اعلان سودهای فصلی و نقدشوندگی سهام

نویسندگان

1 استادیار گروه حسابداری دانشگاه بین المللی امام خمینی(ره).

2 کارشناسی ارشد حسابداری، دیوان محاسبات استان آذربایجان غربی.

چکیده

  در این مقاله ، تاثیر اعلان­ سودهای فصلی بر نقدشوندگی سهام بررسی شده است. در این تحقیق، از نسبت مؤثر شکاف بین قیمت عرضه و قیمت تقاضا به عنوان معیار نقدشوندگی بازار استفاده شده است. بر مبنای مدل بازار، میزان نسبت شکاف مؤثر غیرعادی قیمت عرضه و قیمت تقاضا و میانگین غیرعادی انباشته آن، در بازه زمانی 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان و بازه زمانی 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان سود فصلی بررسی شده است. نمونه مورد بررسی شامل 555 مورد اعلان سود فصلی شرکت­ها در طول سال­های1387-1384 است. نتایج حاصل از این تحقیق نشان می­دهد که در طول دوره مورد مطالعه، پس از اعلان­های سود فصلی نقدشوندگی سهام افزایش قابل ملاحظه­ای نداشته است.    

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Earnings Quarterly Announcement and Stock Liquidity

نویسندگان [English]

  • M. H Ghaemi 1
  • M Rahimpour 2
1 Assistant Professor, Imam Khomeini International University.
2 M. A. Accounting, Supreme Audit Court of West Azarbayjan Province.
چکیده [English]

  Earnings quarterly announcements in Tehran Stock Exchange has increased during the past years. We examine the relation between quarterly earnings surprises and stock liquidity. We used effective relative bid ask spread as a proxy for stock liquidity. Based on the market model, this study compared abnormal effective relative bid ask spread and average abnormal effective relative bid ask spread in the period of 20 and 10 days before and after announcement. For a sample of 555 earnings quarterly announcement during 1384-1387 years, we show that stock liquidity has not increased around the earnings quarterly announcements.      

کلیدواژه‌ها [English]

  • Key Word: Liquidity
  • information asymmetry
  • Private Information
  • Earnings Quarterly Announcement

 

شرکت­ها برای آگاه ساختن بازار در مورد عملکرد خود و به منظور رعایت مقررات بازار سرمایه، اطلاعاتی درباره عملکرد مالی خود افشا می­کنند.از انواع این اطلاعات، سودهای فصلی و سود سالیانه است. هدف این تحقیق، سنجش تاثیر اعلان سودهای فصلی بر میزان نقدشوندگی2 سهام است.

یکی از کاربردهای بالقوه اطلاعات منتشره،کاهش شکاف انتظارات سرمایه گذاران، کاهش مزیت اطلاعاتی برخی سرمایه گذاران، و در نتیجه، کاهش اثر عدم تقارن اطلاعاتی روی هزینه سرمایه شرکت است. این استدلال توسط آکرلاف (1970) مطرح شده که عدم­تقارن اطلاعاتی به دلیل گزینش نادرست، هزینه­هایی در معاملات ایجاد می کند. این عاملی برای کاهش در نقدشوندگی بازار و افزایش هزینه سرمایه شرکت است [5] [9]. انتخاب نادرست به وضعیتی اطلاق می شود که در بازار  یک شخص یا گروهی در مبادلات تجاری نسبت به سایر اشخاص یا گروه های دیگردر بازار، دارای مزیت اطلاعاتی هستند[2].

تئوری­های مربوط به افشای شرکت­ها استدلال بر این دارند که افزایش افشای اطلاعات منجر به بهبود نقدشوندگی در بازار خواهد شد. پژوهش­های تجربی، حاکی از این است که اعلان سود، اطلاعات مهمی را به بازار منتقل می­کند که همین عامل باعث واکنش بازار پیرامون افشای سود می­شود. بنابراین، اعلان سود، عدم­تقارن اطلاعاتی در بین مشارکت کنندگان آگاه و ناآگاه در بازار را کاهش می­دهد و با کاهش عدم تقارن اطلاعاتی،حجم مبادلات سهام افزایش می­یابد که اصطلاحاً گفته می شود  نقدشوندگی بازار افزایش یافته است [7] [10] [19].

واکنش حجم مبادلات به اعلان های عمومی، مانند سود، تابع فزاینده ای از دامنه واکنش قیمت و سطح عدم تقارن اطلاعاتی در میان سرمایه گذاران است.وقتی که اطلاعات جدید مانند سودها اعلان می‌شود، سرمایه گذارانی که دارای اطلاعات محرمانه با دقت کمتر هستند، تجدید نظر کمتری در ارزش مورد انتظار سهام خواهند داشت. این تجدید نظرها موجب افزایش حجم مبادلات شده ، بنابراین نقدینگی بازار افزایش می یابد. قدرمطلق تغییرات قیمت و حجم مبادلات، میانگین تغییر در انتظارات سرمایه گذاران را منعکس می نماید  [13]. برخی از عوامل مربوط به نقد شوندگی، سهام: شامل تعداد سهام معامله شده در روز، تعداد شرکت های معامله شده در روز، ارزش سهام معامله شده روزانه ، درصد حجم کل معامله به کل ارزش بازار  و تعداد خریداران و دفعات خرید است  [4]. اخیراً یکی از معیارهای نقد شوندگی سهام، تفاوت قیمت پیشنهادی خرید و فروش (معیار عدم تقارن اطلاعاتی) تحقیقات زیادی را به خود اختصاص داده است. زمانی که عدم تقارن اطلاعاتی در رابطه با سهام یک شرکت افزایش می‌یابد، ارزش ذاتی آن با ارزشی که سرمایه گذاران در بازار سرمایه برای سهام مورد نظر قائل می‌شوند، متفاوت خواهد بود. در نتیجه، ارزش واقعی سهام شرکت با ارزش مورد انتظار تفاوت خواهد داشت [14].

