعی برای رفع واریانس ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده است. ضریب تعیین ( 2 ) R معیاری است که قوت رابطه میان متغیرهای مستقل و متغیر وابسته را تشریح می کند. مقدار این ضریب در واقع مشخص کننده آن است که چند درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیر مستقل توضیح داده می شود. در این مدل ضریب تعیین اصالح شده حدوا 31 درصد می باشد یعنی 31 از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیر مستقل قابل توضیح است. عالوه بر این عدد مربوط به دوربین واتسون مدل نشان دهنده عدم وجود خطای خود همبستگی در مدل می باشد. آماره F نیز با توجه به اینکه میزان احتمال آن برابر )1/111( می باشد نشان می دهد که مدل رگرسیون یادشده به 33 درصد اطمینان درست می باشد و کل رگرسیون معنی دار می باشد.ضریب و آماره t مربوط به تمامی متغیرها در سطح اطمینان 33 معنی دار است. با توجه به معنی دار بودن و مثبت بودن ریسک اختیاری می توان گفت فرضیه اول تأیید می شود. 2-5( نتایج آزمون فرضیه دوم در فرضیه دوم پژوهش رابطه بین ریسک اختیاری و ذاتی شرکتهایی که حساب های اصلی را ارائه مجدد می کنند نسبت به شرکتهایی که حساب های غیر اصلی را ارائه می کنند بررسی شده است. اگر این رابطه به صورت مثبت و معنادار باشد به این معنی است که حسابهای اصلی شرکت که شامل درآمد و هزینه های عملیاتی می باشند تأثیر مستقیمی بر ریسک اطالعاتی و تصمیم گیریهای سرمایه گذاران شرکت دارد. جدول ۶ نتایح برآورد مدل مربوط به فرضیه دوم پژوهش را نشان می دهد به دلیل استفاده از داده های مقطعی برای رفع واریانس ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده است ضریب و آماره DT*INNATEIR و مر بوط به تمامی متغیرهای به غیر ازSMB t در سطح اطمینان 33 درصد و متغیر DT*INNATEIRدر سطح اطمینان 31 درصد معنی دار است و حاکی از وجود رابطه مثبت و منفی بین متغیرهای مستقل پژوهشبا بازده سهام دارند. مقدار ضریب تعیین مدل پژوهشنشان می دهد که مجموعا نزدیک 1/11 درصد از تغییرات حاصله در متغیر وابسته می تواند توسط متغیرهای مستقل و معنی دار شده در این مدل توضیح داده شود که نشان دهنده قدرت باالی مدل در توضیح رفتار متغیر وابسته است.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 72 39 جدول ۶: تخمین نهایی الگو رگرسیون داده های ترکیبی سطح معني داري آماره خطاي استاندارد ضرايب) ) اجزاي مدل C 4 / 2104 4 / 442032 91 / 9940 DT - 4/ 4084 4 / 442803-30/ 9321 RM_RF 4 / 4119 4 / 442912 31 / 4088 DT*RM_RF - 4/ 4129 4 / 442393-33/ 2104 SMB 4 / 4319 4 / 410444 4 / 18099 DT*SMB 3 / 4104 4 / 200840 0 / 3290 HML - 4/ 2199 4 / 424190-33/ 2199 DT*HML 3 / 4094 4 / 329498 9 / 2104 4 / 4410 DISCIR 4 / 1309 4 / 438409 32 / 4809 DT*DISCIR - 4/ 1804 4 / 424409-32/ 1094 DT*DISCIR* 4 /1290 4 / 433208 39 / 9094 D_CORE INNATEIR 3 / 0824 4 / 493013 24 / 1204 4 / 4442 DT*INNATEI 4 /2348 4 / 490891 2 / 8094 4 / 4208 R DT*INNATEI 4 /3809 4 / 493090 2 / 8094 4 / 4321 R*D_CORE RI_RF(-1) 4 / 4994 4 / 442344 383 / 3099 R-squared 4 / 4419 Adjusted R- 4 /4432 squared F-statistic 0909 / 934 Prob(Fstatistic) 4 /444 Durbin- 3 /8990 Watson stat R i,t R f,t = α + α DT i,t + β(r m,t R f,t ) + β DT i,t (R m,t R f,t ) + ssmb i + s DT i,t SMB t + hhml t + h DT i,t HML t + e disc DiscIR t + e disc, DT i,t DiscIR t + e disc, determinant DT i,t D_Determinnant i DiscIR t + e innate InnateIR t + e innate, DT i,t InnateIR t + e innate, determinant DT i,t D_Deterrminant i InnateIR t + ε t متغیر مجازی DT برای سالی که تجدید ارائه شده کد 1 و برای سال بدون تجدید ارائه کد 1 است..