بررسی ارتباط بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک غیر سیستماتیک

نویسندگان

1 * دانشیار حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران، تهران

2 ** کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم تحقیقات زاهدان، زاهدان

3 *** کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی تهران، تهران

چکیده

از آنجایی که کیفیت اقلام تعهدی با توجه به رویه‌ها و خط مشی‌های انتخابی شرکت، تغییر می‌کند؛ لذا امکان استفاده از آن در مدیریت سود وجود دارد و و می‌تواند منجر به افزایش ریسک غیرسیستماتیک شرکت گردد. پژوهش حاضر به بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک غیرسیستماتیک می‌‌پردازد. در این پژوهش داده‌های 91 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1386 تا 1390 جمع‌آوری و فرضیه‌های پژوهش با استفاده از تحلیل ضرایب رگرسیون مورد بررسی قرار گرفته است. برای اندازه‌گیری کیفیت اقلام تعهدی از سه معیار توانایی اقلام تعهدی، محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی و میزان اقلام تعهدی اختیاری استفاده شده است. همچنین تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر ریسک غیرسیستماتیک براساس مدل فاما و فرنچ و مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای اندازه‌گیری شده و مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد اقلام تعهدی اختیاری، توانایی اقلام تعهدی و محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی با ریسک غیرسیستماتیک رابطه مستقیم و معنادار دارد.
 

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Relationship between Accruals Quality and Non-systematic Risk

نویسندگان [English]

  • Ghodratolah Talebnia 1
  • Mohsen Ahmadi 2
  • Morteza Bayat 3
1 Associate Professor of Accounting, Tehran Azad Islamic University, Tehran, Iran
2 MSc. Accounting, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Zahedan, Iran
3 MSc. Accounting, SHahid Beheshti University, Tehran, Iran
چکیده [English]

Since the accruals quality is changeable influenced by the choice of procedures and company policies, thus it increase possibility of using it to managing benefits and can increase the Non-systematic risk of Company. This study investigates the relationship between accruals quality and Non-systematic risk. In this study, data from 91 companies listed in Tehran Stock Exchange during the years of 2007 to 2012 - has been collected and hypotheses are investigated using analysis of the regression coefficients. Three criteriaare used to measure the accruals quality, ability of accruals; the information content of accruals and the amount of discretionary accruals. Then impact of accruals quality on the Non-systematic risk according to Fama and French model and CAPM model has been measuredand examined. The results show that discretionary accruals, ability of accruals and the information content of accruals are significantly correlated with the Non-systematic risk.
 
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • Accrual Quality
  • information content of accruals
  • ability of accruals
  • Nonsystematic risk

از کیفیت اقلام تعهدی می‌توان به ‌عنوان نماگری برای سنجش کیفیت گزارشگری مالی استفاده کرد.

اقلام تعهدی به عنوان تفاوت میان سود حسابداری و جریان‌های نقدی تعریف شده است. از دیدگاه سرمایه‌گذاران، کیفیت اقلام تعهدی را می‌توان درجه نزدیکی سود شرکت با میزان جریان‌های نقدی ایجاد شده تعریف کرد. کیفیت اقلام تعهدی پایین، میزان نزدیکی سود با جریان‌های نقدی را کاهش داده و موجب افزایش ریسک سرمایه‌گذار در ارتباط باتصمیم‌گیری در مورد شرکت یا شرکت‌های خاص می‌گردد [38]. یکی از اطلاعات مورد نیاز سرمایه‌گذاران، میزان ریسک سرمایه‌گذاری است.

ریسک را می‌توان احتمال تفاوت بین بازده واقعی و بازده مورد انتظار تعریف کرد [27].

اقلام تعهدی به دو دسته اقلام تعهدی اختیاری و اقلام تعهدی غیراختیاری تقسیم می‌شوند: اقلام تعهدی اختیاری آن دسته از اقلام تعهدی هستند که در نتیجه تصمیمات مدیریت واحد تجاری تغییر می‌کنند. به بیان دیگر این اقلام، تحت تأثیر رویه‌ها و خط مشی‌های انتخابی (مبتنی بر استانداردهای حسابداری) شرکت قرار دارند. هرچه مدیریت اختیار عمل بیشتری برای دست‌کاری اقلام تعهدی داشته باشد، امکان به‌ کارگیری از آن‌ها برای متأثر کردن سود افزایش می‌یابد. هزینه استهلاک، درآمد حاصل از سرمایه‌گذاری‌ها، سود و زیان ناشی از فروش دارایی‌های ثابت و استهلاک صرف و کسر اوراق قرضه نمونه‌هایی از اقلام تعهدی اختیاری می‌باشد.