 بنابراین، وجود عدم تقارن اطلاعاتی در بازار سرمایه، سرمایه افراد عادی در این بازارها را به مخاطره می‌اندازد و باعث می‌شود مشارکت کنندگان در بازار کمتر به مبادله بپردازند [8].در این تحقیق، به بررسی نقدشوندگی بازار پیرامون اعلان­های سود فصلی پرداخته شده است.

 

عدم تقارن اطلاعاتی و نقد­شوندگی بازار

بازارهای مالی کارا، انتقال روان پول را از کسانی که پس انداز دارند، به کسانی که دارای فرصت های سرمایه گذاری سودآور هستند، تسهیل می‌نماید. چنین بازارهایی بیانگر سطح بالایی از حجم مبادله و مشارکت بالای بازار است. در چنین بازارهایی سرمایه‌گذاران چون متقاعد شده اند که قیمت های اوراق بهادار به‌طور معقولی کارآ (منصفانه) است، وارد مبادله می شوند و بنابراین، حجم مبادلات در بازار به‌واسطه نبود ریسک اطلاعات افزایش می یابد ،که به آن افزایش نقدشوندگی بازار می گویند [8].

حجم مبادلات- همچنان که در مقالات زیادی اشاره شده است- می­تواند انعکاسی از تفاوت های میان فرآیند قیمت گذاری سهام توسط سرمایه گذاران باشد. ریشه این تفاوت ها، ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی است؛ یعنی زمانی که سرمایه گذاران دارای اطلاعات ویژه با کیفیت متفاوت هستند [18]. این عدم تقارن اطلاعاتی که ناشی از وجود سرمایه گذارانی است که دارای اطلاعات محرمانه هستند، هزینه هایی را از طریق انتخاب نادرست در مبادلات میان خریداران و فروشندگان سهام شرکت به‌وجود می آورد که این انتخاب نادرست، کاهش سطح نقدشوندگی برای سهام شرکت ها را نشان می دهد [14].

بنابراین، کیفیت اطلاعات، مانند گزارش­های مالی، به‌صورتی آشکار برای نقدشوندگی بازار سرمایه مهم است. افشای عمومی به‌طور تقریبی، عدم تقارن اطلاعاتی میان مبادله کنندگان را کاهش می‌دهد. احتمال افزایش نقدشوندگی سرمایه مبادله کنندگان می تواند به‌طور مؤثری به‌واسطه اجرای مبادله سهام، وقتی که آنها تمایل به مبادله با یک هزینه معقول را داشته باشند، افزایش یابد. این افزایش نقدینگی نیز باعث کاهش هزینه سرمایه شرکت می شود [6].

 

پیشینه تحقیق

قائمی و وطن پرست (1384)،  نقش اطلاعات حسابداری در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی نمودند. نتایج نشان می‌دهد عدم تقارن اطلاعاتی قبل از اعلان سود برآوردی تشدید می‌شود، ولی پس از اعلان کاهش می یابد و این بیانگر محتوای اطلاعاتی اعلان سودهای برآوردی است [1].

ایزدی نیا و رسائیان (1389) در تحقیق خود مبنی بر پراکندگی مالکیت و نقدشوندگی سهام، به این نکته دست یافتند که بین نقد شوندگی سهام که معیار آن اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام ، و پراکندگی مالکیت که معیار آن درصد مالکیت بلوکی سهام است، رابطه معناداری وجود ندارد [3].

 

گلاستن و هریس (1988) نیز دریافتند که هزینه انتخاب نادرست به طور مستقیم با سطح عدم تقارن اطلاعاتی در بازار سرمایه مرتبط است. به دنبال آنها، ستال (1989) شواهدی را فراهم آورد مبنی بر اینکه 43 درصد از دامنه قیمت پیشنهادی خرید و فروش به دلیل وجود اطلاعات نامطلوب در بازار است [11] [17].

هیلی و همکاران (1999) نشان دادند، شرکت‌هایی که به‌طور مستمر میزان افشای اطلاعات را افزایش می دهند، باعث کاهش دامنه قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهامشان در بازار می‌شوند. البته، آنها این افزایش افشا را در مورد افشاهای اختیاری بررسی نموده­اند [12].

