ترجمه تخصصی بررسی مفهوم کیفیت درآمد در شرکت ها

مشاهده اثرات بازاری و مقرراتی ضمنی با مطالعه شرکت های دولتی در یک کشور خاص دشوار است، زیرا تغییرات اندکی در محیط های بازاری و مقرراتی آنها وجود دارد. یکی از راهکارها، مطالعه تغییرات بازاری و مقرراتی بین المللی می باشد [3]. اما، مشهور است که متغیرهای قلم افتاده همبسته، در این ادبیات، یک نگرانی می باشند. تفاوت بین شرکت های خصوصی و دولتی، با کنترل کردن اندازه و صنعت، مثل کاری که در مقاله بال و شیواکومار (2005) انجام شده، مقایسه پذیری هستند، اما کاملاً از این مسئله مبرا و آزاد نیستند[4]. IPO ها، یک طراحی پژوهشی دیگر و جایگزین فراهم می کند که در آن وضعیت گزارشگری آنها از خصوصی به دولتی تغییر می کند. مسئله متغیرهای قلم افتاده، در این طراحی پژوهشی قدری رفع می شود، زیرا این همان شرکت در همان صنعت است که تحت تحول وضعیتی قرار می گیرد [5]. در نمونه ما از IPO های انگلیسی [که در زیر توصیف شده]، می توانیم امور مالی در ابتدا تهیه شده توسط یک شرکت خصوصی را با امور مالی برای همان شرکت و همان سال که چند سال بعد برای شامل شدن در یک آگهی دولتی، مجدداً بیان شده، و در نتیجه مسئله متغیرهای قلم افتاده را رفع می کند، مقایسه کنیم. بنابراین، انگیزه اول ما برای مطالعه گزارشگری مالی IPO، ارائه یک آزمون استوار و مقاوم فرضیه است که، شرکت ها هنگامی که به IPO خود نزدیک می شوند و با تقاضاهای مقرراتی و بازاری مختلفی مواجه می شوند، کیفیت گزارشگری مالی خود را افزایش می دهند.

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

 

انگیزه دوم برای مطالعه مدیریت سود در حوالی زمان IPO ها، این است که پژوهش تاثیرگذار و بسیار خوب «تئوه و همکاران» (Teoh) (1998 ب) [که از اکنون به آن TWW می گوییم]، به نتیجه گیری تقریباً معکوس می رسد. TWW این فرضیه را بیان می کند (1998 ب، صفحه 1936):

 

صادر کنندگان (گزارش) می توانند سود غیرمعمول زیاد را با بکار گیری تنظیمات یا تعدیل های اقلام تعهدی حسابداری اختیاری که سود گزارش شده را نسبت به جریان نقدی واقعی افزایش می دهند، گزارش دهند. اگر خریداران بوسیله سودها گمراه شوند اما ناآگاه باشند که سودها بوسیله استفاده سخاوتمندانه از اقلام تعهدی، متورم شده اند، ممکن است پول بسیار زیادی را برای سهام بپردازند.

 

ما فرضیه آنها و همچنین شواهد اقلام تعهدی «اختیاری» را مورد سوال قرار می دهیم.

 

ما فرضیه مدیریت سود گسترده و اساسی توسط شرکت های IPO را زیر سوال می بریم که این عمدتاً بخاطر آن است که تقویت موشکافی در آن زمان، از ناظران بازار مانند تحلیلگران، زیرنویسان، حسابرسان، هیئت مدیره ها، مطبوعات و دیگر طرف های معامله و همچنین بهبود موشکافی نظارتی را جذب می کند [6]. همچنین، ریسک شناسایی شدن در بعدها و بنابراین دادخواهی و اقدام قانونی وجود دارد، زیرا مدیریت سود تنها می تواند سودها را از دوره های دیگر «قرض بگیرد»: متورم سازی سود باعث کاهش سود در آینده می شود. علاوه بر آن، کیفیت گزارشگری ضعیف می تواند هزینه سرمایه را افزایش می دهد که این امر برای شرکت هایی که نیاز به تامین مالی بیرونی دارد، بسیار نگران کننده است و اثرات بد بر نیکنامی برای شرکت های جدید و مدیرانشان، اعضای هیئت مدیره و حسابرسانشان، بوجود می آورند. بنابراین نسبت به شرکت های خصوصی، شرکت های تازه فهرست شده با هزینه های بازاری و مقرراتی پیش بینی شده بالاتری از متورم سازی سود مواجه می شود، بنابراین ما نسبت به این فرضیه این کار را به صورت نظاممند و سیستماتیک انجام می دهند، بدبین و شکاک هستیم.

اول اینکه، نشان می دهیم که تخمین های TWW از اقلام تعهدی فعلی اختیاری (DCA ها)، بسیاربزرگ هستند و قابل اعتبار و اعتماد نیستند. برای مثالف گزارش می دهیم (جدول 5، تابلوی ب) که در داده های آنها، افزایش 39/600 درصدی در حساب های دریافتنی برای شرکت عادی در کل چارک شرکت های IPO قرار گرفته در دسته شرکت هایی که دارای بیشترین اضافه بیان درآمدها هستند توسط TWW، وجود دارد. ابزارهای درون GAAP معتبری از اضافه ارزش گذاری حساب های دریافتنی به این اندازه وجود ندارد و تنها جایگزین- تقلب در فروش اعتباری و حساب های دریافتنی وصول نشده توسط چنین اندازه نسبتاً هنگفتی- قطعاً آشکار می شود هنگامی که توسط کل ربع همه شرکت های IPO انجام شود [7].

دوم اینکه، TWW، اقلام تعهدی از تغییرات سرمایه در گردش گزارش شده برروی ترازنامه های متوالی گزارش شده را تخمین می زند که نشان می دهیم به سمت فرضیه تورم سودها، سودار است که این نسبت به اقلام تعهدی مستقیماً گرفته شده از صورت های جریان نقدی می باشد. یکی از دلایل تفاوت این است که 7/16% از شرکت ها، در سال IPO، یک اکتساب (خرید شرکت) یا سرمایه برداری دارند، که این امر بر اقلام سرمایه در گردش ترازنامه بعد از IPO، تاثیر می گذارد (هریبار و کالینز، 2002).

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

سوم اینکه، TWW تغییرات سرمایه در گردش از ترازنامه آخر قبل از IPO تا ترازنامه اول بعد از رویداد را مورد مطالعه قرار می دهد. افزایش سرمایه در گردش پس از IPO (نسبت به نسخه مدل کنترل جونز 1991) به عننوان نشان دهنده مدیریت سود افزایش دهنده درآمد، در نظر گرفته می شوند. همانگونه که خود TWW اعتراف می کنند، این امر برای تاثیر گذاری بر قیمت صدور IPO، بسیار دور رخ می دهد. هرگونه تورم سود قبل از IPO از طریق اقلام تعهدی جاری ، سرمایه در گردش قبل از IPO را تورم می دهد نه بعد از آن. بنابراین در ارتباط دادن طراحی پژوهش TWW به این فرضیه که تورم قیمت IPO انگیزه ای برای تورم دادن سودها فراهم می می کند، دچار مشکل می شویم [8]. چهارم اینکه، برآوردهای DCA بوسیله رشد غیرمعمول زیاد شرکت IPO و بوسیله استفاده از رویه های IPO، سودار می شوند. شرکت های IPO در تولید و فروش تحت رشد غیرمعمول قرار می گیرند و باعث رشد غیرمعمول سطوح سرمایه در گردش بهینه می شود که این به صورت مکانیکی و مکانیزیمی باعث اقلام تعهدی مثبت می شود (فیرفیلد و همکاران، 2003). علاوه بر آن، محدودیت های تامین مالی قبل از IPO، عمدتاً باعث بوجود آمدن سطوح سرمایه در گردش غیربهینه می شوند. با استفاده از تشریفات IPO برای سرمایه گداری در اقلام سرمایه در گردش، چنین حساب های دریافتنی و موجودیهایی، جریان نقدی در گردش را نسبت به سودها کاهش می دهد و بنابراین طبق تعریف باعث بوجود آمدن اقلام تعهدی مثبت می شود. این امر به تبیین 39/600% افزایش میانگین حساب های دریافتنی برای چارک TWW اکثر درآمدهای اضافه بیان شده کمک می کند (جدول 5). سوگیری رو به بالای حاصله در معیار اقلام تعهدی اختیاری TWW تنها وقتی جلوگیری می شود که همه اقدامات IPO ، به صورت نقدی نگه داشته باشند، در دارایی های درازمدت سرمایه گذاری شوند یا برای بازپرداخت بدهی های درازمدت استفاده شوند.

پنجم اینکه، دیشوف و همکاران (1995)، کوثری و همکاران (2005) و بال و شیواکومار (2006) در می یابند که مدل اقلام تعهدی «غیراختیاری» جونز، اساساً تصریح غلط شده است. این مدل نقش های اقلام تعهدی در کاهش نویز در سودها (دیچوف ، 1994) و در تشخیص بموقع زیان (بال و شیواکومار، 2006) را نادیده می گیرد.