در حالی‌که، اقلام تعهدی غیراختیاری بر مبنای استانداردهای حسابداری شناسایی می‌شوند؛ اقلام تعهدی غیراختیاری به واسطه مقررات، سازمان‌ها و دیگر عوامل خارجی محدود می‌گردند. از این رو ، مدیریت چندان توانایی دستکاری اقلام تعهدی غیراختیاری را ندارد. اما اقلام تعهدی اختیاری می‌تواند نتیجه رفتار فرصت ‌طلبانه مدیریت باشند [31،45]. بهبود افشا و کیفیت گزارشگری مالی، عدم تقارن اطلاعاتی در مورد عملکرد و نوسان‌های قیمت سهام شرکت‌ها را کاهش می‌دهد [42]. افزایش نوسان‌های بازده سهام به احتمال زیاد منجر به افزایش هزینه سرمایه شرکت‌ها خواهد شد [46]. ایسلی و اوهاری [35] ثابت کردند که کیفیت گزارشگری مالی می‌تواند ریسک اطلاعاتی و ریسک غیرسیستماتیک و هزینه سرمایه را تحت تاثیر قرار دهد. سود حسابداری و اجزای مربوط به آن از جمله اطلاعاتی محسوب می‌شوند که در هنگام تصمیم‌گیری برای سرمایه‌گذاری، توسط شرکت‌ها مورد استفاده قرار می‌گیرند. این رقم بر مبنای ارقام تعهدی محاسبه و شناسایی می‌شود. در مبنای تعهدی لزوماً شناسایی درآمدها و هزینه‌ها همراه با دریافت و پرداخت وجه نقد نبوده و در محاسبه سود نیز از پیش‌بینی‌ها و برآوردها استفاده می‌شود [9]. بنابراین مدیران می‌توانند با استفاده از پیش‌بینی‌ها و برآوردها، اقدام به مدیریت سود نمایند، تا به اهداف خاص خود مثل ابقاء در شرکت، دریافت پاداش، افزایش بازده سهام شرکت و غیره برسند. تحت چنین شرایطی ضروری است استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی؛ بالاخص سرمایه‌گذاران، در هنگام تصمیم‌گیری نسبت به سرمایه‌گذاری در شرکت‌های دیگر علاوه بر کمیت سود به عامل مهم مدیریت سود این شرکت‌ها نیز توجه داشته باشند، تا بدین ترتیب بیشترین بازدهی را همراه با کمترین ریسک از سرمایه‌گذاری خود داشته باشند. این امر در نهایت سبب تخصیص بهینه منابع شده و رشد اقتصادی جامعه را به دنبال خواهد داشت [16]. در ایران رضازاده و ظاهری [14] به بررسی رابطه اقلام تعهدی اختیاری و ریسک سیستماتیک پرداختند. ریسک سیستماتیک به عوامل خارجی مربوط می‌شود؛ اما ریسک غیرسیستماتیک با عوامل داخل شرکت ارتباط دارد. از آنجایی که کیفیت اقلام تعهدی نیز جزء عوامل داخلی می‌باشد، و همچنین از آنجایی که در ایران به رابطه بین اقلام تعهدی اختیاری و ریسک غیرسیستماتیک کمتر پرداخته شده است؛ در این پژوهش این پرسش مورد بررسی قرار می‌گیرد، که آیا بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک غیرسیستماتیک که هر دو جزء عوامل داخلی هستند ارتباط وجود دارد؟

 

مبانی نظری و پیشینه‌ پژوهش

تغییر در کل اقلام تعهدی

تغییر در کل اقلام تعهدی، شیوه ساده‌ای برای سنجش کیفیت سود است. شیپر و وینسنت [51] بیان می‌کنند، مادامی ‌که بخشی از اقلام تعهدی دستکاری نشود و در طول زمان تغییر نکند؛ تغییر در کل اقلام تعهدی، دستکاری‌های مدیریت را اندازه‌گیری نموده و معیاری معکوس از کیفیت سود ارائه می‌دهد. به عبارت دیگر، هر اندازه که تغییر در کل اقلام تعهدی بیشتر باشد، احتمال دستکاری مدیریت بیشتر بوده و در نتیجه، کیفیت سود کمتر خواهد بود.

کیفیت اقلام تعهدی

به میزان تبدیل اقلام تعهدی به جریان‌های نقد آتی، کیفیت اقلام تعهدی گفته می‌شود [38]. این معیار کیفیت سود، توسط بسیاری از پژوهشگران در سرفصل معیارهای برگرفته از ارتباط بین سود، جریان نقد و اقلام تعهدی گنجانده شده است. فرانسیس و همکاران [37] بیان می‌کنند که این معیار، از جمله معیارهای مبتنی بر داده‌های حسابداری است [38].

دِچو و همکاران [35] نیز این معیار را در سرفصل معیارهای حاصل از خصوصیات سری زمانی سود جای داده‌اند. کیفیت اقلام تعهدی ارتباط نزدیکی با هموارسازی سود دارد؛ به‌گونه‌ای که بسیاری از مدل‌های استفاده شده جهت سنجش کیفیت اقلام تعهدی، برای اندازه‌گیری هموارسازی سود نیز مورد استفاده قرار می‌گیرد. مدل‌های استفاده شده در ادبیات جهت سنجش کیفیت اقلام تعهدی بسیار متنوع‌اند.

این مدل‌ها را می‌توان در دو دسته کلی جای داد. در دسته اول، اقلام تعهدی به اقلام تعهدی اختیاری و غیراختیاری تقسیم می‌شوند. در این مدل‌ها فرض می‌شود اقلام تعهدی غیراختیاری در طول زمان ثابت بوده و در معرض دستکاری مدیریت قرار نمی‌گیرند.