هفلین (2001) نیز به این نکته اشاره می‌کند که کیفیت اطلاعات برای نقدینگی بازار مهم است. افشای حسابداری به عنوان وسیله کاهش دهنده عدم تقارن اطلاعاتی در میان مبادله کنندگان و به عنوان افزایش دهنده توانایی مبادله گران سهام برای اجرای مؤثر دادوستد سهام در هنگام نیاز و با هزینه‌های معقول در نظرگرفته می‌شود [13].

سان پایندر(2003) رابطه منفی میان حجم مبادلات و دامنه قیمت پیشنهادی خرید و فروش را گزارش نمود. او نشان داد درحالی‌که دامنه قیمت پیشنهادی خرید و فروش تحت تاثیر مبادله است، سطح فعالیت مبادله نیز همزمان تحت تاثیر اندازه دامنه قیمت پیشنهادی خرید و فروش خواهد بود [15].

وارن بیلی و همکاران (2006)  نشان دادند با افزایش گزارشگری مالی احتمال جذب سرمایه گذاران بیشتر می‌شود، چرا که آنها نسبت به مبادله سهام با قیمت‌های منصفانه اطمینان بیشتری پیدا خواهند کرد و این عاملی در جهت افزایش میزان مبادلات در بازار سرمایه خواهد شد که اصطلاحاً به آن افزایش نقدینگی بازار سرمایه گفته می شود[18].

همچنین استفان براون و هیلیجیست، (2008) به این اشاره می‌کنند که هرچه کیفیت گزارشگری مالی بیشتر  باشد، عدم تقارن اطلاعاتی کاهش و حجم مبادلات سهام افزایش می یابد [16].

 

روش شناسی

تحقیق جاری دارای ماهیت توصیفی و از نوع مطالعه رویدادی[1] بوده و برای تحقق هدف اصلی تحقیق فرضیه هایی به شرح زیر در نظر گرفته شده است:

فرضیه اصلی اول: اعلان سودهای فصلی نقدشوندگی سهام  را افزایش می­دهد.

فرضیه اصلی دوم: اعلان سودهای فصلی حاوی خبر خوب ،نقدشوندگی سهام بازار را در مقایسه با اعلان سودهای فصلی حاوی خبر بد، بیشتر افزایش می‌دهد.

 

جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری شامل کلیهء موارد اعلان سودهای فصلی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که از اول سال 1384 تا پایان خرداد ماه سال 1387 بوده است، که از میان  جامعه آماری مواردی که واجد شرایط لازم برای انجام تحقیق بوده­اند، به عنوان نمونه انتخاب شده اند. شرایط لازم برای انتخاب نمونه­ها عبارت است از:

1-تاریخ اعلان سود؛ یعنی تاریخ اطلاعیه صورت سود و زیان فصلی، مشخص باشد.

2-برای هر مورد اعلان آمار معاملات روزانه (شامل قیمت سهام، حجم مبادلات سهام و نوسانهای قیمت سهام) مربوطه برای 20 روز قبل تا 20 روز بعد از اعلان (یعنی 41 روز) موجود باشد.

3-برای هر مورد اعلان اطلاعات مربوط به قیمت پیشنهادی برای فروش، حجم پیشنهادی برای فروش، قیمت پیشنهادی برای خرید و حجم پیشنهادی برای خرید در ساعت 11 صبح موجود باشد.

4-برای هر مورد اعلان که آمار معاملات روزانه مربوطه در این 41 روز دارای وقفه بوده، وقفه‌های روزانه در دوره رویداد بیش از 30 روز نباشد.

با توجه به محدودیت­های مطرح شده، تعداد 555 مورد اعلان سود فصلی که مربوط به 157 شرکت است، به عنوان نمونه تحقیق بررسی شدند.

 

 

 

متغیرها

در ادبیات اقتصادی و مالی شاخص­های گوناگونی برای نقدشوندگی بازار مطرح است که در این پژوهش از نسبت مؤثر شکاف بین قیمت عرضه و قیمت تقاضا به عنوان معیار نقدشوندگی بازار استفاده شده که محاسبه آن از فرمول مورد استفاده هیلی و همکاران (1999) انجام شده است:  [12]

 (1)

 

(2)

 

Priceit  آخرین قیمت معاملاتی سهام i در زمان t، Midit  متوسط قیمت عرضه (Ask) و تقاضای (Bid) سهام i در زمان t است.

پس از محاسبه ERS برای هریک از روزهای بازه زمانی 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان برای هریک از اعلان­ها، از  مفهوم مدل بازار برای محاسبه نسبت شکاف مؤثر غیرعادی قیمت عرضه و تقاضا[2] (AERS) استفاده شده است. در مدل بازار، ابتدا معادله زیر در طول دوره [20- و220-] برآورد می‌گردد:

 (3)     

RitttRmtit

  Ritبازده سهام i  در زمان t و Rmt عبارت است از بازده بازار در زمان t.