ششم اینکه، یک منبع وجود مقادیر انتهایی یا اکستریم در تخمین اقلام تعهدی اختیاری TWW، ارزش کم تورم زدا، دارایی های کلی قبل از IPO می باشد. پایین ترین مقدار نمونه برای دارایی های کل قبل از IPO، تنها 93000 دلار است. تقریباً 5% از همه مقادیر نمونه کمتر از 1 میلیون دلار می باشند.

برای متمایز سازی بین فرضیه های فرصت گرایی و بهبود کیفیت گزارشگری شرکت دولتی، ابتدا IPO های انگلیسی را مورد بررسی قرار می دهیم، جایی که دو مجموعه از داده ها برای شرکت ها و سالهای پولی یکسان، مهیا می باشند: امور مالی در ابتدا هنگامی تهیه می شوند که شرکت ها خصوصی بوده اند و امور مالی بعداً برای شامل شدن در آگهی های دولتی، مجدداً بیان می شوند. این طراحی پژوهش، رشد و دیگر متغیرهای همبسته با تصمیم گیری IPO را کنترل می کند، زیرا این دو امور مالی در اثرات «واقعی» یکسانی اشتراک دارند، اما محیط بازاری و مقرراتی را تغییر می دهد. در می یابیم که شرکت های انگلیسی چند سال قبل از دولتی شدن شروع به گزارشگری محافظه کارانه (هم به صورت شرطی و هم غیرشرطی) می کنند. هیچگونه شواهدی از تورم دادن سود وجود ندارد. بطور کلی، شرکت های IPO انگلیسی، همیشه با تقاضاهای اضافه بازار و مشوق های مقرراتی در مورد وضعیت دولتی جدید خود، گزارشگری انجام می دهند. درحالی که نتایج، کاملاً به محیط های غیرانگلیسی قابل تعمیم نیستند، اما باور داریم که اطلاعاتی در مورد ماهیت اقتصادی گزارشگری مالی دولتی، فراهم می کند.

سپس به سراغ حل مسئله ناهمخوانی با نتایج TWW می پردازیم. یک ارزیابی تفصیلی در مورد تک تک مولفه های سرمایه در گردش اقلام تعهدی در نمونه TWW، انجام می دهیم. همچنین اقلام تعهدی «اختیاری» برآورد شده از داده های ترازنامه را با برآوردهای معادل از داده های جریان نقدی، مورد مقایسه قرار می  دهیم. این تحلیل ها نشان می دهند که برآوردهای اقلام تعهدی اختیاری TWW حاوی اثرات درونزاد اساسی IPO می باشند و شواهد قابل اطمینان مدیریت سود را شامل نمی شوند. همچنین نشان می هیم که عضو نمونه TWW میانگین یا عادی با داده های موجود برای سال قبل از IPO (بیادبیاورید که TWW اقلام تعهدی پس از IPO را تحلیل می کنند)، نشان دهنده اقلام تعهدی فعلی منفی و محافظ کاری شرطی قابل توجه هستند که این با تورم سود فرصت طلبانه، ناهمخوانی دارد.

بر این باور هستیم که نتایج به چندین دلیل، حائز اهمیت هستند. بخاطر اینکه شرکت های IPO تحت تحول بین وضعیت خصوصی و دولتی قرار می گیرند، اطلاعات منحصربفردی در مورد بهبود بازار و همچنین استانداردهای نظارتی پیش بینی شده از گزارشگری دولتی شرکت، فراهم می کند. علاوه بر آن، نتایج ما تردیدهایی در مورد این فرضیه TWW بوجود می آورد که تورم سود نقشی اساسی در اضافه قیمت گذاری ظاهری IPO دارد. به بیان کلی تر، نتایج ما نشان می دهند که هنگام تفسیر ادبیات اساسی در مورد مدیریت سود در حوالی زمان معاملات بزرگ یا دیگر رویدادهای بزرگ، که می توان انتظار داشت بسیاری از آنها تغییرات سرمایه در گردش درونزاد اساسی مشابه با آنچه که در IPO ها و دیگر مسائل مشابه که ما در مطالعه TWW شناسایی می کنیم، احتیاط به خرج داده شود. مطالعات اندکی در این ادبیات جامع اشاره می کنند که معاملات و رویدادهای بزرگ که شامل ریسک دادخواهی و نظارتی بیشتر از معمول ناشی از تورم دادن سودها ، و موشکافی بیشتر از معمول توسط ناظران بازار، مانند تحلیل گران، زیرنویسان، حسابرسان، هیئت های مدیره، نشریات و طرف های دیگر معامله و همچنین توسط قانون گذاران می باشند یا اینکه کیفیت گزارشگری ضعیف می تواند باعث افزایش هزینه سرمایه یا اثرات اعتباری مضر شود. در حالی که این موضوع برای همه مقالات صدق نمی کند (که دی آنجلو (1986) و دی آنجلو و همکاران (1994) استثنا هستند) این ادبیات به میزان قابل توجهی مبرا از هرگونه اظهار نظر و استدلال مخالف است.

باقی این مقاله به این صورت بخش بندی می شود. در بخش 2، یک نمونه از IPO های انگلیسی را بررسی می کنیم که آزمون مستقیم رفتار گزارشگری که بر برآوردهای اقلام اختیاری متکی نیستند را مورد بررسی قرار می دهیم. بخش 3، مجدداً نمونه TWW و چندین مسئله با برآوردهای اقلام تعهدی اختیاری آنها را مورد بررسی می کند. در بخش 4، نتیجه گیری ها را بیان می کنیم.

 

2. گزارشگری مالی بوسیله شرکت های انگلیسی که در حال دولتی شدن هستند

یکی از ویژگی های مفید محیط انگلیس، وجود دو مجموعه داده های مالی برای شرکت ها و سالهای پولی یکسان، تهیه شده در نقاط زمانی مختلف و تحت شرایط بازاری و مقرراتی مختلف است. یکی از مجموعه های امور مالی هنگامی که شرکت ها خصوصی بودند، تهیه شدند. مجموعه دیگر حاوی امور مالی مجدداً بیان شده- برای سالها و شرکت های یکسان- است که بعداً در آگهی های صادر شده در تلاش برای دولتی شدن، گزارش شده اند. این دو مجموعه از آمور مالی در مورد رویدادهای یکسان، اما در محیط های بازاری و نظارتی مختلف، گزارش می دهند.

قانون شرکت های انگلیسی، شرکت های خصوصی را ملزم به ثبت و بایگانی صورت های مالی سالانه می کند بال و شیوکومار (2005) گزارش می دهند که امور مالی شرکت خصوصی، عموماً از کیفیت کمتری نسبت به شرکت های دولتی با اندازه و صنعت برابر برخوردارند. هنگامی که شرکت ها دولتی می شوند، آگهی ها عموماً شامل امور مالی برای سه سال گذشته هستند. شرکت ها اجازه دارند صورت های مالی قبلی خود را مجدداً بیان کنند و همچنین هرگونه صورت ملای مجدد در گزارش حسابرس آگهی، مشخص می شوند [9].

امور مالی در وضعیت خصوصی، بدون دانش کامل از یک IPO آتی تهیه می شوند و معادل های وضعیت دولتی بعداً با دانش کامل از این رویداد، تهیه شدند. با مقایسه این اسناد مالی، شواهدی در مورد این حاصل می شود که چگونه وضعیت دولتی شدن بر گزارشگری مالی تاثیر می گذارد. طراحی پژوهشی اجازه می دهد محیط بازار و نظارتی تغییر کند، اما کنترل ها برای متغیرهای همبسته که اقلام تعهدی «اختیاری» حول معاملات بزرگ را برسمید نمی شناسند، شامل کم سرمایه گذاری قبل از IPO و رشد نامعمول در تولدی و فروش ، را اجازه می دهد.

انتظار داریم که گزارشگری مالی شرکت های خصوصی بیش از پیش شبیه به گزارشگری شرکت دولتی شود هنگامی که به IPO خود نزدیک می شوند. براحتی می توان فرض کرد که بطور میانگین در نمونه ما، احتمال یک رویداد IPO در آینده سه سال قبل از تاریخ اقعی مثبت بود و به صورت یکنواخت در آن دوره افزایش یافت. بنابراین احتمال می رود که شرکت های خصوصی گزارشگری مالی خود را برای دولتی شدن هنگام نزدیک شدن به این رویداد، متناسب سازی کنند. بنابراین صورت مالی مجدد کمتر امور مالی وضعیت خصوصی برای سال رویداد 1- (صادر شده در انتهای سال پولی آخر قبل از IPO) را نسبت به سالهای رویداد 2- و 3- (صادر شده چند سال قبل) را انتظار داریم.