ضمناً این اقلام را می‌توان با استفاده از برخی متغیرهای حسابداری پیش‌بینی نمود [35]. شیپر و وینسنت [51] این رویکرد را برآورد مستقیم اقلام تعهدی اختیاری با استفاده از متغیرهای بنیادی حسابداری نام نهاده‌اند. در این رویکرد، جزء خطا (خطای پیش‌بینی) رگرسیون مجموع اقلام تعهدی (یا برخی از اقلام تعهدی خاص) بر روی متغیرهای حسابداری، بیانگر مدیریت سود بوده و به عنوان معیاری معکوس از کیفیت سود قلمداد می‌شود. این معیار در مقایسه با معیار تغییر در کل اقلام تعهدی، تغییرات دوره به دوره در متغیرهای حسابداری را مجاز دانسته و فرض می‌کند که این متغیرها به خودی خود دستکاری نمی‌شوند [51].

ریسک

ریسک یکی از موضوعات مهم در زمینه مدیریت مالی و سرمایه‌گذاری می‌باشد. توجه به عامل ریسک و تاثیر آن بر جنبه‌های مختلف عملکرد شرکت از دیرباز مورد توجه بوده است. یکی از عوامل موثر بر بازده دارایی‌ها، ریسک می‌باشد. سهامداران و سرمایه‌گذاران نیاز دارند تا میزان حساسیت سهام دارایی‌های مالی خود نسبت به ریسک را بررسی کنند. رابطه ریسک و بازدهی در پژوهش‌ها کاربرد فراوان دارد و مدلی که به‌طور گسترده توسط پژوهشگران مورد استفاده قرار می‌گیرد، مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای نام دارد. در این مدل ریسک به دو بخش سیستماتیک و غیر سیستماتیک تقسیم می‌گردد. ریسک سیستماتیک چگونگی عملکرد یک سهام نسبت به سهام بازار را نشان می‌دهد. به عبارتی دیگر بازده مورد انتظار دارایی به ریسک سیستماتیک یا بتا بستگی دارد و ریسک غیر‌سیستماتیک به شرایط خاص هر شرکت بستگی دارد [16].

ریسک در زبان عرف عبارت ‌است از احتمال خطری که به علت عدم اطمینان در مورد وقوع حادثه‌ای در آینده پیش می‌آید. هر قدر این عدم اطمینان بیشتر باشد، اصطلاحاً گفته می‌شود که ریسک زیادتر است [10]. دیدگاه دیگری در خصوص تعریف ریسک وجود دارد که تنها به جنبه منفی نوسان‌ها توجه دارد. هیوب، ریسک را احتمال کاهش درآمد یا از دست دادن سرمایه تعریف می‌کند [43]. بنابراین برای تعریف ریسک می‌توان دو دیدگاه ارائه کرد:

دیدگاه اول: ریسک به عنوان هرگونه نوسان‌ احتمالی بازدهی اقتصادی در آینده.

دیدگاه دوم: ریسک به عنوان نوسان‌ احتمالی منفی بازدهی اقتصادی در آینده (ریسک نامطلوب).

بر اساس این دو دیدگاه، دو نظریه مدرن و فرامدرن پرتفوی شکل گرفته است. نظریه مدرن پرتفوی به سنجش ریسک از دیدگاه اول و نظریه فرامدرن پرتفوی به سنجش و ارزیابی ریسک از دیدگاه دوم (ریسک نامطلوب) می‌پردازد.

ریسک سیستماتیک و ریسک غیر‌سیستماتیک

تحلیل‌گران مدرن سرمایه‌گذاری، منابع ریسک را که باعث تغییر و پراکندگی در بازده می‌شود، به دو دسته تقسیم می‌کنند:

دسته اول ریسک‌هایی هستند که ماهیتاً وجود دارند، از قبیل ریسک بازار یا ریسک نوسان نرخ بهره؛ و دسته دوم ریسک‌هایی هستند که برای اوراق خاصی وجود دارد، از قبیل ریسک مالی و ریسک تجاری. یک راه منطقی برای تقسیم ریسک کلی به اجزاء آن، تمایز میان اجزاء کلی (بازار) و اجزاء خاص (اوراق خاص) است. تحلیل‌گران مدرن این دو نوع ریسک را ریسک سیستماتیک و ریسک غیرسیستماتیک می‌گویند.

مطابق تعریف ریسک، ریسک غیرسیستماتیک آن قسمت از تغییرات در بازده اوراق بهادار است که ارتباطی با تغییرپذیری کل بازار ندارد. این نوع ریسک منحصر به اوراق بهادار خاصی است و به عواملی همچون ریسک تجاری، ریسک مالی و ریسک نقدینگی بستگی دارد [16]. گرچه تمام اوراق بهادار می‌توانند دارای ریسک غیرسیستماتیک باشند ولی این ریسک معمولاً به سهام عادی مربوط می‌شود و می‌توان با تنوع بخشیدن به سرمایه‌گذاری در اوراق بهادار، آن را کاهش داد. ریسک سیستماتیک که تحت عناوینی همچون ریسک بازار یا ریسک کاهش‌ناپذیر هم شناخته می‌شود، آن قسمت از کل ریسک می‌باشد که تابع عوامل بازار است و نمی‌توان آن را حذف کرد. این ریسک شامل ریسک نرخ بهره، بازار و تورم بوده و زائیده تغییرات اقتصادی، سیاسی، اجتماعی و محیطی بازار سرمایه است و برای سهام مختلف روندی تقریباً یکسان دارد [17]. اگر بازار سهام افت داشته باشد بیشتر سهام‌ها را تحت تأثیر قرار می‌دهد و بالعکس. بنابراین تمامی اوراق بهادار (اعم از اوراق قرضه و سهام) تا حدودی از ریسک سیستماتیک برخوردار هستند.