متغیر D_Determinant که شامل D_CORE برای تجدید ارائه ناشی از حسابهای اصلی کد 1 و برای حسابهای غیر اصلی کد 1 است. eو disc disc, e innate, e innate e به ترتیب متغیرهایی برای DiscIR و InnateIR قبل و بعد از ارائه مجدد هستند که اگر مثبت باشند نشان دهنده افزایش در ریسک اختیاری و ذاتی می باشند. R i,t بازده سهام ساالنه شرکت R f,t نرخ بدون ریسک ساالنه α i بازده غیر عادی تعدیل شده ساالنه DT i,t متغیر مجازی Rبازده m,t ساالنه شاخص موزون بازار SMB و HML به ترتیب نسبت اندازه و ارزش دفتری به بازار می باشند. DiscIR وInnateIR به ترتیب عاملهای ریسک اطالعاتی اختیاری و ذاتی با استفاده از معیارهای اقالم تعهدی اختیاری و ذاتی می باشند.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 83 آماره F نیز با توجه به اینکه میزان احتمال آن برابر )1/111( می باشد نشان میدهد که مدل رگرسیون یادشده به 33 درصد اطمینان درست می باشد و کل رگرسیون معنی دار می باشد با توجه با معنی دار شدن و رابطه مستقیم متغیرهای DT*DISCIR*D_CORE DT*INNATEIR*D_CORE با متغیر وابسته فرضیه دوم نیز تایید می گردد. 3-5( نتایج آزمون فرضیه سوم در فرضیه سوم این پژوهش رابطه بین ارائه مجدد توسط حسابرس و ریسک اختیاری بررسی شده است. وجود رابطه مثبت و معنادار به این معنی است که اگر ارائه مجدد توسط حسابرس صورت گیرد موجب افزایش ریسک اختیاری و در نتیجه هزینه سرمایه شرکت می شود. جدول 8 نتایح برآورد مدل مربوط به فرضیه سوم پژوهشرا نشان می دهد به دلیل استفاده از داده های مقطعی برای رفع واریانس ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده است ضریب و آماره tمر بوط به تمامی متغیرهای به غیر از SMB و DT*DISCIR و DT*INNATEIR در سطح اطمینان 33 درصد معنی دار است و حاکی از وجود رابطه مثبت و منفی بین متغیرهای مستقل پژوهشبا بازده سهام دارند. مقدار ضریب تعیین مدل پژوهشنشان می دهد که مجموعا نزدیک 1/12 درصد از تغییرات حاصله در متغیر وابسته می تواند توسط متغیرهای مستقل و معنی دارشده در این مدل توضیح داده شود که نشان دهنده قدرت باالی مدل در توضیح رفتار متغییر وابسته است. آماره F نیز با توجه به اینکه میزان احتمال آن برابر )1/111( می باشد نشان میدهد که مدل رگرسیون یادشده به 33 درصد اطمینان درست می باشد و کل رگرسیون معنی دار می باشد با توجه با معنی دار شدن و رابطه مستقیم متغیرهای DT*DISCIR*D_AUD با متغیر وابسته فرضیه سوم نیز تأیید می گردد. 4-5( نتایج آزمون فرضیه چهارم در فرضیه چهارم این پژوهش ارتباط بین تعداد دفعات ارائه مجدد و ریسک اختیاری و ذاتی بررسی شده است. اگر این رابطه به صورت مثبت و معنادار باشد به این معنی است که افزایش تعدد ارائه مجدد موجب کاهش اعتماد سرمایه گذاران و در نتیجه افزایش هزینه سرمایه می شود.