 

1.2. نمونه و آمارهای خلاصه

نسخه مارس 2000 پایگاه داده FAME از «دفتر وان دیجک» داده هایی برای شرکت های خصصوی و دو نمونه کنترل ما، شرکت های دولتی و خصوصی که یک IPO را در طی آن دوره انجام نداده اند، فراهم می کند. [10]. IPO ها از «پایگاه داده شرکت داده های بورس»، شناسایی می شوند. ما به جمع آوری داده های آگهی می پردازیم. جزئیات نمونه در جدول 1 ، تابلوی A بیان شده اند. از 720 عدد IPO در بازار بورس لندن بین 1992 و 1999، 224 پیشنهاد سهام غیرعادی ، IPO های شرکت های مالی، IPO های شرکت های غیرانگلیسی و خصصوی شدن شرکت های دولتی را کنار می گذاریم. با ملزم کردن داده های FAME وضعیت خصوصی و داده های اگهی وضعیت دولتی، نمونه نهایی به 393 شرکت IPO، کاهش می دهد. آزمون های مبتنی بر اقلام تعهدی ما، نیاز به داده های بیان جریان نقدی که تنها از 1995 به بعد، برای 172 شرکت مهیا هستند، ارند.

تابلوی B از جدول 1، تجزیه سالانه 393 IPO نمونه و شرکت های کنترل غیر IPO خصوصی و پذیرفته شده را نشان می دهد. سال نشان داده شده ، سال رویداد 1-، سال آخرین صورت های مالی گزارش شده قبل از دولتی شدن می باشند (جهت مقایسه پذیری، تاریخ های نمونه کنترل، با این مقررات و قرارداد، همسوسازی می شوند). سالهای پولی که در 31 مارس یا قبل از آن به پایان می رسند در دسته سال تقویمی قبلی قرار می گیرند که این طبق قرارداد و کنوانسیون Compustat است. IPO ها در وسط دهه 1990، خوشه بندی می شوند، که در تقریباً نیمی از نمونه است، سال رویدادی 1-، 1995 یا 1996 است. نمونه 1999 بوسیله قرارداد سال پولی Compustat، کاهش می یابد.

تابلوی C از جدول 1، آماره های خلاصه را نشان می دهد. قبل از IPO، شرکت ها دارایی کلی میانگین (میانه) 52 میلیون پاوند (11 میلیون پاوند) و بدهی میانگین (میانه) 92% (74%) از دارایی های کل را دارند. IPO ها، میانگین (میانه)  47 میلیون پاوند (18 میلیون پاوند) را افزایش می دهند که این تقریباً بطور میانگین دارایی های کل را دو برابر می کند. پیاده سازی احتمالی چنین اقدامات و تشریفات نسبتاً بزرگ در سرمایه در گردش، باعث می شود ما نسبت به اقلام تعهدی «آختیاری»، مشکوک شویم، بخصوص هنگامی که بوسیله مقادیر اندک دارایی های کل قبل از IPO، مقیاس بندی شوند. همچنین شرکت های IPO، دارای رشد زیاد هستند که میانگین رشد دارایی کل آنها 46% در سال قبل از IPO و رشد میانگین فروش 57% می باشد. رشد فروش و دارایی کل (گزارش نشده) در سال رویداد 2-، مشابه است. رشد سریع، شک بیشتری در مورد قابل اطمینان بودن براوردهای اقلام تعهدی اختیاری بوجود می آورد.

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

2.2. مقایسه امور مالی وضعیت خصوصی و دولتی

شرکت ها، هنگامی که به سمت IPO خود نزدیک می شوند، احتمالاً شروع به تهیه دفاتر خود برای گزارشگری دولتی می کنند. بنابراین، ممکن است تفاوت اندکی بین امور مالی وضعیت خصوصی و دولتی برای سال 1- مشاهده کنیم زیرا بسیاری از تعدیلات صورت گرفته در وسوسه IPO، در آن وقت رخ داده است. اثر آن کم برآورد تفاضل بین گزارشگری مالی خصوصی و دولتی می باشد. این نگرانی در زمینه انگلستان با این حقیقت تقویت می شود که مسال مالی وضعیت خصوصی برای عموم مردم، مهیا می شود. هنگامی که احتمال دولتی شدن جدی می شود، مدیران شرکت خصوصی ممکن است این نگرانی را داشته باشند که تفاوت بین امور مالی وضعیت دولتی و خصوصی بعداً مشهود شود. اگر بخواهند در مدیریت سود قبل از IPO آشکار نشده مبادرت ورزند، آنها این کار را در امور مالی وضعیت خصوصی خود و همچنین در آ"هی خود، انجام خواهند داد. این ویژگی مختص انگلیس، به این امکان و احتمال می افزاید که ما تفاوت اندکی بین امور مالی وضعیت خصوصی و آگهی برای سال 1- مشاهده می کنیم و تفاوت بین گزارشگری خصوصی و دولتی را کمتر از حد برآورد می کند.

برای اجتناب از این سوگیری ها در مورد فرضیه ما، درحالت ایده آل تفاوت بین امور مالی وضعیت خصصوی و مجدداً بیان شده دولتی در نقطه قبل از احتمال رخداد دولتی شدن را مورد مطالعه قرار می دهیم. نمی توانیم دقیقاً پیش بینی کنیم که چه زمانی احتمال IPO، به اندازه کافی زیاد می شود تا بطور بالقوه بر امور مالی تاثیر بگذارد، بنابراین سه سال قبل از IPO، حداکثر تعداد سالهای قبلی با داده های موجود را مورد مطالعه قرار می دهیم.

از 393 شرکت IPO نمونه ما، 109 شرکت امور مالی قبلی خود را مجدداً بیان کرده اند. درحالی که بیان مجدد صورت های مالی در گزارش حسابرسی آگهی مورد تاکید و هایلایت می شوند، اما خود آگهی جزئیات کافی برای متناسب سازی این دو امور مالی می دهد ، اگر چه استنباطها ممکن است با مقایسه آنها صورت گیرد. در مورد مقایسه پذیری، همه سال-شرکت هایی که در آنها امور مالی وضعیت خصوصی و بیان مجدد آگهی در واحد گزارشگری ، سال پولی، مانده نقدی ترازنامه یا جریان نقدی از عملیات ها، تفاوت دارند را حذف می کنیم [11]. این باعث حذف 140 شرکت در سال 1-، 198 شرکت در سال 2- و 245 شرکت در سال 3- می شود و در نتیجه 253 شرکت در سال 1-، 195 شرکت درسال 2-، و 148 شرکت درسال 3-، باقی می ماند.

تابلوهای A تا C از جدول 2، میانگین و میانه های نمونه را برای متغیرهای صورت مالی در سالهای رویدادی 3- تا 1- را نشان می دهند. این جدول، امور مالی وضعیت خصوصی اصلی، معادل دولتی (آگهی) آنها و آزمون های تفاضل را نشان می دهد. بر آزمون رتبه ویلکوکسون نیمه پارامتری تاکید می کنیم، زیرا احتمال دارد این متغیرها توزیع نرمال داشته باشند. برای تمام کردن کار، این جدول آماره های تی را برای تفاوت های استاندارد نشده و برای تفاوت های استاندارد شده براساس مقدار مطلق نسخه وضعیت خصوصی آن متغیر را گزارش می دهد.

قابل توجه ترین بیان های مجدد گزارش، زیرنویسی دارایی های ملموس در مقابل سودهای کسب شده (سودهای حاصل شده) می باشد و در نتیجه صندوق یا وجوه سهامداران (دارایی ویژه سهامداران)، کاهش می یابد. بطور میانگین، 42% از دارایی های ناملموس سال 3-، حذف شده اند (written off) (تابلوی A). 18 شرکت دارایی های ملموس خود را کاهش دادند و سه شرکت افزایش دادند. این تفاوت در دارایی های ناملموس بین این دومجموعه امورمالی از نظر اقتصادی و همچنین آماری (درسطح 1% تحت آزمون ولیکوکسون) معنادار می باشد. تایید مقادیر دفتری دارایی های ناملموس نسبتاً غیرعینی و فردی است، بنابراین، تعجب آور نیست که این جا جایی است که بیشترین  زیرنویسی ها به وسوسه ریسک های دادخواهی و مقرراتی دولتی شدن، رخ می دهند (واتس، 1993، 2003 الف ، ب).

بطور میانگین، صورت های مجدد آگهی ، دارایی های کلی سال 3- را به میزان 8/1 درصد کاهش می دهند. این کاهش به بیشترین احتمال با نوشتن مستقیم دارایی ها رو بروی سودهای حفظ شده ، حاصل می شود، زیرا درآمد میانگین اساساً بدون تغییر باقی می ماند. بخاطر اهرم مالی زیاد قبل از IPO، زیرنویسی میانگین نسبت به هر دو سودهای حفظ شده و وجوه سهامدار (ارزش دفتری دارایی ویژه)، نسبتاً بزرگ است که این بطور میانگین به میزان 28% و 17% کاهش می یابد.