اقلام تعهدی اختیاری و ریسک غیر سیستماتیک

بهبود افشاها و کیفیت گزارشگری مالی، عدم تقارن اطلاعاتی در مورد عملکرد شرکت و نوسان‌های قیمت سهام را کاهش می‌دهد. فرانسیس و همکاران [38] از کیفیت اقلام تعهدی برای اندازه‌گیری ریسک اطلاعاتی استفاده کردند. آن‌ها نشان دادند که کیفیت اقلام تعهدی با بازده مورد انتظار دارای رابطه می‌باشد [38]. طبق پژوهش اوهاری [48] کاهش کیفیت گزارشگری مالی با روند افزایشی در ریسک غیرسیستماتیک سهام رابطه دارد [48].

پاستور و ورونسی [47] فرض کردند که عدم قطعیت قابل توجهی در مورد میانگین سودآوری شرکت که نوسان‌های بازده سهام را تحت تاثیر قرار می‌دهد، وجود دارد. هرچه کیفیت گزارشگری مالی ضعیف‌تر باشد، این احتمال وجود دارد که عدم قطعیت در مورد سودآوری آینده شرکت بالا باشد.

بنابراین مدل پاستور و ورونسی [47] با این فرضیه سازگار می‌باشد که کیفیت اطلاعات ضعیف با ریسک غیرسیستماتیک رابطه دارد.

پژوهشی که اخیرا توسط چن و همکاران [32] صورت گرفت، نشان داد که علی‌رغم وجود رابطه‌های عکس بین ریسک غیرسیستماتیک و کیفیت گزارشگری مالی، رابطه بین کیفیت گزارشگری مالی و ریسک غیرسیستماتیک قوی می‌باشد.

برخی از پژوهشگران رابطه بین ریسک و اقلام تعهدی اختیاری را مورد بررسی قرار دادند. برای مثال یاسودا و همکاران [53] به بررسی تاثیر اقلام تعهدی اختیاری و ریسک بانک‌های ژاپن پرداخته‌اند. آن‌ها با استفاده از مدل جونز دریافتند که اقلام تعهدی اختیاری با ریسک بانک‌ها رابطه منفی و معنادار دارد.

در واقع یافته‌های آن‌ها حاکی از این موضوع است که سرمایه‌گذاران نتوانسته‌اند سود بالای گزارش شده توسط بانک‌ها را به درستی تفسیر نمایند. شوبیدا و همکاران [52] با بررسی شرکت‌های اردنی به این نتیجه رسیدند که اقلام تعهدی اختیاری با ریسک سیستماتیک دارای رابطه مثبت می‌باشد. آن‌ها شیوه‌ای رفتاری در مورد ریسک غیرسیستماتیک ارایه کردند، با این مفهوم که اثر منفی ریسک غیرسیستماتیک بر روی بازده آتی ناشی از وجود معامله‌گران خرد است.

این پژوهش‌گران نشان دادند که سهم معامله‌گران خرد در سهام واحدهایی که ریسک بالایی دارند، زیاد است و به‌‌طور ضمنی بیانگر ترجیح معامله‌گران خرد نسبت به قمار می‌باشد. چنین رفتارهایی که به دنبال ریسک هستند، موجب بالارفتن قیمت جاری می‌شود و نهایتاً کاهش بازده سرمایه‌گذاران را به دنبال خواهد داشت.

فاما و فرنچ [36] با تلخیص یافته‌های مطالعات تجربی پیشین و با اتکا به روش رگرسیون مقطعی فاما و مکبث، رابطه بین متغیرهای بتا، اندازه شرکت، نسبت سود به قیمت با بازده مورد انتظار سهام در بازار سرمایه آمریکا را مورد مطالعه قرار داده و به این نتیجه رسیدند که ریسک سیستماتیک (بتا) قدرت تبیین کلیه نوسان‌های بازده سهام در طول دوره مورد مطالعه (1990-1963) را ندارد و از بین متغیرهای مورد بررسی، دو متغیر «نسبت ارزش دفتری به قیمت بازار» و «اندازه شرکت» بهتر قادرند اختلاف میانگین بازده سهام را تشریح کنند.

سیرینا و اندرانیاس [50] به بررسی رابطه بین کیفیت گزارشگری مالی و ریسک اطلاعاتی پرداختند.

آن‌ها به این نتیجه رسیدند که کیفیت گزارشگری مالی پایین با ریسک اطلاعاتی بالا رابطه مستقیم و معنادار دارد.

موزلی و دیگران [46] به بررسی کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشاء پرداخته‌اند و نشان دادند چگونه این دو متغیر برای توضیح تغییرات سری زمانی در بازده پرتفوی‌ها، جانشین یا مکمل یکدیگر می‌شوند.

رج گوپال و ونکاتاچلم [49] به بررسی رابطه‌ بین کیفیت گزاشگری مالی و ریسک غیرسیستماتیک پرداختند و دریافتند که پایین آمدن کیفیت سود با افزایش ریسک غیرسیستماتیک در بازه‌ی زمانی 2001-1962 رابطه دارد.

پیری و همکاران [5] به بررسی رابطه تاثیر توانایی مدیریت بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌ها پرداختند. آن‌ها با بررسی 10 ساله شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران به این نتیجه رسیدند، که در دوره رشد توانایی مدیریت بر روی کیفیت گزارشگری مالی مستقیم می‌باشد.

حساس یگانه و همکاران [6] به بررسی رابطه بین حاکمیت شرکتی و کیفیت اقلام تعهدی پرداختند.