سپس با توجه به ضرایب به دست آمده، بازده مورد انتظار  به صورت زیر محاسبه می شود:

(4)

E(rit)= αttRmt

سپس می‌توان بازده غیر عادی برای هر سهم را به صورت زیر محاسبه نمود:

(5)

ARit=Rit-E(rit)

در تحقیق حاضر نیز از مفهوم مدل بازار استفاده شده است؛ با این تفاوت که برای محاسبه نسبت شکاف مؤثر غیرعادی قیمت عرضه و تقاضا از معادله زیر در طول دوره [20- و220-] استفاده شده است:

(6)

 

سپس محاسبه نسبت غیرعادی شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضا  به صورت زیر محاسبه شده است:                                 

(7)

AERSit = ERSit – E(ERSit)

 

میانگین غیرعادی شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضا[3] (AAERS) و میانگین غیرعادی انباشته شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضا[4]  (CAERS) به صورت زیر محاسبه  و برای معنادار بودن CAERS از آزمون t استیودنت استفاده شده است :

 (8)

 

(9)

 

 

و برای معنادار بودن CAERS آماره t به صورت زیر برآورد شده است:

 (10)

 

S انحراف معیار نسبت شکاف مؤثر غیرعادی قیمت عرضه و تقاضا (AERS)، n تعداد روزها، X,Y محدوده زمانی مورد بررسی را نشان می­دهد؛ مثلاً 10 روز قبل از اعلان (X) تا 10 روز بعد از اعلان (Y) ، این فاصله زمانی شامل 21 روز است.

 

آزمون فرضیه اول

برای آزمون فرضیه اول، ابتدا معناداری CAERS برای 20 روز قبل و بعد از اعلان بررسی شده است. برای آزمون معنادار بودن تغییرات AAERS بعد از اعلان نسبت به قبل از اعلان، از آزمون برابری میانگین­ها  و آزمون t استیودنت استفاده شده است. استفاده از آماره t مستلزم بررسی برابری واریانس‌هاست، و برای بررسی آن از آزمون لوین[5] استفاده شده است. فرضیه های آماری به صورت زیر است :

 

خطای استاندارد در این حالت، تحت تاثیرفرض تساوی و عدم تساوی واریانس دو جامعه متفاوت خواهد بود؛ به طوری که اگر  باشد، آماره آزمون با درجه آزادی  n1+n2-2    عبارت است از :

 

و

 

ولی اگر  برقرار باشد، آماره آزمون عبارت است از :

 

آماره آزمون در این حالت دارای درجه آزادی بر اساس رابطه زیر خواهد بود:

 

پس از محاسبه آماره های فوق و بررسی معناداری آنها ، برای پذیرش فرضیه ها باید حد بالا و حد پایین حاصل شده از نرم افزار SPSS هم علامت باشند؛ در غیر این صورت فرضیه ها رد می شوند.

 

آزمون فرضیه دوم

برای آزمون فرضیه دوم، ابتدا اعلان های حاوی خبر خوب و بد از هم تفکیک شده است. برای تعیین اعلان های خوب و بد از رابطه زیر استفاده شده است:

(11)

 

 

(12)

 

 : رشد سود خالص بودجه شده برای سال t؛

 :سود خالص پیش­بینی شده برای سال t؛

Et-1 : سود خالص واقعی برای سال t-1؛

 :رشد سود فصل Q سال t؛

EQ,t:سود فصل Q در سال t؛

EQ,t-1 :سود فصل Q در سال t-1.

چنانچه رشد سود فصل Q سال t برابر یا بیشتر از رشد بودجه شده برای سال t باشد، اعلان سود فصلی جزو اعلان­های خوب و در غیر این صورت جزو اعلان­های بد  قرار می­گیرد.

سپس آزمون های آماری اجرا شده برای فرضیه اول برای هریک از اعلان های خوب و بد انجام شده است.

 

تجزیه و تحلیل داده­ها

در نگاره .1 آماره توصیفی که حاوی مقادیر نسبت مؤثر شکاف بین قیمت عرضه و قیمت تقاضا (ERS) برای اعلان های سود فصلی است، ارائه شده است.

 


نگاره .1. آمار توصیفی مربوط بهنسبت مؤثر شکاف بین قیمت عرضه و قیمت تقاضا(ERS)

پنجره رویداد(تعداد روز)

بعد از اعلان

قبل از اعلان

میانگین

انحراف معیار

میانه

میانگین

انحراف معیار

میانه

20

056/0

085/0

017/0

059/0

120/0

018/0

19

069/0

123/0

016/0

073/0

187/0

017/0

18

066/0

111/0

017/0

053/0

080/0

019/0

17

066/0

111/0

018/0

074/0

128/0

019/0

16

046/0

053/0

016/0

091/0

194/0

017/0

15

047/0

065/0

017/0

069/0

132/0

019/0

14

063/0

127/0

017/0

065/0

135/0

018/0

13

045/0

073/0

018/0

075/0

156/0

019/0

12

053/0

075/0

017/0

056/0

111/0

020/0

11

063/0

118/0

017/0

057/0

109/0

018/0

10

047/0

060/0

018/0

053/0

072/0

017/0

9

045/0

066/0

016/0

062/0

106/0

016/0

8

059/0

094/0

018/0

074/0

149/0

019/0

7

060/0

102/0

018/0

061/0

114/0

020/0

6

062/0

105/0

022/0

057/0

099/0

021/0

5

064/0

097/0

019/0

066/0

122/0

018/0

4

060/0

109/0

017/0

048/0

070/0

014/0

3

061/0

081/0

019/0

064/0

107/0

018/0

2

061/0

110/0

020/0

061/0

113/0

017/0

1

064/0

093/0

021/0

056/0

107/0

016/0

 