همانگونه که انتظار می رود، ارائه مجدد برای سال رویدادی 2-، از نظر کیفی با موارد بدست آمده برای سال 3-، مشابه و کمتر هستند. دارایی های ناملموس، دارایی های کل، سود حفظشده و وجوه سهامدار همچنان به میزان معناداری کمتر از آگهی در امورمالی وضعیت خصوصی می باشند که این بیانگر آن است که بسیاری از شرکت ها، حسابداری خود را تا دو سال قبل از IPO، به وضعیت دولتی، مطابقت نداده اند. [12]. در حالت برابر، نسبت کمتر شرکت هایی که امور مالی 2- خود را مجدد بیان می کنند، در زمانی که امور مالی در ابتدا تهیه شده اند، تعدادی از شرکت های خصوصی همچنان برای دولتی شدن در حال تنظیم هستند. همانگونه که انتظار می رفت، صورت های مجدد کمتر امور مالی سال رویداد 1- با تنها تفاوت قابل توجه برای دارایی های ناملموس، وجود دارد. دلالت این است که در ابتدای سال مالی که در آن IPO آنها رخ داده است، شرکت های بیشتری گزارشگری مالی خود را به وضعیت دولتی آینده تبدیل کرده اند.

نسبت شرکت هایی که صورت های مالی خود را مجدداً صادر کرده اند، در سالهای رویدادیبرای تقریباً همه صورت های درامدی و اقلام ترازنامه ای، کاهش یافته اند. برای نمونه، 22 شرکت از 136 شرکت (16%) با داده های موجود در مورد فروش، آنرا برای سال رویداد 3-، در مقایسه با 25 از 185 (14%) برای سال 2-، و 12 از 246 (5%) برای سال 1-، مجدداً تسلیم کرده اند. این محدود سازی فراوانی و تعداد تسلیم مجدد صورت مالی با افزایش احتمال نزدیک شدن IPO به تاریخ  آن، همخوانی دارد. درسال 1-، بسیاری از شرکت های خصوصی قطعاً از احتمال زیاد دولتی شدن آگاه بوده اند و قبلاً گزارشگری مالی خود را به افزایش تقاضای بازاری و نظارتی بر شرکت های دولتی، متناسب کرده اند.

خلاصه اینکه، شرکت های بسیاری، امور مالی وضعیت خصوصی خود را برای آگهی های IPO، مجدداً بیان می کنند. صورت های مالی مجدد، عموماً شامل ترازنامه های محافظه کارانه تر، ارزش های دفتری کمتر دارایی ها، بخصوص دارایی های ناملموس که تاییدشان دشوارتر می باشد، (واتس، 1993، 2003 الف ، ب) و ارزش دفتری کمتر دارایی ویژه سهامداران، می باشند. فراوانی تسلیم مجدد صورت مالی برای سالهای بسیار نزدیک به IPO کمتر می شود که این با این موضوع که شرکت های خصصوی خود را به افزایش احتمال IPO در آینده وفق می دهند، همخوانی دارد. در هر سه سال قبل از IPO، درآمد خالص میانگین گزارش شده در آگهی، ارتباط معناداری ندارد. شواهدی از سودهای متورم شده آگهی به صورت سیستماتیک  وجود ندارد [13].

 

3.2. محافظه کاری شرطی

در ادامه، محافظه کاری شرطی در تسلیم مجدد اقلام تعهدی آگهی شرکت های IPO را با شرکت های خصوصی و پذیرفته شده انگلیسی که درطی دوره نمونه، دولتی نشدند را مقایسه می کنیم. این تست، مدل جونز (1991) را برای بکار گیری اقلام تعهدی نامتقارن از نظر محافظه کارانه در بال و شیواکومار (2005، 2006) را به صورت زیر، اصلاح می کند:

 

 

 

که در آن ACC_j,t ، اقلام تعهدی کلی از شرکت j در سال t می باشد، CFO_j,t جریان مالی در گردش است، ΔSALES_j,t، تغییر فروش است و FASSET_j,t ارزش دفتری دارایی های ثابت (همگی مقیاس بندی شده براساس دارایی های کل آغازین است)، DCFO_j,t، مقدار 1 را می گیرد اگر CFO_j,t<0 باشد و در غیراینصورت صفر است. DPUB_j,t وDPVT_j,t شاخص های ساختگی برای نمونه کنترل 3664 شرکت/سال پذیرفته شده و 50659 شرکت/سال خصوصی در سالهای 1995 تا 1999 می باشند. شرکت های دارای IPO در طی آن دوره از نمونه کنترل حذف می شوند، زیرا شرکت هایی خصوصی هستند که با دارایی کل آغازین کمتر از 1 میلیون پوند شروع کرده اند. متغیرهای پیوسته به اندازه 1% در هر حالت نهایی، برش می خورند. شرکت های IPO به این نمونه کنترلی به صورت جداگانه در سالهای رویدادی 1- و 2-، که در ستون های جداگانه گزارش شده اند، افزوده می شوند. داده های مربوط به شرکت های IPO از چشم اندازهای IPO هستند و داده های مربوط به شرکت های پذیرفته شده و خصوصی غیر IPO از FAME هستند. اقلام تعهدی و جریان های نقدی از صورت های جریان نقدی بدست آمده اند. چهار ردیف آخر، ترکیب نمونه را نشان می دهند.

 

 

شرکت های پذیرفته شده و خصوصی در آن دوره می باشند [14]. برای اطمینان حاصل کردن از اینکه شرکت های غیرقابل توجه از نظر اقتصادی، نتایج ما را تغییر نمی دهند، رگرسیون ها تنها شامل شرکت هایی هستند که دارای حداقل 1 میلیون پاوند از نظر دارایی کلی آغازین است [15]. 172 مشاهده متشکل از سال درست قبل از IPO (سال رویدادی 1-) برای همه 172 شرکت IPO با داده های چشم انداز مهیا، سپس به این نمونه کنترلی افزوده می شوند و آمارهای رگرسیون جمعی در مجموعه اول از ستون ها در جدول 3 گزارش شده اند.

این روند برای سال دوم قبل از IPO (رویداد سال 2-) تکرار می شود. 95 شرکت با داده های چشم انداز مهیا برای آن سال با نمونه کنترلی، تجمیع می شوند و آمارهای رگرسیون در مجموعه دوم از ستون های جدول گزارش داده می شوند. نمونه کنترلی برای هر دو سالهای رویدادی IPO مشابه هستند، زیرا هر دو در بازه 1995- 1999، پخش شده اند. سال رویدادی 3-، تحلیل نمی شود، زیرا اگهی ها شامل تنها سه سال داده ها می باشند و مدل اقلام تعهدی (1)، مشاهدات تاخیردار برای ΔSales و متغیر مقیاس بندی، دارایی های کل را لازم دارد.

هر تست رگرسیون تجمعی چه پارامترها برای اقلام تعهدی شرکت غیر IPO دولتی (α₁₀ تا α₁₅) و برای اقلام تعهدی شرکت غیر IPO خصوصی (α₂₀ تا α₂₅)، برای پارامترهای معادل برای اقلام تعهدی در آگهی های دولتی شرکت های IPO (α₀ تا α₅)، افزایشی هستند. مقادیر منفی (مثبت9 برای α₁₅ و α₂₅ نشان دهنده اقلام تعهدی آگهی IPO ، از نظر شرطی محافظه کارتر (کمتر محافظه کار) نسبت به شرکت های پذیرفته شده و شرکت های خصوصی غیر IPO هستند.

نتایج بدست آمده از رگرسیون جمعی (1) در جدول 3 گزارش شده اند [16]. ضرایب افزایش برآورد شده α₁₅ در مورد DPUB_j,t*DCFO_j,t*CFO_j,t و α₂₅ در مورد DPVT_j,t*DCFO_j,t*CFO_j,t عموماً منفی هستند و از نظر اقتصادی و آماری معنادار هستند که این با اقلام تعهدی آگهی برای دو سال قبل از IPO ، همخوانی دارد که از نظر شرطی محافظه کار تر نسبت به اقلام تعهدی شرکت دولتی و خصوصی، محافظه کار تر هستند. ضرایب افزایشی بزرگ α₂₅ (87/0- و 28/1- برای سالهای رویداد 1- و 2-) نشان دهنده محافظه کاری اساساً شرطی تر در داده های آگاهی IPO نسبت به مقامات مالی شرکت خصوصی می باشند که با بازار بزرگتر و تقاضای نظارتی برای تشخیص بموقع زیان هنگام دولتی شدن، همخوانی دارد. ضرایب α₁₅ معنادار و بزرگ (60/0- و 02/1-) نسبت به شرکت های دولتی ممکن است بخاطر این باشند که شرکت های IPO با موشکافی بیشتر در عرضه دولتی، به کیفیت سیگنال دهی آنها یا بخاطر تفاوت طول سیکل اجرایی آنها باشد (دیشوف، 1994).

ضرایب α₁₀ برروی DPUB_j,t و α₂₀ برروی DPVT_j,t، که هرگونه اقلام تعهدی افزایشی از شرکت های IPO را استخراج می کند که بوسیله متغیرهای مدل توضیح داده نمی شوند، معنادار نیستند. اگر شرکت های IPO در تورم سود مشارکت کنند، می توان انتظار داشت که این تقاطع های افزایشی برای شرکت های پذیرفته شده و خصوصی منفی و معنادار باشند.

نتیجه می گیریم که در طی دو سال قبل از IPO آنها، شرکت هایی که دولتی می شوند، اقلام تعهدی از خود نشان می دهند که بیشتر از نظر شرطی نسبت به شرکت های خصوصی و دولتی در دوره زمانی ، محافظه کار هستند و اینکه شواهد شواهد برای بیان اضافه صورت درامد، وجود ندارد.