آن‌ها با بررسی 120 شرکت طی سال‌های 1382 الی 1388 به این نتیجه رسیدند که ساختار مالکیت با اقلام تعهدی غیراختیاری رابطه مستقیم و معنادار و با اقلام تعهدی اختیار رابطه معکوس دارد.

احمدپور و قلعه‌رودخانی [2] به بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی با همزمانی قیمت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند.

نتایج پژوهش نشان می‌دهد که بین کیفیت اقلام تعهدی غیراختیاری با همزمانی قیمت رابطه‌ وجود ندارد، ولی بین کیفیت اقلام تعهدی اختیاری با همزمانی قیمت رابطه‌ معنی‌دار و مستقیم وجود دارد.

رضازاده و ظاهری [14] به بررسی تاثیر اقلام تعهدی اختیاری و ریسک سیستماتیک پرداختند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که اقلام تعهدی اختیاری با ریسک سیستماتیک و ریسک ناتوانی مالی شرکت رابطه دارد.

قائمی و همکاران [20] رابطه بین کیفیت سود از طریق اقلام تعهدی و اجزای تشکیل‌دهنده‌ آن با بازده عادی و غیرعادی سهام را در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار دادند. نمونه بررسی شامل 136 شرکت در طی دوره زمانی 1377 الی 1384 بوده است. در این پژوهش، اقلام تعهدی به اجزای اختیاری و غیراختیاری تفکیک شدند. نتایج نشان می‌دهد که بازده سهام شرکت‌ها، تحت تأثیر میزان اقلام تعهدی و اجزای مربوط به آن قرار می‌گیرد.

احمدپور و عجم [1] به بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران پرداختند. در این پژوهش تعداد 346 مورد اعلان سود برآوردی شرکت‌ها در طول سال‌های 1387-1381 مورد بررسی قرار گرفتند. به منظور آزمون فرضیه‌ها از روش‌های ضریب همبستگی پیرسون و آزمون t زوجی بهره گرفته شد. نتایج پژوهش نشان می‌دهد کیفیت اقلام تعهدی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، تأثیر معنی‌داری بر میزان عدم تقارن اطلاعاتی ندارد.

فروغی و نعل‌شکن [19] به بررسی تأثیر ریسک غیرسیستماتیک بر بازده سهام پرداختند. در این پژوهش با توجه به مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌‌ای، ریسک کلی دارایی به دو بخش ریسک بازار یا ریسک سیستماتیک و ریسک شرکتی یا ریسک غیرسیستماتیک تقسیم شد. مطابق با این مدل، تنها ریسک سیستماتیک در بازده‌های سهام قیمت‌گذاری می‌شود و ریسک غیرسیستماتیک از طریق تنوع‌سازی از بین می‌رود. مطالعات بعدی نشان داد سرمایه‌گذاران پرتفوی‌های متنوع تشکیل نمی‌دهند و لذا در ارزش‌گذاری سهام باید به عامل ریسک غیرسیستماتیک شرکت توجه شود. همچنین عوامل تأثیرگذار بر ریسک غیرسیستماتیک شامل مالکیت نهادی، تمرکز شرکت و اهرم نیز باید مورد توجه قرار ‌گیرند.

 

فرضیه پژوهش

بهبود افشا و کیفیت گزارشگری مالی، عدم تقارن اطلاعاتی در مورد عملکرد شرکت و نوسان‌های قیمت سهام را کاهش می‌دهد. کاهش در نوسان‌های بازده سهام منجر به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و از این رو کاهش هزینه سرمایه می‌گردد. ایسلی و اوهاری [35] ثابت کردند که کیفیت گزارشگری مالی می‌تواند ریسک اطلاعاتی و ریسک غیرسیستماتیک و هزینه‌ سرمایه را تحت تاثیر قرار دهد. فرانسیس و همکاران [38] از کیفیت اقلام تعهدی برای اندازه‌گیری ریسک اطلاعاتی استفاده کردند. آن‌ها نشان دادند که کیفیت اقلام تعهدی با بازده مورد‌ انتظار دارای رابطه می‌باشد. طبق پژوهش اوهاری [48] کاهش کیفیت گزارشگری مالی با روند افزایشی در ریسک غیرسیستماتیک سهام رابطه دارد.

با توجه به مباحث مطرح شده در ادبیات، فرضیه پژوهش به صورت زیر تبیین می‌گردد:

فرضیه: بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک غیرسیستماتیک ارتباط معناداری وجود دارد.

 

روش‌ پژوهش

این پژوهش از نوع توصیفی ـ همبستگی و تحلیل رگرسیون بوده و از لحاظ هدف کاربردی می‌باشد و با هدف به ‌کارگیری این نتایج در بازار سرمایه انجام می‌گیرد. داده‌های مورد نیاز برای آزمون فرضیه‌ها از نرم افزار رهاورد نوین و صورت‌های مالی نمونه انتخابی استخراج و برای تحلیل اطلاعات از نرم‌افزارهای آماری spss19 و Eviews7 استفاده شده است.