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 81 39 جدول 8: تخمین نهایی الگو رگرسیون داده های ترکیبی سطح معني داري آماره خطاي استاندارد ضرايب اجزاي مدل C 4 / 1438 4 / 443808 91 / 4009 DT - 4/ 4924 4 / 442899-33/ 2194 4 /4442 RM_RF 4 / 4123 4 / 442432 32 / 8941 DT*RM_RF - 4/ 4210 4 / 442314-32/ 4421 4 /4432 SMB 4 / 4324 4 / 414310 4 / 04291 4 / 1219 DT*SMB 3 / 8100 4 / 22394 0 / 0443 HML - 4/ 2841 4 / 42912-33/ 3208 DT*HML 4 / 8409 4 / 33008 9 / 0449 DISCIR 4 / 2831 4 / 42421 33 / 4104 DT*DISCIR - 4/ 4230 4 / 42049-4/ 4010 4 / 9049 DT*DISCIR*D 4 /1249 4 / 43802 32 / 1809 _AUD INNATEIR 3 / 9849 4 / 49342 24 / 42014 DT*INNATEI 4 /4320 4 / 40414 4 / 3410 4 / 0321 R DT*INNATEI 4 /2484 4 / 44340 1 / 3012 4/ 4423 R*D_AUD RI_RF(-1) 4 / 4083 4 / 44390 383 / 4099 4/ 4444 R-squared 4 / 4424 Adjusted R- 4 /4084 squared F-statistic 083 / 281 Prob(Fstatistic) 4 /444 Durbin-Watson 3 /8421 stat R i,t R f,t = α + α DT i,t + β(r m,t R f,t ) + β DT i,t (R m,t R f,t ) + ssmb i + s DT i,t SMB t + hhml t + h DT i,t HML t + e disc DiscIR t + e disc, DT i,t DiscIR t + e disc, determinant DT i,t D_Determinnant i DiscIR t + e innate InnateIR t + e innate, DT i,t InnateIR t + e innate, determinant DT i,t D_Deterrminant i InnateIR t + ε t متغیر مجازی DT برای سالی که تجدید ارائه شده کد 1 و برای سال بدون تجدید ارائه کد 1 است. متغیر D_Determinant که شامل متغیر مجازی D_AUD اگر تجدید ارائه ناشی از نظر حسابرس باشد کد 1 و غیر از حسابرس کد 1 است. eو disc disc, e innate, e innate e به ترتیب متغیرهایی برای DiscIR و InnateIR قبل و بعد از ارائه مجدد هستندکه اگر مثبت باشند نشان دهنده افزایش در ریسک اختیاری و R i,t DT i,t ذاتی می باشند. ساالنه بازده سهام ساالنه شرکت متغیرمجازی R f,t نرخ بدون ریسک ساالنه α i بازده غیر عادی تعدیلشده R m,t بازده ساالنه شاخص موزون بازار SMB و HML به ترتیب نسبت اندازه و ارزش دفتری به بازار میباشند. DiscIR و Innate IR بهترتیب عاملهای ریسک اطالعاتی اختیاری و ذاتی با استفاده از معیارهای اقالم تعهدی اختیاری و ذاتی می باشند

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 85 جدول 2 نتایح برآورد مدل مربوط به فرضیه چهارم پژوهش را نشان می دهد به دلیل استفاده از داده های مقطعی برای رفع واریانس ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده است ضریب و آماره t مربوط به تمامی متغیرهای به غیر از DISCIR و DT*INNATEIR در سطح اطمینان 33 درصد معنی دار است و حاکی از وجود رابطه مثبت و منفی بین متغیرهای مستقل پژوهش با بازده سهام دارند. مقدار ضریب تعیین مدل پژوهش نشان می دهد که مجموعا نزدیک 1/18 درصد از تغییرات حاصله در متغیر وابسته می تواند توسط متغیرهای مستقل و معنی دارشده در این مدل توضیح داده شود که نشان دهنده قدرت باالی مدل در توضیح رفتار متغیر وابسته است. آماره F نیز با توجه به اینکه میزان احتمال آن برابر )1/111( می باشد نشان میدهد که مدل رگرسیون یادشده با 33 درصد اطمینان درست می باشد و کل رگرسیون معنی دار می باشد با توجه با معنی دار شدن و رابطه مستقیم متغیرهای DT*DISCIR*MULT DT*INNATEIR*MULT با متغیر وابسته فرضیه چهارم نیز تأیید می گردد. 5-5( نتایج آزمون فرضیه پنجم در فرضیه پنجم این پژوهش رابطه بین ارائه مجدد و ریسک ذاتی و اختیاری شرکت هایی که ارائه مجدد می کنند نسبت بهشرکت های بدون ارائه مجدد در صنعت مشابه بررسی شده است. اگر این رابطه مثبت ومعنادار باشد به این معنی است که در صنایع