 

4.2. تحلیل اقلام تعهدی اختیاری در آگهی IPO

 

تحلیل نهایی ما در مورد داده های انگلستان، اقلام تعهدی اختیاری در امور مالی آگهی را بررسی می کند. اقلام تعهدی نرمال با استفاده از مدل جونز و یک نوع تکه ای خطی توصیه شده توسط بال و شیواکومار (2006)، برآورد می شوند:

 

متغیرها به صورت بالا تعریف می شوند و داده ها از صورت های جریان نقدی گرفته می شوند. پارامترهای مدل به صورت جداگانه برای هر شرکت IPO شماره j از یک مقطع از همه شرکت های پذیرفته شده غیر IPO شماره i در SIC دو رقمی خود با داده هایی برای سال t، برآورد می شوند. تنها صنعت-سال با حداقل 10 مشاهده ملاحظه شدند. 1% را در دو طرف هر متغیر پیوسته برش می دهیم. در نسخه خطی، α_j3 تا α_j5 محدود به صفر هستند.

اقلام تعهدی غیرنرمال ABN_ACC_j,t  برای شرکت IPO به نام j در سال t، به صورت تفاضل بین اقلام تعهدی در آگهی و اقلام تعهدی نرمال برآورد شده محاسبه می شوند (پارامترهای بالا نشان دهنده برآوردها می باشند):

 

 

اقلام تعهدی غیرنرمال، برای سال رویدادهای 1- و 2- برآورد می شوند، دو سال عمدتاً بر قیمت گذاری IPO تاثیر می گذارند. رویداد سال 3- را نمی توان تحلیل کرد زیرا آگهی شامل تنها سه سال از داده ها می باشد و آن مدل مشاهدات تاخیردار را برای ΔSales و دارایی های کل ابتدایی، لازم دارد.

جدول 4، آمارهای خلاصه برای مسائل مالی آگهی برای دو سال آخر قبل از IPO را نشان می دهد. اقلام تعهدی غیرنرمال میانگین، برآورد شده از هر دوی مدل های جونز خطی و غیرخطی، از نظر اقتصادی و آماری، معنادار نیستند. میانگین در سال رویداد 2-، منفی است (4-% از دارایی کل). میانه ها، آماره های مورد ترجیح ما، بخاطر چولگی، معمولاً منفی (1-% و 2-% از دارایی کل) و غیرمعنادار هستند. این نتایج با شواهد قبلی از اینکه شرکت های IPO عموماً سودها را به نحو فرصت طلبانه تورم نمی دهند، همخوانی دارند.

 

جدول 4- اقلام تعهدی «اختیاری» در داده های آگهی شرکت های IPO انگلیسی

 

این جدول خلاصه آماری برای اقلام تعهدی غیرعادی (اختیاری) در داده های آگهی برای شرکت های IPO برای دو سال درست قبل از IPO را نشان می دهد. اقلام تعهدی غیرعادی برای رویداد سالهای 1- و2-، دو سالی که به بیشترین احتمال بر قیمت گذاری IPO تاثیر می گذارند، در ستون های جداگانه گزارش شده اند. رویداد سال 3- منفی را نمی توان به صورت مشابه تحلیل کرد، زیرا آگهی ها تنها شامل سه سال داده ها هستند و مدل اقلام تعهدی (1)، نیاز به یک مشاهده تاخیردار برای ΔSales و برای دارایی های کلی ابتدایی اسکال، دارد. اقلام تعهدی نرمال از داده های شرکت دولتی با استفاده از مدل جونز یا یک نسخه تکه ای خطی گرفته شده از مقاله بال و شیواکومار (2005، 2006)، می باشند.

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

 

در نسخه خطی، α_j3 تا α_j5 به صفر محدود هستند، α_j1 تا α_j5 جداگانه برای هر شرکت IPO شماره j از یک مقطع همه شرکت های پذیرفته شده غیر IPO در SIC دو رقمی خود با داده ها برای سال همزمان t، برآورد می شوند. تنها سال-صنعت حداقل 10 مشاهده مورد ملاحظه قرار می گیرند. ACC_i,t، اقلام تعهدی کلی برای شرکت IPO شماره i در سال t می باشد. CFO_i,t، جریان نقدی از عملیات ها از صورت های جریان پولی می باشند، ΔSALES_j,t، تغییر فروش است و FASSET_j,t، ارزش دفتری دارایی های ثابت می باشد. متغیرهای گفته شده در بالا براساس دارایی های کلی ابتدایی، استاندارد سازی می شوند. DCFO_j,t یک شاخص ساختگی برای جریان های نقدی منفی است که مقدار 1 می گیرد اگر CFO_j,t<0 باشد و در غیراینصورت صفر باشد. حالت نهایی1% در هر دو طرف هر متغیر پیوسته را برش می دهیم. اقلام تعهدی غیرعادی ABN_ACC_j,t برای شرکت IPO شاره j در سال t به صورت تفاضل بین اقلام تعهدی واقعی و نرمال، محاسبه می شوند.

 

 

داده های مربوط به شرکت های IPO از آگهی های IPO هستند و داده های مربوط به شرکت های پذیرفته شده از FAME می باشند. اقلام تعهدی و جریان های نقدی از صورت های جریان نقدی می باشند. نمونه IPO های انگلیس بین 1995 و 1999 می باشند.

3- بررسی مجدد داده های TWW

در این بخش، مجدداً شواهد TWW را مورد ملاحظه قرار می دهیم. برای یک نمونه از 1649 شرکت IPO آمریکایی در دوره 1980 تا 1992، TWW، اقلام تعهدی جاری اختیاری را به صورت تفاضل بین اقلام تعهدی واقعی و یک کنترل برای اقلام تعهدی غیراختیاری، تخمین زده شده از نمونه از داده های ترازنامه با استفاده از نسخه سرمایه در گردش مدل جونز (1991) قوی، برآورد می کند:

 

که در آن CA_i,t ، اقلام تعهدی جاری برای شرکت i در سال t، تعریف شده به صورت (آیتم های داده های سالانه Compustat ، در پرانتز نشان داده شده است): Δ[اقلام تعهدی دریافتنی (2)+ موجودی (3)+ دارایی های جاری (68)] – Δ [حساب های پرداختنی (70)+ مالیات پرداختنی (71)+ دیگر بدهی های جاری (72)]. ΔSales تغییر درآمدهای (12) می باشد. همه متغیرها بوسیله TA_i,t-1 استاندارد سازی شده اند، دارای های کلی (6) در ابتدای t، می باشند. برای هر شرکت IPO، شماره j ، پارامترهای α_0j وα_1j خارج از نمونه از یک مقعطع از همه همتاهای کد SIC دور رقبمی خود که دارایی ویژه در آن سال تولید نمی کنند، برآورد می شوند.

در این نسخه از مدل جونز (1991)، متغیر وابسته ، تنها اقلام تعهدی سرمایه در گردش («جاری») تعریف شده به صورت اقلام تعهدی است که بر دارایی ها و بدهی های جاری تاثیر می گذارد. این مدل، یک کنترل نمونه برای یک متغیر تاثیر گذار بر نیازهای سرمایه در گردش نرمال (تغییر فروش) پیاده سازی می کند و تغییرات دیگر در سرمایه در گردش را به مدیریت سود نسبت می دهد [17]. بنابراین، اقلام تعهدی جاری اختیاری DCA_j,t از شرکت j آن IPO در سال t ، به صورت زیر محاسبه می شوند:

 

که در آن ΔAR_j,t، تغییر اقلام تعهدی دریافتنی برای شرکت j در سال t، استاندارد سازی شده بوسیله دارایی های کل در ابتدای t هستند. اگرچه این رویکرد برای تخمین اقلام تعهدی اختیاری مشهور است، اما چندین مسئله با بکار گیری آن در یک سال IPO وجود دارد که آنها را در زیر به بحث می گذاریم، [18]

1.3. اعتبار مندی اندازه اقلام تعهدی «اختیاری»

TWW، شرکت ها را به چارک های مدیریت سود (که از اکنون به آنها چارک های EM می گوییم)، براساس تخمین های DCA علامت دار برای سال حاوی IPO، تقسیم بندی می کند. چارک کوچکترین تخمین های DCA با «محافظه کارانه» در حسابداری برچسب می خورد و بزرگترین با «حجومی» برچسب می خورد. TWW در جدول 2 ، تابلوی B خود، گزارش می دهد که شرکت های درون چارک EM شماره 1، DCA های میانگین (میانه) -24.33% (-14.93%) از دارایی های کل آغازین خود در مقایسه با 92/53+ % (76/39%+) از دارایی های کل برای چارک EM شماره 4 دارند.