 

در نگاره 2، مقادیر آماره t برای CAERS نشان داده شده است. مقدار CAERS در 20 روز قبل از اعلان در سطح خطای 10 درصد معنادار بوده و پس از اعلان سود در سطح خطای 1 درصد معنادار است. در 10 روز قبل تا پس از اعلان مقدار آن در سطح خطای 1 درصد معنادار است. مقدار CAERS در بازه 20 روز قبل تا پس از اعلان، کاهش داشته، ولی در بازه 10 روز قبل تا پس از اعلان افزایش یافته است. معنادار بودن روند تغییرات از طریق آزمون برابری میانگین دو جامعه قبل و پس از اعلان برای اجزای CAERS بررسی شده است. نتایج حاصل در نگاره 2 ارائه شده است.

 

 

 

نگاره.2. CAERS برای اعلان­ سودهای فصلی

بازه زمانی

قبل از اعلان

پس از اعلان

CAERS

آماره t

CAERS

آماره t

(20و1)

* 0015/0-

4239/1-

*** 0042/0-

9535/3-

(10و1)

*** 0151/0-

3047/17-

*** 0046/0

2743/5

 

CAERS میانگین غیرعادی انباشته نسبت شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضاست که با استفاده از مدل بازار برای بازه زمانی 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان و 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان­ سود فصلی به‌دست آمده است. معناداری CAERS در سطح خطای 1، 5 و 10 درصد به ترتیب به صورت ***، ** و * نشان داده شده است.

 

 

برای بررسی برابری میانگین دو گروه قبل و پس از اعلان، ابتدا از طریق آزمون لوین تساوی  واریانس دو گروه بررسی شده است. در نگاره 3 مشاهده می­شود آماره F در آزمون لوین برای هر دو بازه زمانی 20 و 10 روز قبل تا پس از اعلان در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست، بنابراین، فرض تساوی واریانس دو جامعه پذیرفته می­شود. با توجه به تساوی واریانس­ها آماره t برای بررسی برابری میانگین­ها محاسبه شده است. آماره t نیز در هر دو بازه 20 و 10 روز قبل و بعد از اعلان در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست. بنابراین، می­توان دریافت که تفاوت معناداری بین CAERS قبل و پس از اعلان سود فصلی وجود ندارد. این یافته نشان می­دهد که پس از اعلان سود فصلی نقدشوندگی بازار نسبت به قبل از اعلان دارای تغییرات با اهمیتی نبوده است. بنابراین، فرضیه اول در سطح اطمینان 95 درصد رد می­شود.

 

 

نگاره.3. آزمون(لوین) برابری میانگین CAERSدر قبل و پس از  اعلان­ سودهای فصلی

بازه زمانی

تساوی واریانس ها

تساوی میانگین ها

آزمون لوین

متغیر

آماره F

مقدار pvalue

متغیر

آماره t

مقدار pvalue

حد پایین

حد بالا

20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان

AAERS

0046/0

94/0

AAERS

083/0

93/0

0031/0-

0033/0

10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان

AAERS

3090/0

58/0

AAERS

843/0

41/0

0029/0-

0068/0

آزمون برابری میانگین­ها برای میانگین غیرعادی نسبت شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضا (AAERS) دو جامعه قبل و بعد از اعلان­های سود فصلی در هر یک از  بازه­های زمانی 20 و 10 روز قبل و پس از اعلان  با توجه به تساوی و یا عدم­تساوی واریانس دو جامعه بررسی شده است.

 

 

 

 

 

در نگاره 4، مقادیر CAERS  برای اعلان­های خوب در بازه 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان مشاهده می­شود. قبل از اعلان مقدار، این متغیر منفی و پس از اعلان مثبت است.  مقدار CAERS در 10 روز قبل و 10 روز پس از اعلان، منفی است. در هر دو بازه مقدار CAERS بعد از اعلان کاهش یافته است. برای بررسی معنادار بودن روند تغییرات CAERS آزمون برابری میانگین قبل و پس از اعلان انجام گردید که نتایج آن در نگاره 5 مشاهده می­شود. با توجه به مقدار آماره F در آزمون لوین برای بازه 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان، در سطح خطای 5 درصد معنادار است. بنابراین، تساوی واریانس دو گروه قبل و پس از اعلان رد می­شود. بر اساس عدم­تساوی واریانس دو گروه آماره t برای آزمون برابری میانگین دو گروه به‌دست آمده است. با توجه به اینکه آماره t برای بازه 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان معنادار نیست، بنابراین، تساوی میانگین  CAERS قبل و پس از اعلان پذیرفته می­شود . می‌توان نتیجه گرفت که بعد از اعلان سود فصلی حاوی خبر خوب تغییرات با اهمیتی در نقدشوندگی بازار وجود ندارد.