مشابه اثر انتقال اطالعاتی وجود دارد. جدول 1 نتایح برآورد مدل مربوط به فرضیه پنجم پژوهش را نشان می دهد به دلیل استفاده از داده های مقطعی برای رفع واریانس ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده شده است ضریب و آماره t مر بوط به متغیرهای DT*DISCIR و DT*INNATEIRو INNATEIR در سطح اطمینان 33 درصد و باقی متغیرها غیر از HML و SMB در سطح اطمینان 31 معنی دار است و حاکی از وجود رابطه مثبت و منفی بین متغیرهای مستقل پژوهشبا بازده سهام دارند. مقدار ضریب تعیین مدل پژوهش نشان می دهد که مجموعا به ترتیب نزدیک 18 درصد 11 درصد از تغییرات حاصله در متغیر وابسته می تواند توسط متغیرهای مستقل و معنی دارشده در این مدل توضیح داده شود که نشان دهنده قدرت باالی مدل در توضیح رفتار متغیر وابسته است. آماره F نیز با توجه به اینکه میزان احتمال آن برابر )1/111( می باشد نشان میدهد که کل رگرسیون معنی دار می باشد. با توجه با معنی دار شدن و رابطه مستقیم متغیرهای DT*DISCIR و DT*INNATEIR با متغیر وابسته فرضیه پنجم نیز تأیید می گردد.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 80 39 جدول 2: تخمین نهایی الگو رگرسیون داده های ترکیبی سطح معني داري آماره خطاي استاندارد ضرايب اجزاي مدل C - 4/ 3990 4 / 442304-21/ 3040 4 / 4441 DT - 4/ 3402 4 / 441439-22/ 4030 RM_RF 4 / 4120 4 / 44291 0 / 8409 DT*RM_RF - 4/ 4289 4 / 44143-0/ 1030 SMB 3 / 0042 4 / 4821 30 / 4444 DT*SMB 3 / 4994 4 / 2443 1 / 8043 4 / 4414 HML 4 / 2910 4 / 49294 1 / 8092 4 / 4441 DT*HML 3 / 0499 4 / 3299 9 / 48384 DISCIR 4 / 43924 4 / 42938 4 / 89994 4 / 1209 DT*DISCIR - 4/ 4421 4 / 42440-31/ 0344 DT*DISCIR*MU 4 /9840 4 / 42290 20 / 4404 LT INNATEIR 2 / 3098 4 / 49994 20 / 9209 4 / 4440 DT*INNATEIR - 4/ 44030 4 / 40994-4/ 1249 4 / 0249 DT*INNATEIR* 4 /0820 4 / 40324 4 / 8423 MULT RI_RF(-1) 4 / 8444 4 / 44340 013 / 2289 4 / 4494 R-squared 4 / 91390 Adj R-squared 4 / 91443 F-statistic 3892 / 29 Prob(F-statistic) 4 / 444 Durbin-Watson 2 / 3014 R i,t R f,t = α + α DT i,t + β(r m,t R f,t ) + β DT i,t (R m,t R f,t ) + ssmb i + s DT i,t SMB t + hhml t + h DT i,t HML t + e disc DiscIR t + e disc, DT i,t DiscIR t + e disc, determinant DT i,t D_Determinnant i DiscIR t + e innate InnateIR t + e innate, DT i,t InnateIR t + e innate, determinant DT i,t D_Deterrminant i InnateIR t + ε t متغیر مجازی DT برای سالی که تجدید ارائه شده کد 1 و برای سال بدون تجدید ارائه کد 1 است. متغیر D_Determinant که شامل متغیر مجازی D_mult تعداد دفعات ارائه مجدد است. eو disc disc, e innate, e innate e به ترتیب متغیرهایی برای DiscIR و InnateIR قبل و بعد از ارائه مجدد هستند که اگر مثبت باشند نشان دهنده افزایش در ریسک اختیاری و α i ذاتی می باشند. R i,t بازده سهام ساالنه شرکت R f,t نرخ بدون ریسک ساالنه متغیر مجازی Rبازده m,t ساالنه شاخص موزون بازار SMB بازده غیر عادی تعدیل شده ساالنه و HML به ترتیب نسبت اندازه و ارزش دفتری به بازار DT i,t