این برآوردها برای نمایش معتبر تورم سودها، بسیار بزرگ هستند. فرصت طلبی مدیریتی نیاز به یک چارک از همه شرکت های IPO دارد تا داراریی های «فعلی» بیش از 50% از دارایی های کل را به طور میانگین، تورم دهند. نیازبه یک اضافه ارزیابی بسیار بزرگ از دارایی های سرمایه در گردش واقعی، مانند موجودی ها و حساب های دریافتنی یا تقلب در وجود یک کمیت یا میزان بسیار بزرگ دارند. دارایی های سرمایه در گردش، مانند موجودی ها و حساب های دریافتنی از جمله آسانترین اقلام قابل تایید بر ترازنامه از نظر هر دوی وجود و اعتباریابی GAAP می باشند، بنابراین، چنین ناهمخوانی بزرگ برای یک چهارم از همه شرکت های IPO برای متمایز سازی حسابرسان داخلی و بیرونی آنها، دشوار می باشد. علاوه بر آن، متورم کردن سودها به اندازه 50% دارایی کل، ROA (سود قبل از بهره به صورت درصدی از دارایی کلی ابتدایی) را به اندازه آن درصد افزایش می دهد و تقریباً بطور قطع، توسط تحلیلگران و سرمایه گذاران این موضوع کشف و مشاهده می شود.

علاوه بر آن، اگر اقلام تعهدی اختیاری برآورد شده، مدیریت سود را نشان دهند، بنابراین مشخص نیست که چرا 25% از همه شرکت های IPO که در چارک EM شماره 1 قرار دارند، دسود خود را به اندازه میانگین تقریباً 25% از دارایی های کل خود، «کم بیان» می کنند (و بنابراین به طور معادل ROA خود را کاهش می دهند). در اینجا نیز، بنظر نمی رسد معتبر باشد که چنین مقدار زیاد مدیریت سود، اگر رخ داده باشد، کشف نشده و دیده نشده، باقی بماند. علاوه بر آن، سازگار کردن آزادانه مدیران در «مدیریت» سود به سمت پایین بوسیله این اندازه با برداشت عقلانی یا توسط فرضیه تورم سود خود TWW (1998 ب، صفحه 1936)، دشوار است.

نتیجه گیری می کنیم که اندازه تخمین TWW از اقلام تعهدی جاری اختیاری، بخصوص در چارک های DCA «هجومی» و «محافظه کارانه» برای نمایش معتبر مدیریت سود، بسیار بزرگ است. در بخش های بعدی، دلایل اینکه چرا تخمین های DCA غیرمعتبر هستند و می توانند چنین نتایج غیرمحتمل را تولید می کنند، را توضیح می دهیم.

 

2.3. مسائل در تخمین اقلام تعهدی جاری اختیاری در سال IPO

TWW بر اقلام تعهدی جاری در سال IPO، تاکید دارد. اینها بوسیله تغییرات سرمایه در گردش از آخرین انتهای سال قبل از IPO تا اولین انتهای سال پس از IPO، تعیین می شوند. اگر یک شرکت در 20 اکتبر 1992، دولتی شود، اقلام تعهدی جاری بوسیله تغییرات سرمایه در گردش بین 31 دسامبر 1991 و 31 دسامبر 1992، تعیین می شوند. تخمین مولفه «اختیاری» اقلام تعهدی فعلی بخصوص در سال IPO چالش برانگیز است که این بخاطر تغییرات غیرمعمول زیاد در سرمایه در گردش است که در IPO ها به دلایل غیر از مدیریت سود، رخ می دهند. تغییرات «غیراختیاری» در سرمایه در گردش از دو عامل (دارای اشتراک) بوجود می آید.

یک عامل، رشد نامعمول در تولید و فروش و بنابراین در سطح سرمایه در گردش بهینه است، که شرکت های IPO معمولاً تجربه می کنند. افزایش موجودی بهینه، حساب های دریافتنی، پیش پرداخت ها و دیگر دارایی های جاری، محتمل هستند. رشد مکانیکی یا مکانیزمی باعث بوجود آمدن اقلام تعهدی مثبت «افزایش دهنده درآمد می شوند، مستقل از اینکه آیا اقلام تعهدی از ترازنامه های متوالی محاسبه می شوند یا خیر (بخاطر اینکه دارایی های سرمایه در گردش غیرنقدی افزایش می یابند) یا مستقیماً از صورت های جریان نقدی گرفته می شوند (بخاطر اینکه افزایش سرمایه در گردش، جریان نقدی در گردش را کاهش می دهند نه سودها را). اقلام تعهدی به هر صورت که برآورد شوند، می توانند یک ظاهر کاذب از مدیریت سود افزایش دهنده درآمد، تولید کنند. می توان بحث کرد که این رشد بر مولفه اختیاری اقلام تعهدی جاری که تغییر فروش را کنترل نمی کند، تاثیر نمی گذارد. اما، TWW تغییر فروش «منهای تغییر در حساب های دریافتنی» را کنترل می کند [به معادله (5) مراجعه نمایید] که این نیز با هرگونه سرمایه گذاری در اقدامات IPO در عملیات ها، رشد خواهد کرد. کسر کردن تغییر حساب های دریافتنی، یک اثر مکانیکی رشد بر براوردهای اقلام تعهدی اختیاری را تضمین می کند. فیرفیلد و همکاران (2003) نشان می دهند که اقلام تعهدی با بطور کلی رشد شرکت ها، همبستگی دارند، اما رشد زیاد نامعمول مرتبط با IPO ها نیاز به توجه نامعمول دارد.

عامل دومی که باعث می شود محیط IPO را نامعمول سازد این است که قبل از دریافت تشریفات IPO، شرکت هایی که دولتی می شوند بطور میانگین، منابع محدود شده اند و بنابراین از سطوح سرمایه در گردش غیربهینه در گردش، رنج می برند. هر گونه استفاده از تشریفات IPO برای تقویت سرمایه در گردش (بجز نقدی) احتمالاً به صورت کاذب به صورت مدیریت سود افزایش دهنده درآمد شناسایی می شود، حتی بعد از کنترل کردن رشد فروش [19]. اگر یک شرکت بر تشریفات IPO در حساب های دریافتنی، موجودی یا هر گونه دارایی جاری غیرنقدی دیگر در سال IPO، سرمایه گذاری کند آنگاه اقلام تعهدی فعلی آن برای آن سال مثبت خواهد شد، صرفنظر از اینکه آیا اقلام تعهدی از ترازنامه های بعدی یا از صورت های جریان نقدی، محاسبه می شوند یا خیر. کنترل کردن رشد فروش از ظاهر شدن مدیریت سود جلوگیری نمی کند، مگر در این مورد غیرمحتمل که کم سرمایه گذاری قبل از IPO در سرمایه در گردش، کاملاً با رشد فروش سال IPO، همبستگی داشته باشد [20]. اقلام تعهدی فعلی از این دست، هیچ ارتباطی با دستکاری مدیریتی ندارد، اما قطعاً بازگو کننده تصمیم شرکت برای سرمایه ذاری بر مقداری تشریفات IPO در فعالیت های اجرایی می باشد.

رشد غیرمعمول زیاد و استفاده از تشریفات IPO برای تنظیم سرمایه در گردش می تواند اندازه نامعمول برآوردهای اقلام تعهدی جاری اختیاری TWW را توجیه کند. بنابراین، رشد دارایی های کل و تغییرات اقلام سرمایه در گردش برای نمونه TWW را بررسی می کنیم [21]. ما 13 شرکت را که نمی توانند با نسخه 2005 مربوط به COMPUSTAT را براساس تطابق های ارائه شده در پایگاه داده ادغام شده CRSP-COMPUSTAT حذف می کنیم و دو شرکت بدون داده های COMPUSTAT در سال IPO را حذف می کنیم [22]. توزیع اقلام تعهدی اختیاری برای 1634 شرکت باقیمانده با 1649 عدد IPO از TWW، بسیار مشابه است.

تابلوی A از جدول 5، میانگین و میانه های تغییرات IPO-سال در دارایی های کل و تغییرات اقلام سرمایه در گردش تولید کننده اقلام تعهدی در نمونه TWW، مرتب شده در چارک های EM را نشان می دهد. شرکت هایی که در بالاترین چارک EM قرار دارند، دارایی کل میانگین (میانه) خود را به اندازه عدد هنگفت 275% (167%) در سال IPO بیشتر از هر چارک EM دیگر، افزایش می دهند. [23]. این فرضیه صفر که بالاترین چارک EM رشد دارایی یکسان با سه چارک دیگر دارد در سطح معناداری 1% رد می شود.

تغییرات مولفه های سرمایه در گردش نیز افشا کننده می باشند. شرکت هایی که در بالاترین چارک EM قرار دارند، حساب های دریافتنی خود را در سال IPO بطور میانگین به اندازه 57/47% از دارایی های کل قبل از IPO، افزایش می دهند، حتی اگر اقلام دریافتنی میانگین قبل از IPO تنها 44/30% از کل باشد. موجودی آنها بطور میانگین به اندازه 86/31% از دارایی های کل قبل از IPO افزایش می یابد، حتی اگر موجودی تنها 32/24% از مقدار کل قبل از IPO باشد. این افزایش موجودی و حساب های دریافتنی در صورت های مالی به صورت مولفه های اقلام تعهدی جاری (سرمایه در گردش)، ظاهر می شوند. تشریفات TWW، افزایش ها را به صورت اقلام تعهدی «اختیاری» که نشان دهنده مدیریت سود است، تفسیر می کند، مگر اینکه با افزایش متناسب هنگفت فروش سال IPO، همراه باشند [24]. این را معتبر نمی بینیم که، از طریق سیاست های حسابداری «هجومی»، این چارک از شرکت ها بتوانند حساب های دریافتنی و موجودی خود را به چنین اندازه ای، تورم دهند.