جامعه و نمونه آماری

قلمرو مکانی پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و قلمرو زمانی آن سال‌های 1386 تا 1390 می‌باشد. در این پژوهش برای انتخاب نمونه آماری از روش حذفی استفاده می‌شود. به منظور انتخاب نمونه آماری، شرکت‌هایی که دارای ویژگی‌های زیر بودند به عنوان نمونه‌ی آماری انتخاب و بقیه حذف شدند:

الف) به منظور در نظر گرفتن شرکت‌های فعال، شرکت‌هایی که قبل از سال 1385 در بورس تهران پذیرفته شده و معاملات آن‌ها در طی سال‌های 1390-1386 در بورس فعال باشد (طول وقفه کمتر از سه ماه باشد)، انتخاب شدند.

ب) به منظور امکان مقایسه و برای جلوگیری از ناهمگونی، سال مالی شرکت‌های نمونه منتهی به 29 اسفندماه باشد و نباید در فاصله سال‌های1390-1386 تغییر سال مالی داده باشند.

ج) صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی همراه آن‌ها قابل دسترس باشد.

د) شرکت برگزیده متعلق به "صنایع بورسی، بانک‌ها، مؤسسات اعتباری و سایر نهادهای پولی"، "سایر واسطه‌گری‌های‌ مالی"، "سرمایه‌گذاری‌های مالی" و "شرکت‌های چندرشته‌ای" باشد.

تعریف عملیاتی متغیرها

شاخص‌های اندازه‌گیری کیفیت اقلام تعهدی

برای اندازه گیری کیفیت اقلام تعهدی از سه شاخص زیر استفاده می‌شود:

الف) توانایی اقلام تعهدی برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی: به منظور محاسبه توانایی اقلام تعهدی برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی می‌توان از رگرسیون خطی چندگانه که متغیر مستقل (اقلام تعهدی) را با متغیر وابسته (جریان‌های نقدی عملیاتی) ارتباط می‌دهد، استفاده کرد. این رگرسیون به صورت رابطه (1) می‌باشد:

رابطه (1)

CFOt+1= β01ACRt2 ACRt-1  +… + ei

که در آن:

CFOt+1 : جریان وجوه نقد عملیاتی در سال t+1 ،

:ACRt اقلام تعهدی عملیاتی در سال  t،

:ACRt-1  اقلام تعهدی عملیاتی در سال  t-1،

 β1و  β2 و  β0  ضرایب مدل و   eiخطا

به منظور استاندارد کردن اعداد و ارقام و سهولت محاسبات، دو طرف معادله بر دارایی‌های اول دوره تقسیم می‌شود:

(CFOt+1/At)=β01(ACRt/At-1)+β2 (ACRt+1/At-2)  +… + ei

رابطه (2)

اقلام تعهدی عملیاتی به صورت زیر محاسبه می‌گردد:

ACR = EARN –  CFO  + DEP   

که در آن

  اقلام تعهدی عملیاتی،: ACR

  سودعملیاتی،:EARN

 جریان نقدعملیاتی،:CFO

استهلاک :DEP

ضریب تعیین (R2)، رابطه (1) براساس مقاطع و سری زمانی شرکت‌ها، به عنوان شاخص توانایی اقلام تعهدی برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی در نظر گرفته می‌شود [2].

ب) اقلام تعهدی غیرعادی (اختیاری):

اقلام تعهدی اختیاری اقلامی هستند که مدیریت می‌تواند کنترل‌هایی بر روی آن‌ها اعمال کند. این اقلام از دو طریق ترازنامه‌ای و سود‌ و ‌زیانی قابل محاسبه هستند. در این پژوهش اقلام تعهدی عملیاتی به صورت سود و زیانی و به شرح رابطه (3) برآورد می‌گردند:

رابطه (3)

TAi,t = EARNi,t – CFOi,t + DEPi,t   

در این رابطه

:TAi,t اقلام تعهدی عملیاتی شرکت i در سال  t،

 EARNi,t: سود عملیاتی شرکت i در سال t ،

 CFOi,t: وجه نقد عملیاتی شرکت i درسال  tو

DEP: استهلاک

 

TAi,t /Ai,t-1 = α0 (1/Ai,t-1 ) + β1 (∆REVi,t  / Ai,t -1)+ β2 ( PPEi,t / Ai,t-1) + ξi,tرابطه (4)           

∆REV i,t: تغییر در درآمد سالانه (تفاوت درآمد سال جاری با درآمد سال گذشته) شرکت i،

 PPEi,t: اموال و ماشین‌آلات (دارایی‌های ثابت هر سال پس از کسر استهلاک انباشته) شرکت i،

β1 و β2 و α0 ضرایب رابطه و ξi,t خطای رابطه شرکت i در سال t

سپس ضرایب بدست آمده از رابطه (4) در رابطه (5) بکار می‌رود تا اقلام تعهدی غیراختیاری به شرح رابطه (5) بدست آید:

NDAi,t = α0 [1/Ai,t-1 ] + β1 [(∆REVi,t - ∆RECi,t )] / Ai,t-1 +    β2 ( PPEi,t / Ai,t-1)     رابطه (5)

∆RECi,t: تغییر در حساب‌های دریافتنی (تفاوت حساب‌های دریافتنی پایان هر سال با حساب‌های دریافتنی ابتدای همان سال) شرکت i در سال t

از تفاضل جمع اقلام تعهدی و اقلام تعهدی غیراختیاری، اقلام تعهدی اختیاری به شرح رابطه (6) بدست می‌آید:

DA i,t = [ TA i,t / Ai,t] - NDAi,tرابطه (6)            

 

 

ج) محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی: به منظور بررسی محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی از رابطه (7) استفاده می‌شود [31]:

 

RETit = α + β1CFOit + β2ACCRit + εitرابطه (7)   

 

 بازده سهام سالانه : RETit

: CFOit جریان وجوه نقد عملیاتی تقسیم بر جمع دارایی‌ها در اول دوره

: ACCRit اقلام تعهدی عملیاتی تقسیم بر جمع دارایی‌ها دراول دوره

β2: به عنوان شاخص محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی در نظر گرفته می‌شود.