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 84 می باشند. DiscIR و Innate IR به ترتیب عاملهای ریسک اطالعاتی اختیاری و ذاتی با استفاده از معیارهای اقالم تعهدی اختیاری و ذاتی می باشند. عدم ارائه مجدد در صنايع مختلف جدول 5: تخمین نهایي الگو رگرسیون داده هاي ترکیبي خطاي ضرايب استاندارد معني آمارهt داري ارائه مجدد در صنايع مختلف خطاي ضرايب اجزاي مدل استاندارد معني داري آمارهt C 4 / 3803 4 / 44182 24 / 01033 4 / 3099 4 / 44831 34 / 2140 DT 4 / 3841 4 / 44149 20 / 43421-4/ 3329 4 / 43348-9/ 1190 RM_RF 4 / 4401 4 / 44482 2 / 82010 4 / 4249-4/ 4439 4 / 44424-4/ 44930 DT*RM_RF 4 / 4208 4 / 44242 9 / 8423-4/ 43130 4 / 44114-2/ 43282 4 / 4343 SMB 4 / 0893 2 / 4990 4 / 289240 4 / 0294-4/ 42343 4 / 48000-4/ 24423 4 / 412 DT*SMB 4 / 0403 2 / 3420 4 / 28914 4 / 1499-4/ 4910 4 / 22112-2/ 40893 4 / 4021 HML 4 / 1949 3 / 23002 4 / 28492 4 / 1010-4/ 4429 4 / 493144-4/ 42131 4 / 1208 DT*HML 4 / 1043 3 / 34904 4 / 28241 4 / 1341-4/ 1044 4 / 32941-3/ 0090 4 / 4943 DISCIR 4 / 2942 4 / 423141 34 / 9182 4 /4444 4 / 3884 4 / 410432 2 / 2990 4 / 4021 DT*DISCIR 4 / 4883 4 / 419410 31 / 30042 4 / 9844 4 / 34849 0 / 94229 4/ 4404 INNATEIR 3 / 8099 4 / 329232 32 / 4812 4 /4442 0 / 8188 4 / 14129 34 / 44041 DT*INNATEIR 1 / 4424 4 / 393940 39 / 8412 4 / 8184 4 / 13239 30 / 89093 RI_RF(-1) 4 / 2890 4 / 442813 99 / 4429 R-squared 4 / 313330 4 / 34809 Adjusted R- 4 /314811 4 / 34919 squared F-statistic 902 / 9498 04 / 0882 Prob(F-statistic) Durbin-Watson 2 / 2900 3 / 8100 R i,t R f,t = α i + α i, DT i,t + β i (R m,t R f,t ) + β i, DT i,t (R m,t R f,t ) + s i SMB i + s i, DT i,t SMB t + h i HML + h i, DT i,t HML t + e disc,i DiscIR t + e disc,i, DT i,t DiscIR t + e innate,i IR t + e innate,i, DT i,t InnateIR t + ε tt R i,t بازده سهام ساالنه شرکت R f,t نرخ بدون ریسک ساالنه α i بازده غیر عادی تعدیل شده ساالنه متغیر مجازی که برای سالی که تجدید ارائه شده عدد یک و برای سال R m,t DT i,t بدون تجدید ارائه صفر بازده ساالنه شاخص موزون بازار SMB و HML به ترتیب نسبت اندازه و ارزش دفتری به بازار می باشند. DiscIR و Innate IR به ترتیب عاملهای ریسک اطالعاتی اختیاری و ذاتی با استفاده از معیارهای اقالم تعهدی اختیاری و ذاتی می باشند

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 82 39-6 نتیجه گیری بررسی رابطه بین ارائه مجدد و ریسک اطالعاتی از دیرباز مورد توجه پژوهشگران بوده است. ارائه مجدد صورت های مالی موجب کاهش اعتماد سرمایه گذاران به مدیریت و در نتیجه افزایش ریسک اختیاری و هم چنین هزینه سرمایه می شود کراوت و شولین )۶113( در پژوهش خود این ارتباط را مورد بررسی قرار دادند و متوجه رابطه مثبت و معنادار ارائه مجدد و ریسک اختیاری شدند. با آزمون فرضیه اول در جدول )1( و با اطمینان 33 درصد نتیجه گرفته می شود که ارتباط مثبت و معناداری بین ارائه مجدد صورت های مالی و ریسک اطالعاتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1831 الی 1831 وجود دارد. این یافته ها سازگار با مبانی نظری پژوهش و پیش بینی فرضیه اول است. پالمروز و دیگران )۶112( نشان دادند که ارائه مجدد حسابهای اصلی ( درآمد و هزینه ) که در تصمیم گیریهای سرمایه گذاران جهت پیش بینی سود و جریان وجه نقد آتی بطور مستقیم تأثیر گذار است موجب کاهش اعتماد سرمایه گذاران و پیش بینی های آنان می گردد در نتیجه موجب افزایش ریسک اطالعاتی می شود. با آزمون فرضیه دوم در جدول )۶( و با اطمینان 33 درصد نتیجه گرفته می شود که ارتباط مثبت و معناداری بین ارائه مجدد حساب های اصلی و ریسک اطالعاتی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1831 الی 1831 وجود دارد.