اندازه اقلام تعهدی سرمایه در گردش «اختیاری» محاسبه شده توسط TWW از 100% از دارایی کل برای 44 شرکت، فراتر می رود. به این دلیل برای شامل کردن مدیریت سود، یک اضافه بیان بسیار هنگفت دارایی های جاری و یا کم بیان بدهی های جاری، لازم است. این برخلاف درک شهودی است که یک اضافه بیان سود و همچنین سرمایه در گردش با این اندازه بتواند رخ بدهد و توسط حسابرسان، هیئت مدیره، تحلیلگران، سرمایه گذاران، نشریات، وکیلان، قانون گذاران و دیگر ناظران، کشف نشده باقی بماند.

تابلوی B از جدول 5، میانگین و میانه نرخ های رشد سال IPO در تک تک مولفه های سرمایه در گردش، بیان شده به صورت درصدی از سطوح قبل از IPO خود را نشان می دهد. نرخ رشد تنها برای شرکت های دارای مقادیر قبل از IPO غیر صفر (درصد چنین شرکت هایی گزارش شده)، محاسبه می شود. تعجب آور نیست که شرکت های TWW، در دسته هجومی ترین گزارشگران ، بالاترین افزایش سال IPO در دارایی های سرمایه در گردش دارند. اندازه و بزرگی آن تعجب برانگیز است. حساب های دریافتنی میانگین (میانه) آنها به اندازه 600% (103%) در سال IPO رشد می کند. موجودی میانگین آنها به اندازه 160% (میانه 99%) افزایش می یابد و دیگر دارایی های جاری آنها به اندازه 333% (میانه 133%) رشد می کند. رشد دارایی های سرمایه در گردش به میزان قابل توجهی برای دیگر چارک های EM کمتر است، اما با این حال بسیار زیاد است.

رشد هنگفت دارایی های سرمایه در گردش برای چارک EM چهارم، بنظر می رسد به احتمال بیشتر از سرمایه گذاری بهینه در دارایی های سرمایه در گردش حاصل شده باشد نه از گزارشگری مالی هجومی. گزارشگری نادرست اقلام سرمایه در گردش بوسیله چنین رقم بزرگی نیاز به تقلب در مقیاس بزرگ دارد و به آسانی قابل شناسایی است. یکی از توجیه های معتبرتر این است که شرکت های IPO در نرخ نامعمول رشد می کنند و در تشریفات IPO در سرمایه در گردش، سرمایه گذاری می کنند.

بدهی های سرمایه در گردش برای چهارک EM اول، افزایش میانگین اساسی را نشان می دهد: 159% برای حساب های پرداختنی، 1090% برای مالیات های قابل پرداخت و 340% برای دیگر بدهی های جاری. این افزایش ها معمولاً برای چارک های دیگر، بیشتر است و گویای آن است که شرکت ها تقسیم بندی شده توسط TWW به عنوان گزارشگران محافظه کار، رشد خود را تا حدی از طریق افزایش قرض های کوتاه مدت، شاید در پاسخ به یک رتبه اعتباری بهبود یافته با IPO، تامین مالی می کنند.

برای تایید این نکته، تابلوی C از جدول 5، تک تک مولفه های اقلام تعهدی جاری را برای ده شرکت در هر طرف از معیار اقلام تعهدی اختیاری TWW ، نشان می دهد. اکثراً تغییر نامعمول زیاد دارایی فعلی یا بدهی فعلی را نشان می دهند. شرکت های دسته بندی شده توسط TWW در دسته مدیران سود بسیار «هجومی» عمدتاً شرکت هایی هستند که به صورت هجومی ، دارایی فعلی خود را در سال IPO، رشد می دهند که شاید این بخاطر دریافت تشریفات IPO باشد. در شرکتی که بزرگترین دو اقلام تعهدی اختیاری براورد شده را دارد (permnos 78018  و 77245)، موجودی به اندازه 302% و 425% از دارایی کل، افزایش یافته است. قرار دادن چنین شرکت هایی در دسته «تورم سازهای هجومی» نه شرکت های هجوماً در حال رشد، نامناسب بنظر می رسد. این احتمال وجود دارد که شرکت های IPO وجود موجودی (یا اضافه ارزش) را با اندازه ضریب 3 یا 4 برابر را تقلب می کنند [25].

تابلوی C همچنین نشان می دهد که در سال IPO، شرکت های قرار داده شده در دسته مدیران سود فوق العاده «محافظه کار» توسط TWW، به صورت هجومی تامین مالی خود را از طریق بدهی های جاری، رشد می دهند. شرکت دارای برآورد DCA منفی (permno 77913)، حساب های پرداختنی خود و دیگر بدهی های جاری خود را به اندازه 169 و 114 درصد از دارای های کل خود، افزایش می دهند.

 

3.3. خطا در برآورد اقلام تعهدی جاری اختیاری از داده های ترازنامه

هریبار و کالینز (2002) نشان می دهند که اقلام تعهدی (سرمایه در گردش) جاری سودار می شوند هنگامی که از تغییرات داده های ترازنامه، براورد شوند. این سوگیری در اطراف رویدادهای تامین مالی عمده ، بزرگتر هستند زیرا این شرکت ها معمولاً خرید (شرکت) ها یا سرمایه زدایی دارند که بر اعداد ترازنامه های متوالی تاثیر می گذارند. در نمونه TWW IPO، COMPUSTAT (در پانویس سالانه 1)، 7/16% از شرکت ها را به عنوان  شرکت هایی که دارای اکتساب یا سرمایه برداری در سال IPO، شناسایی می کند.

برای درک مقدار خطایی که این مورد در نتایج TWW وارد می کند، برآوردهای اقلام تعهدی جاری اختیاری را از تغییرات ترازنامه با داده های صورت گردش نقدی، مقایسه می کنیم. داده های صورت جریان نقدی آمریکا، تنها از سال 1987، برای 478 شرکت مهیا می باشند که 462 شرکت از آن، داده های کافی دارند. در ابتدا، تخمین های TWW از اقلام تعهدی جاری اختیاری از تغییرات ترازنامه را تکرار می کنیم و سپس مجدد از داده های صورت جریان نقدی، مجدداً براورد می کنیم [26]. مقایسه دو برآورد، دیدگاهی در مورد خطای بوجود آمده با استفاده از تغییرات ترازنامه را فراهم می کند. در نتایج گزارش نشده، همبستگی بین براوردهای DCA در مورد پایگاه داده TWW و تکرار آنها، 84/0 می باشد. این همبستگی تا 23/0 کاهش می یابد، هنگامی که DCA ها از داده های صورت جریان نقدی برآورد می شوند.

 

جدول 6. اقلام تعهدی جاری اختیاری در نمونه TWW آمریکا، برآورد شده از ترازنامه های متوالی برحسب صورت های جریان نقدی

	میانگین	میانه	میانگین	میانه	میانگین	میانه
1	16.6	12.7	7.6	8.2	9.0+	4.3+
2	1.0	1.0	1.8	0.5	0.8	0.4
3	8.7	9.0	9.1	9.6	0.3	0.7
4	49.3	39.5	42.3	35.0	7.0+	0.7

 

این جدول، تفاضل های میانگین و میانه در اقلام تعهدی جاری اختیاری برآورد شده با استفاده از تغییرات ترازنامه ای و برآورد شده با استفاده از داده های صورت جریان نقدی را گزارش می دهد. این جدول تکرار برآوردهای جریان های نقدی اختیاری TWW با استفاده از اقلام تعهدی جاری محاسبه شده از تغییرات ترازنامه و برآورد ما از اقلام تعهدی جاری اختیاری با استفاده از اقلام تعهدی جاری گزارش شده در صورت های جریان نقدی را گزارش می دهد. همچنین این جدول، تفاوت اقلام تعهدی اختیاری بدست آمده با استفاده از تغییرات ترازنامه و بدست آمده با استفاده از داده های صورت جریان نقدی را گزارش می ده. در رگرسیون هایی که پارامترهای مدل جونز را تخمین می زنند، مشاهدات حاد و انتهایی در سطوح 1% و 99% برش می خورند. این نمونه شامل 462 شرکت IPO از نمونه TWW (1998) است که داده هایی برای تخمین اقلام تعهدی اختیاری با استفاده از داده های صورت جریان نقدی داشته است.

+ معنادار در سطح 5% یا بهتر براساس آزمون های تی برای میانگین ها و براساس آزمون های رتبه ویلکوکسون برای میانه ها.

الف. چارک 1، نشان دهنده شرکت هایی است که توسط TWW در دسته شرکت هایی قرار داده شده که دارای بیشترین سود محافظه کارانه است و چارک 4، دارای بیشترین سود اضافه بیان شده است.