شاخص‌های اندازه‌گیری ریسک غیرسیستماتیک

ریسک در زبان عرف عبارت است از احتمال خطری که به علت عدم اطمینان در مورد وقوع حادثه‌ای در آینده ایجاد می‌شود. هر چقدر این عدم اطمینان بیشتر باشد، اصطلاحاً گفته می‌شود که ریسک زیادتر است [10]. دیدگاه دیگری در خصوص تعریف ریسک وجود دارد که تنها به جنبه منفی نوسان‌ها توجه دارد. هیوب ریسک را احتمال کاهش درآمد یا از دست دادن سرمایه تعریف می‌کند [44].

بنابراین برای تعریف ریسک می‌توان دو دیدگاه ارائه کرد:

دیدگاه اول: ریسک به عنوان هرگونه نوسان‌ احتمالی بازدهی اقتصادی در آینده.

دیدگاه دوم: ریسک به عنوان نوسان‌ احتمالی منفی بازدهی اقتصادی در آینده (ریسک نامطلوب).

بر اساس این دو دیدگاه، دو نظریه مدرن و فرامدرن پرتفوی شکل گرفته است که نظریه مدرن پرتفوی به سنجش ریسک از دیدگاه اول و نظریه فرامدرن پرتفوی به سنجش و ارزیابی ریسک از دیدگاه دوم (ریسک نامطلوب) می‌پردازد. ریسک غیرسیستماتیک آن قسمت از تغییرات در بازده اوراق بهادار است که ارتباطی با تغییرپذیری کل بازار ندارد.

این نوع ریسک منحصر به اوراق بهادار خاصی است و به عواملی همچون ریسک تجاری، ریسک مالی، ریسک نقدینگی بستگی دارد [17].

برای محاسبه ریسک، از رابطه قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM) استفاده شده است:

 

رابطه (8)

Rm: بازده پرتفوی بازار؛ : بازده دارایی‌های بدون ریسک؛ : بازده مورد انتظار دارایی‌های i؛ βi: ریسک سیستماتیک.

با تخمین این رابطه،  به عنوان معیار ریسک سیستماتیک استخراج می‌شود و  (انحراف معیار خطاها) نیز به عنوان معیار ریسک غیرسیستماتیک در نظر گرفته شده است.

فاما و فرنچ مدل سه عاملی β، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار را با استفاده از مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای طراحی کردند. این مدل که یک رگرسیون چند متغیره برای بررسی عوامل موثر بر بازده پرتفوی است، به شرح رابطه (9) ارائه شده است:

 

E(Ri) - Rf  =bi(E(Rm) - R) + Si ×E(SMB) + hi ×E(HML) رابطه (9)                       

در این رابطه E(Rm )- Rf بازده اضافی شرکت نسبت به بازده بدون ریسک است. این بازده اضافی به سه عامل مربوط می‌شود. عامل اول صرف ریسک بازار است؛ که همان عامل بتای ارائه شده توسط CAPM می‌باشد. این عامل از طریق (Rm - Rf)  اندازه‌گیری می‌شود و در مدل فاما و فرنچ، عامل بازار (MKT) نامیده می‌شود. عامل دوم، تفاوت بین میانگین بازده‌های پرتفوی سهام شرکت‌های کوچک و پرتفوی سهام شرکت‌های بزرگ است؛ که به آن عامل اندازه (SMB) می‌گویند:

 

SMB = (S/L+S/M+S/H)/3 – (B/L+ B/M+ B/H)/3رابطه (10)                                

S/L: شرکت‌هایی که از نظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آن‌ها پایین‌تر است. S/M: شرکت‌هایی که از نظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آن‌ها متوسط است. S/H: شرکت‌هایی که از نظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آن‌ها بالا است.

B/L: شرکت‌هایی که از نظر اندازه بزرگ هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آن‌ها پایین‌تر است.

 B/M: شرکت‌هایی که از نظر اندازه بزرگ هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آن‌ها متوسط است.

 B/H: شرکت‌هایی که از نظر اندازه بزرگ هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آن‌ها بالا است.

عامل سوم تفاوت بین میانگین بازده‌های پرتفوی سهام شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پرتفوی سهام شرکت‌های با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین است؛ که عمومآً عامل ارزش (HML) نامیده می‌شود:

HML=(S/H+B/H)/2 – (S/L+B/L)/2رابطه (11)  

در نهایت فاما و فرنچ )1993(، رگرسیون مورد انتظار برای پیش‌بینی بازده سهام در مدل سه عاملی خود را به صورت رابطه (12) ارائه نمودند:

Ri-Rf= ai+ bi* MKT + si * SMB + hi * HML + eiرابطه (12)                                                  

در این رابطه ai میانگین بازده غیر عادی سهام i می‌باشد؛ که در فرضیه مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای معادل صفر در نظر گرفته شده است. bi، si و  hi به ترتیب عوامل بازار، اندازه و ارزش پرتفویi  می‌باشند. ei  بازده خاص پرتفوی i با میانگین صفر است.