همچنین مشاهده می­شود که در بازه 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان، آماره F معنادار نیست، بنابراین، فرض تساوی واریانس دو جامعه پذیرفته می­شود و بر اساس آن آماره t محاسبه گردید. آماره t در بازه مزبور معنادار نیست، بنابراین، در این بازه نیز فرض برابری میانگین دو جامعه پذیرفته می­شود که نشان دهنده این است که پس از اعلان­های سود فصلی حاوی خبر خوب، افزایش معناداری در نقدشوندگی بازار نسبت به قبل از اعلان وجود ندارد.

 

 

 

نگاره.4.CAERS برای اعلان­های سود فصلی حاوی خبر خوب

بازه زمانی

قبل از اعلان

پس از اعلان

CAERS

آماره t

CAERS

آماره t

(20و1)

*** 0256/0

2495/15

*** 0308/0-

3146/18-

(10و1)

*** 0052/0-

7258/3-

*** 0181/0-

9937/12-

CAERS  میانگین غیرعادی انباشته نسبت شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضا که با استفاده از مدل بازار برای بازه زمانی 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان و 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان­های سود فصلی حاوی خبر خوب به‌دست آمده، و معناداری آن در سطوح خطای 1، 5 و 10 درصد  به ترتیب به صورت ***، ** و * نشان داده شده است.

 

 

 

 

نگاره.5. آزمون برابری میانگین AAERS قبل و پس از اعلان­های سود حاوی خبر خوب

بازه زمانی

تساوی واریانس ها

تساوی میانگین‌ها

آزمون لوین

متغیر

آماره F

مقدار pvalue

متغیر

آماره t

مقدار pvalue

حد پایین

حد بالا

20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان

AAERS

75/6

01/0

AAERS

13/1

26/0

0022/0-

0078/0

10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان

AAERS

46/0

50/0

AAERS

37/0-

70/0

0084/0-

0058/0

AAERS میانگین غیرعادی نسبت شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضا است . بازه زمانی به طور مستقل شامل 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان سودهای فصلی حاوی خبر خوب و 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان سودهای فصلی حاوی خبر خوب است. سودهای فصلی حاوی خبر خوب، مواردی است که رشد سود در مقایسه با فصل مشابه در سال مالی قبل، برابر یا بیشتر از رشد سود خالص بودجه می­باشد.

 

 

با توجه به نگاره 6 برای اعلان­های سود فصلی حاوی خبر بد مشاهده می­شود که در هر دو بازه مورد بررسی CAERS  قبل از اعلان مقدار منفی و بعد از اعلان مقدار مثبت داشته است. این امر نشان می­دهد که پس از اعلان، عدم­تقارن اطلاعاتی افزایش یافته است. برای بررسی معنادار بودن این تغییرات آزمون برابری میانگین (دوره قبل از اعلان و دوره پس از اعلان) انجام شد که نتایج آن در نگاره 7 ارائه شده است. با توجه به اینکه آماره F برای بازه 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست، فرض تساوی واریانس دو جامعه پذیرفته و آماره t بر اساس آن محاسبه شده است. در بازه مزبور آماره t در سطح خطای 5 درصد معنادار نبوده، فرض تساوی میانگین دو جامعه پذیرفته می­شود؛ یعنی تفاوت معناداری بین نقدینگی بازار  قبل و بعد از اعلان وجود ندارد.

در بازه 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان آماره F در سطح خطای 5 درصد معنادار است، بنابراین، فرض تساوی واریانس دو جامعه رد و بر اساس آن آماره t محاسبه شده است. همان‌طور که مشاهده می‌شود، آماره t در بازه مورد نظر در سطح خطای 5 درصد معنادار است و بر اساس مقادیر حد بالا و پایین که هر دو مثبت هستند، می­توان نتیجه گرفت که پس از اعلان سودهای فصلی حاوی خبر بد نقدشوندگی بازار کاهش یافته است.

بنابراین، با توجه به نتایج به دست آمده فرضیه دوم در سطح اطمینان 95 درصد رد می­شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نگاره.6. CAERS برای اعلان­های سود فصلی حاوی خبر بد

بازه زمانی

قبل از اعلان

پس از اعلان

CAERS

آماره t

CAERS

آماره t

(20و1)

*** 0331/0-

2533/25-

***0278/0

2390/21

(10و1)

*** 0255/0-

4973/23-

***0323/0

6888/29

CAERS میانگین غیرعادی انباشته نسبت شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضا که با استفاده از مدل بازار برای بازه زمانی 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان و 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان­ سودهای فصلی حاوی خبر بد به‌دست آمده، و معناداری آن در سطوح خطای 1، 5 و 10 درصد به ترتیب به صورت ***، ** و * نشان داده شده است.سودهای فصلی حاوی خبر بد، مواردی است که رشد سود در مقایسه با فصل مشابه در سال مالی قبل، کمتر از رشد سود خالص بودجه­ای بوده است.