 

علاوه بر آن، چارک های EM از 177 شرکت از 462 شرکت تغییر می یابد اگر اقلام تعهدی از صورت های جریان نقدی بجای ترازنامه ها سنجش شوند. به بیان دیگر، برای یک سوم از نمونه، دسته بندی مدیریت سود به منبع داده ها برای اقلام تعهدی بستگی دارد.

جدول 6، میانگین و میانه اقلام تعهدی جاری اختیاری TWW ، برآورد شده توسط ما با استفاده از داده های تغییرات ترازنامه در ستون (1) و مجدداً برآورد شده با استفاده از داده های صورت جریان نقدی در ستون (2) را گزارش می دهد. تفاوت بین تخمین ها در ستون (3) گزارش شده اند. برای هر دوی چارک های «محافظه کار» و «هجومی»، میانگین اقلام تعهدی جاری اختیاری، از نظر اقتصادی و آماری، از نظر اندازه کمتر است هنگامی که از صورت های جریان نقدی برآورد شود: 9% از دارایی های کل بالاتر برای ظاهراً محافظه کارترین گزارشگران و 7% کمتر برای ظاهراً هجومی ترین ها می باشد. تفاوت میانه ها، علامت یکسان دارند، اما از نظر اندازه کمتر هستند و برای تنها کمترین چارک مدیریت سود، معنادار می باشند.

تفاضل بین تخمین های ترازنامه ای و جریان نقدی در مورد اقلام تعهدی بیانگر آن است که چارک های انتهایی EM در TWW، به احتمال بیشتر شامل شرکت هایی است که در معاملات سال IPO نسبتاً زیاد، مانند خرید شرکت و سرمایه برداری، مشارکت می کنند. همانگونه که توسط هریبار و کالینز (2002) اشاره شده، این تراکنش ها بر حساب های سرمایه در گردش ترازنامه تاثیر می گذارند، اما به صورت اقلام تعهدی در صورت های گردش مالی گزارش داده نمی شوند.

 

4.3. استفاده از دارایی های کل قبل از IPO به عنوان یک ضدتورم کننده

مقادیر اندک کاهنده تورم، دارایی های کل قبل از IPO، منبع دیگری از مقادیر انتهایی تخمین های اقلام تعهدی اختیاری TWW می باشند. پایین ترین مقدار نمونه برای دارایی های کل قبل از IPO، تنها 93000 دلار است و تقریباً 5% از مقادیر نمونه کمتر از 1 میلیارد دلار می باشند. افزایش های نرمال و مرتبط با IPO در سرمایه در گردش، هنگامی که بوسیله مقادیر اندک کاهنده تورم ، بزرگنمایی شوند، ظاهر اقلام تعهدی اکستریم به خود می گیرند. Permno. 77913، که بزرگترین DCA منفی در نمونه TWW را دارد، موجودی یا حساب های دریافتنی ندارد، اما افزایش سال IPO از صفر تا 249000 دلار در حساب های قابل پرداخت و از 148000 تا 316000 در دیگر بدهی های جاری دارد. این افزایش ها در بدهی های سرمایه در گردش، هنگامی که به اندازه دارایی های کل قبل از IPO به میزان 147000 کاهش تورم داده شوند، به میزان زیادی توجیه کننده TWW تخمینیDCA برابر با 367-% می باشند. بخاطر اینکه، اینها جریان نقدی در گردش را نسبت به سودها کاهش می دهند، بوسیله TWW به عنوان مدیریت سود رو به پایین با اندازه بزرگ، تفسیر می شوند.

مسائل کاهش تورم به تبیین مقادیر بسیار بزرگ مولفه «غیراختیاری» اقلام تعهدی که از متغیرهای کاهش تورم شده در مدل جونز، تخمین زده می شوند، کمک می کنند. Permno. 76249، که دومین DCA منفی را در نمونه TWW دارد، اقلام تعهدی جاری در مجموع 7/31% از دارایی های کل را دارد، اما مولفه «اختیاری» محاسبه شده توسط TWW برای این شرکت، 211-% می باشد. در کل اینها بیان کننده یک براورد برای اقلام تعهدی سرمایه در گردش نرمال «غیراختیاری» است که 7/242 درصد از دارایی های کل است.

بزرگنمایی اقلام تعهدی بخاطر مقادیر اندک کاهنده تورم به توجیه این کمک می کند که چرا بسیاری از شرکت های IPO بنظر می رسد رفتار کاهنده درامد را انتخاب می کنند. جدول 6 آشکار می کنند که چارک پایین مربوط به TWW برای DCA ها، میانگین 6/16-% از دارایی های کل و میانه 7/12-% را دارند که این نسبت به تولید سود نوعی (سود مقیاس بندی شده بوسیله دارایی ها)، بزرگ است. تحت این فرضیه که TWW که مدیران انگیزه تورم دادن سود را دارد تا یک قیمت صدور بالاتر را تامین کنند، پیش بینی می شود که همه شرکت ها در رفتار افزایش دهنده درآمد، مبادرت ورزند [27]. یکی از توجیه های احتمالی برای این پارادوکس این است که این رفتار کاهنده سود انتهایی یا غایی بخاطر تغییرات نرمال یا القا شده با IPO در سرمایه در گردش است که بوسیله مقادیر کم کاهنده تورم، بزرگنمایی شده اند.

 

5.3. سوگیری یا اریبی در برازش مدل اقلام تعهدی به داده های خارج از نمونه

TWW، مدل جونز (4) را به داده های مربوط به شرکت های غیر IPO برازش می کند، سپس مدل برازش شده را برای شرکت های IPO بکار می گیرد تا اقلام تعهدی آنها را به مولفه های «اختیاری» و «غیراختیاری»، تفکیک کنند، همانگونه که در (5) نشان داده شده. تخمین خارج از نمونه، فرض می کند که اقلام تعهدی غیراختیاری مربوط به IPO و شرکت های غیر IPO به صورت یکسان (یعنی، در مدل و پارامترهای مدل یکسان اشتراک دارند)، که غیرمحتمل بنظر می رسد، تعیین می شوند. حساسیت اقلام تعهدی به تغییرات درآمد احتمالاً به سطح یا مرحله یک شرکت در چرخه حیات، بستگی دارد. علاوه بر آن، می توان انتظار داشت که شرکت های IPO رفتار متفاوتی در طی سال IPO داشته باشند: محتمل بنظر می رسد که قبل از IPO منابع محدود باشند و بنابراین در دارایی های سرمایه در گردش خود مانند موجودی ها و حساب های دریافتنی، کمتر سرمایه گذاری کنند و اعتبار تجاری اضافه بهره برداری شده داشته باشند که این به فروش آنها مشروط است. تشریفات IPO، چنین قیدهای منابع را سست می کنند و بنابراین سال IPO، احتمالاً افزایش نسبتاً زیاد در سرمایه در گردش، هم به صورت مشروط و غیرمشروط به فروش از خود نشان دهند. این گویای آن است که هر دوی عرض از مبداء و ضریب تغییر فروش در مدل جونز احتمالاً برای شرکت های IPO نسبت به شرکت های غیر IPO، بزرگتر هستند، حتی در غیاب مدیریت سود [28].

برای بررسی آن، مدل جونز را با استفاده از داده هایی برای همه شرکت های COMPUSTAT در دوره یکسان (1980 تا 1993)، شامل نمونه IPO مجدداً ارزیابی می کنیم و اجازه می دهیم ضرایب بین شرکت های IPO و غیر IPO، تغییر کنند [29]. شرکت های IPO در فقط سال IPO، شامل می شوند تا بر تاثیر آن رویداد بر اقلام تعهدی، تمرکز شود. مدل برآورد شده به صورت زیر است:

سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

که در آن CA_j,t اقلام تعهدی «جاری» سرمایه در گردش است که از تغییرات ترازنامه یا صورت های جریان نقدی برآورد می شوند، ΔSales_j,t، تغییر درآمد مقیاس داده شده بوسیله ابتدای دارایی کلی است و DIPO_j,t، یک متغیر ساختگی برای شناسایی شرکت های IPO است. تعداد سال های IPO افزوده شده به آن پایگاه داده، 1461 است هنگامی که داده های ترازنامه استفاده شوند و 431 است هنگامی که اقلام تعهدی مستقیماً از صورت های جریان نقدی گرفته شوند. ما 1% از مشاهدات در دو انتهای CA_j,t و ΔSales_j,t را حذف می کنیم. رگرسیون برای هر صنعت SIC دو رقمی با حداقل 5 شرکت IPO، و همچنین از داده های تجمعی، تخمین زده می شود. برای رگرسیون های مختص صنعت، آماره های تی از توزیع مقطعی ضرایب صنعت، بدست می آیند. پیش بینی ما این است که α₂ و α₃ مثبت باشند، بخاطر اینکه اقدامات IPO ، قیدهای منابع قبلی را بر می دارند و اجازه افزایش سرمایه در گردش، مشروط یا غیرمشروط به فروش را می دهند.