این یافته ها سازگار با مبانی نظری پژوهش و پیش بینی فرضیه دوم است. اگر ارائه مجدد ناشی از اظهار نظر حسابرس باشد موجب افزایش ریسک اطالعاتی بیشتری می شود چرا که اعتماد سرمایه گذاران به مدیریت از بین می رود پالمروس و دیگران )۶112( این ارتباط را مورد بررسی قرار دادند و متوجه شدند زمانی که ارائه مجدد ناشی از اظهار نظر حسابرس می باشد ریسک اطالعاتی افزایش بیشتری می یابد. با آزمون فرضیه سوم در جدول )8( و با اطمینان 33 درصد نتیجه گرفته می شود که ارتباط مثبت ومعناداری بین ارائه مجدد ناشی از اظهار نظر حسابرس و ریسک اختیاری شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1831 الی 1831 وجود دارد. این یافته ها سازگار با مبانی نظری پژوهش و پیش بینی فرضیه سوم است. اگر یک شرکت بارها صورت های مالی خود را ارائه مجدد کند نشانه ی این است که مدیریت شرکت در صدد رفع نواقص و اشتباهات موجود نمی باشد در نتیجه اعتماد سرمایه گذاران نسبت به مدیریت شرکت کاهش و به تبع آن ریسک اطالعاتی شرکت افزایش می یابد این ارتباط

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 89 توسط کراوت و شولین )۶113( مورد بررسی قرار گرفت و متوجه رابطه مثبت و معنادار بین این متغیرها شدند. با آزمون فرضیه چهارم در جدول )2( و با اطمینان 33 درصد نتیجه گرفته می شود که ارتباط مثبت و معناداری بین دفعات ارائه مجدد و ریسک اطالعاتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1831 الی 1831 وجود دارد. این یافته ها سازگار با مبانی نظری پژوهش و پیش بینی فرضیه چهارم است. ارتباط بین ارائه مجدد و ریسک اطالعاتی درصنایع مشابه توسط گلیسون و دیگران )۶113( مورد آزمون قرار گرفت و متوجه شدند که افزایش ریسک اطالعاتی در شرکتهایی که ارائه مجدد می کنند موجب افزایش ریسک اطالعاتی شرکت های بدون ارائه مجدد در صنعت مشابه می شود که این رابطه نشانه انتقال اثر اطالعاتی است. با آزمون فرضیه پنجم در جدول )1( و با اطمینان 33 درصد نتیجه گرفته می شود که ارتباط مثبت و معناداری بین ارائه مجدد و ریسک اطالعاتی وجود دارد نشان دهندۀ این است که افزایش ریسک اطالعاتی در این شرکت ها باعث افزایش ریسک اطالعاتی شرکتهای بدون ارائه مجدد در صنایع مشابه می شود. و این نشان دهنده انتقال اثر اطالعاتی در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1831 الی 1831 می باشد. 7 -پیشنهادها با توجه به تعداد زیاد تجدید ارائه صورت های مالی ناشی از حساب های اصلی شرکت که بر تصمیم گیری سرمایه گذاران شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار مستقیما تأثیر گذار است و تأثیر نامطلوب آن بر اقالم تعهدی و همچنین هزینه سرمایه شرکت پیشنهاد می شود که مدیران شرکتها و در نهایت نهادهای نظارتی همانند بورس اوراق بهادار با وضع مقررات محدود کننده از ادامه این روند جلوگیری کنند. تجدید ارائه صورت های مالی می تواند پیامدهای مالی در پی داشته باشد لذا به حسابرسان و استفاده کنندگان از صورت های مالی توصیه می شود با در نظر داشتن عوامل مؤثر در تجدید ارائه و با توجه به رواج زیاد تجدید ارائه صورت های مالی با دقت بیشتری صورت های مالی را مورد بررسی قرار دهند بویژه در مورد کیفیت گزارشگری مالی تأمل بیشتری کنند شرکت هایی که همه ساله رقمی را تحت عنوان تعدیالت سنواتی گزارش می کنند با مراجعه به یادداشت مربوط و گزارش حسابرس مستقل از دالیل و پیامد تعدیالت سنواتی آگاه شوند.