 

نگاره.7.آزمون برابری میانگین AAERS قبل و بعد از اعلان­ سودهای فصلی حاوی خبر بد

بازه زمانی

تساوی واریانس ها

تساوی میانگین ها

آزمون لوین

متغیر

آماره F

مقدار pvalue

متغیر

آماره t

مقدار pvalue

حد پایین

حد بالا

20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان

AAERS

40/1

24/0

AAERS

61/1-

11/0

0068/0-

0007/0

10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان

AAERS

50/4

04/0

AAERS

41/2

03/0

0005/0

0110/0

AAERS میانگین غیرعادی نسبت شکاف مؤثر قیمت عرضه و تقاضاست . بازه زمانی به طور مستقل شامل 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان سودهای فصلی و 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان سودهای فصلی حاوی خبر بد است. سودهای فصلی حاوی خبر بد، مواردی است که رشد سود در مقایسه با فصل مشابه در سال مالی قبل، کمتر از رشد سود خالص بودجه­ای بوده است.

 


تحلیل­های اضافی

برای بررسی­های بیشتر، فرضیه­های تحقیق به صورت سالانه و همچنین به صورت فصل­های جداگانه بررسی شدند. نتایج حاصل از بررسی­های سالانه و فصل به فصل که در نگاره های 8، 9 ، 10 و 11 ارائه شده است، نشان داد که:

1- فرضیه اول در سال 1384 پذیرفته می­شود، ولی برای سال­های 1385 و 1386 رد می­شود؛ 

2- در سال 1384 اعلان­های حاوی خبر خوب منجر به افزایش نقدشوندگی گردید، ولی اعلان­های حاوی خبر بد، به تغییر معناداری در نقدشوندگی بازار نشد.

3- بررسی­های جداگانه سودهای فصلی 3، 6 ، 9 و 12 ماهه نشان داد که هیچ‌کدام به افزایش نقدشوندگی معناداری پس از اعلان در بازار نشدند.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نگاره 8. آزمون برابری میانگین دو جامعه 20 روز قبل و بعد از اعلان برای اجزاء CAERS.A

سال

تساوی واریانس ها

تساوی میانگین ها

آزمون لوین

متغیر

F

p-value

متغیر

t

p-value

حد پایین

حد بالا

84

AAERS

166/0

685/0

AAERS

29/2-

027/0

932/0-

057/0-

85

AAERS

03/1

315/0

AAERS

70/1

096/0

001/0-

010/0

86

AAERS

276/0

602/0

AAERS

405/0

687/0

005/0-

008/0

 

نگاره.9. آزمون برابری میانگین دو جامعه 20 روز قبل و بعد از اعلان سود حاوی خبر خوب برای اجزاء CAERS.A

 

سال

تساوی واریانس ها

تساوی میانگین ها

آزمون لوین

متغیر

F

p-value

متغیر

t

p-value

حد پایین

حد بالا

84

AAERS

278/0

601/0

AAERS

87/2-

006/0

016/0-

002/0-

85

AAERS

002/0

961/0

AAERS

275/0-

784/0

008/0-

006/0

86

AAERS

034/0

852/0

AAERS

26/1

214/0

004/0-

020/0

 

نگاره.10.آزمون برابری میانگین دو جامعه 20 روز قبل و بعد از اعلان سود حاوی خبر بد برای اجزاء CAERS.A

سال

تساوی واریانس ها

تساوی میانگین ها

آزمون لوین

متغیر

F

p-value

متغیر

t

p-value

حد پایین

حد بالا

84

AAERS

945/0

336/0

AAERS

03/1

306/0

002/0-

006/0

85

AAERS

67/1

203/0

AAERS

47/2

017/0

002/0-

022/0

86

AAERS

17/1

285/0

AAERS

822/0-

416/0

013/0-

005/0

 

نگاره 11. آزمون برابری میانگین دو جامعه 20 روز قبل و بعد از اعلان های سود فصلی برای اجزاء CAERS.A

سال

تساوی واریانس ها

تساوی میانگین ها

آزمون لوین

متغیر

F

p-value

متغیر

t

p-value

حد پایین

حد بالا

84

AAERS

22

000/0

AAERS

173/0

864/0

011/0-

014/0

85

AAERS

392/0

534/0

AAERS

06/4-

000/0

027/0-

009/0

86

AAERS

14

000/0

AAERS

721/0-

478/0

030/0-

014/0

 


 

 

نتیجه­گیری

یکی از کاربردهای بالقوه افشای اطلاعات شرکت­ها، افزایش قدرت نقدشوندگی سهام است. اعلان سودهای فصلی توسط شرکت­ها به بازار سرمایه می­تواند ضمن کاهش عدم­تقارن اطلاعاتی بین سرمایه­گذاران، نقدشوندگی سهام را افزایش دهد. نتایج پژوهش حاضر نشان می­دهد نقدشوندگی سهام قبل و پس از اعلان­ سودهای فصلی تغییرات با اهمیتی نداشته است. این امر در خصوص اعلان­های حاوی خبر خوب و اعلان­های حاوی خبر بد نیز مشاهده می­شود.