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره 22/ تابستان 87 39 از آن جایی که ارائه مجدد صورت های مالی بر ریسک اطالعاتی تأثیر می گذارد و بیشتر عوامل ارائه مجدد مربوط به اشتباهات می باشد لذا پیشنهاد می شود که مدیران روشهایی را انتخاب کنند که منجر به کمترین اشتباه و در نتیجه کمترین ارائه مجدد شود در نتیجه برای تأمین سرمایه موردنیاز خود هزینه کمتری را متحمل شوند. منابع 1- بولو قاسم حساس یگانه یحیی مؤمنی سهیل )1831(.»تأثیر تجدید ارائه صورت های مالی بر مدیریت سود و پایداری سود«فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی ش 88 : 18-3۲. ۶- شریعت پناهی سید مجید کاظمی حسین )1833(.»تأثیر ارائه مجدد صورت های مالی بر محتوای اطالعاتی سود«فصلنامه مطالعات حسابداری شماره ۶3-۶۲: 1. 3- Callen J. L., Livnat J, and Segal D (2006). Accounting Restatement: Are They Always Bad News for Investors? Working Paper. University of Toronto. 4- Dechow, P., &Dichev, I. (2002). The quality of accruals and earnings: the role of accrual estimation errors. The Accounting Review, 77, 35-59. 5- Defond, M., &Jiambalvo, J. (1991). Incidence and circumstances of accounting errors. The Accounting Review, 66,643-655. 6- Fama, E., & French, K. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of financial Economics,33, 3-56. 7- Francis, J., Lafond, R., Olsson, P., &Schipper, K. (2005).The market pricing of accruals quality.journal of Accounting and Economics, 39, 295-327. 8- Gleason, C., Jenkins, N., & Johnson, W. (2008). Financial statement credibility: The contagion effects of accounting restatements. The Accounting Review, 83, 83-110. 9- Kevin. W. Hee, (2008). Earnings Persistence of Restating Firms, Should All Earnings Restatements Be Treated Equally. 10- Kravet, T., Shevlin, T., (2009). Accounting restatement and information risk. Journal of Accounting and Economics, 15, 264-294. 11- Lambert, R.A. (1984). Income Smoothing As Rational Equilibrium Behavior, The Accounting Review. Oct. pp4-18 12- Liu, L. L. (2004). Consequences of Financial Restatements for Auditors and Top Executives. Florida International University. 13- Palmrose, Z., Richarson, V., &Scholz, S. (2004). Determinants of market reaction to restatement announcements. Journal of Accounting and Economics, 37, 59-89. 14- Richardson, S., Tuna, I., & Wu, M. (2002, October). Predicting earnings management: The case of earningrestatements. Working paper, University of Pennsylvania and Hong Kong University of Science and Technology.

فصلنامه علمي پژوهشي حسابداري مالي/ سال ششم/ شماره / 22 تابستان 39 88 http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=338681 15- Wiedman, Christine I. and Hendricks, Kevin B., (2010). Firm Accrual QualitySurrounding Restatements (December 9, 2010). CAAA Annual Conference 2011.