یکی از مواردی  که می تواند تعمیم پذیری نتایج را دچار محدودیت کند، به شکاف عرضه و تقاضای سهام مربوط می شود. در این مطالعه، شکاف عرضه و تقاضا بر اساس مواردی است که در زمان های مورد نظر در سامانه بورس اوراق بهادار درج شده است.این امکان وجود دارد عرضه و تقاضای واقعی منحصر به موارد ثبت شده در سامانه معاملاتی بورس نباشدوعرضه و تقاضای حاشیه ای تحت تاثیر اعلان سود های فصلی قرار گرفته باشد.

برای پژوهش های آتی موضوع‌های مرتبط به شرح زیر پیشنهاد می شود:

1- مبلغ سود­فصلی گزارش شده نیز توجه و بررسی شود که مبلغ سود گزارش شده تا چه حدی بر کاهش عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر­گذار است.

2- نقش کیفیت سود در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و افزایش نقدینگی بازار سهام بررسی شود.

3- در تحقیقات آتی نقش کیفیت گزارشگری مالی در افزایش حجم مبادلات سهام در بازار سرمایه بررسی شود.

 



1-Event Study

[2] -Abnormal Effective Relative Bid_Ask Spread

[3] -Average Abnormal Effective Relative Bid_Ask Spread

[4] -Cumulative Abnormal Effective Relative Bid_Ask Spread

1- Levene

 

1- وطن پرست، محمد­ رضا.(1384). "بررسی نقش اطلاعات حسابداری در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه بین المللی امام خمینی­(ره).

2- ویلیام اسکات، ترجمه علی پارسائیان.(1386). تئوری حسابداری، تهران: انتشارات ترمه.

3- ایزدی نیا، ناصر و امیر رسائیان.(1389). "پراکندگی مالکیت و نقد شوندگی سهام"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی،دانشکده مدیریت دانشگاه تهران، دوره 17، ش 60، صص 3-22.

4- مهرانی، ساسان و امیر رسائیان.(1388). " نقد شوندگی سهام و نقد شوندگی دارایی ها"، فصلنامه حسابرس، ش 46،صص 52-56.

 

5-Akerlof, G. (1970), “The Market for Lemons: Quality Uncertainty and the Market Mechanism” , Quarterly Journal of Economics, 84, 488-500.

 

6-Amihud, Y., and Mendelson, H.,(1980), “Dealership Markets : Market Making with Inventory”, Journal of Financial Economics, 8,31-35.

 

7-Coller, M., Yohn, T.L., (1997), “Management Forecasts and Information Asymmetry: Examination of bid-ask Spreads”, Journal of Accounting Research, 35, 181-191.

 

8-Daniella Acker, Mathew Stalker and Ian Tonks (2002), “ Daily Closing Inside Spreads and Trading Volumes Around Earnings Announcements”, journal of Business Finance & Accounting, Vol.29, P.P 1149-1179.

 

9-Diamond, D. and Verrecchia, R., (1991), “Disclosure, Liquidity, and the Cost of Capital”, Journal of Finance, (September), 1325-1360.

 

10-Frankel, R., Johanson, M., Skinner, D., (1999), “An Empirical Examination of Conference Calls as a Voluntary Disclosure Medium”, Journal of Accounting Research, 37, 1, Spring, 133-150

 

11-Glosten, L., and L. Harris, (1988), “Estimating the Components of Bid-Ask Spread”, Journal of Financial Economics, 123-42.

 

12-Healy, P.M., Hutton, A.P. and Palepu, K.G., (1999), “Stock Performance and Intermediation Changes Surrounding Sustained Increases in Disclosure”, Contemporary Accounting Research, 16, 3, 485-520.

 

13-Heflin, F., Shaw, K., Wild John, J.,(2001), Heflin, F., Shaw, K., Wild, J. (2005), “Disclosure Quality and Market Liquidity: Impact of Depth Quotes and Order Size”, Contemporary Accounting Research, Vol. 22 No.4, pp.829-65.

 

14-Leuz, C., and R. Verrecchia, (2000), “Economic Consequences of Increased Disclosure”, Journal of Accounting Research,38, 91-124.

 

15-Sean Pinder, (2003), “ An Empirical Examination of The Impact of Market Microstructure Changes on The Determinants of Option bid–ask Spreads”  , International Review of Financial Analysis. No.12,  563-577.

 

16-Stephen Brown, Stephen A. Hillegeist, Kin Lo, (2008), “ The Effect of Earnings Surprises on Information Asymmetry”, Journal of Accounting and Economics.

 

17- Stoll, Hans R., (1989), “Inferring the Components of the Bid-ask Spread: Theory and Empirical Tests”, The Journal of Finance, 44(1), 115-134.

 

18- Warren Bailey,G. Andrew Karolyi, Carolina Salva, (2006), “ The Economic Consequences of Increased Disclosure: Evidence from International Cross-listings”, Journal of Financial Economics,No. 81 ,175–213.

 

19- Welker, M., (1995), “Disclosure Policy, Information Asymmetry and Liquidity in Equity Markets”, Contemporary Accounting Research, 11, 801-827.