در این پژوهش به پیروی از راج کاپول و موهان[50] از VAR FFADJکه برابر متوسط واریانس ماهانه بازده‌های مازاد مدل سه عاملی فاما و فرنچ (باقیمانده‌های حاصل از رگرسیون بازده روزانه سهام شرکت بر مبنای عوامل سه‌گانه) می‌باشد، جهت محاسبه ریسک غیرسیستماتیک استفاده شده است.

مدل اصلی پژوهش

مدل‌های رگرسیون چند متغیره پژوهش، با در نظر گرفتن متغیر مستقل پژوهش (ویژگی‌های کیفیت اقلام تعهدی) و متغیر وابسته (ریسک غیرسیستماتیک) و متغیرهای کنترلی (بازده سهام، اندازه شرکت، ارزش دفتری به ارزش بازار، اهرم مالی) برای هر کدام از فرضیه‌ها به شرح رابطه (13) می‌باشد [53]:

 

ΒCAP = β0 + β1Qaccrual + β2VCFO

 + β3CFO + β4RE + β5SIZE +

 β6B/M + β7lev + ε                  رابطه (13)

CAPβ:  ریسک غیر سیستماتیک، که با استفاده از مدل CAPM و فاما و فرنچ اندازه‌گیری شده است.

Qaccrual: کیفیت اقلام تعهدی، که با استفاده از رابطه‌های (2)، (6) و (7) اندازه‌گیری شده است.

:VCFO نوسان‌های جریان نقدی است. والتیناهو [50] نشان می‌دهد که بازده مورد انتظار در سطح بنگاه تابعی از اخبار مربوط به بازده مورد انتظار و جریان‌های نقدی غیرمنتظره می‌باشد. به‌عبارت دیگر نوسان‌های غیرسیستماتیک بازده به انحراف معیار جریان‌های نقدی مربوط می‌باشد. از این رو برای کنترل نوسان‌های جریان‌های نقدی، از انحراف معیار جریان‌های نقدی به شرح رابطه (14) استفاده می‌شود.

میانگین کل دارایی‌ها / (جریان نقد عملیاتی) = σ نوسان‌های جریان نقدی                      رابطه (14)

 :CFOجریان‌های نقدی عملیاتی

RE: بازده سهام عادی

 :SIZEاندازه شرکت، که به صورت لگاریتم طبیعی ارزش بازار سرمایه شرکت در پایان سال مالی محاسبه خواهد شد. پاستور و ورونوسی [41] نشان دادند که شرکت‌های کوچک نوسان‌های زیادی در بازده خود تجربه می‌کنند.

 :B/Mارزش دفتری به ارزش بازار، که به صورت نسبت کل دارایی‌ها منهای بدهی‌ها تقسیم بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام اندازه‌گیری می‌شود. در این پژوهش انتظار می‌رود یک ارتباط منفی بین ارزش دفتری به ارزش بازار و ریسک غیرسیستماتیک وجود داشته باشد، زیرا شرکت‌های دارای فرصت رشد بیشتر احتمالا ریسک بیشتر را تجربه کنند.

:lev اهرم مالی شرکت‌ها، که به صورت نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها محاسبه می‌گردد. از آنجایی که شرکت‌های اهرمی، بیشتر آشفتگی مالی را تجربه می‌کنند، انتظار می‌رود یک ارتباط مثبت بین نوسان‌های بازده سهام (ریسک) و اهرم مالی وجود داشته باشد.

 

یافته‌های پژوهش

آزمون نرمال بودن

جهت بررسی نرمال بودن متغیرهای این پژوهش از آزمون «کولموگروف ـ اسمیرنوف» استفاده شده است:

نگاره 1. آزمون نرمال بودن متغیرها

متغیرها

Z کولموگروف ـ اسمیرنوف

‌معنی‌داری

RC

031/1

238/0

RF

712/0

691/0

ACC

450/0

299/0

ICA

741/0

642/0

ACR

777/0

582/0

SIZE

235/1

094/0

FL

315/1

331/0

M/B

917/0

370/0

R

558/0

88/0

VCFO

390/1

142/0

CFO

373/1

427/0

همان‌طور که ملاحظه می‌شود از آنجایی که سطح معنی‌داری در همه متغیرها بیش از 05/0 می‌باشد؛ بنابراین متغیرهای پژوهش دارای توزیع نرمال می‌باشند.

آزمون F لیمر و آزمون هاسمن

برای تعیین مدل مورد استفاده در داده‌های ترکیبی از آزمون F لیمر و هاسمن استفاده شده است. آزمون F لیمر برای تعیین بکارگیری مدل اثرات تابلویی در مقابل تلفیق کل داده‌ها انجام گرفته است. آزمون هاسمن نیز برای تعیین استفاده از مدل اثرات ثابت در مقابل اثر تصادفی انجام می‌شود. آزمون هاسمن بر پایه وجود یا عدم وجود ارتباط بین خطای رگرسیون تخمین زده شده و متغیرهای مستقل مدل شکل گرفته است. اگر چنین ارتباطی وجود داشته باشد، مدل اثر ثابت؛ و اگر این ارتباط وجود نداشته باشد، مدل اثر تصادفی کاربرد خواهد داشت. برای تعیین روش تخمین، آزمون F لیمر و هاسمن برای مدل‌های پژوهش به شرح ذیل انجام شده است:


نگاره 2. آزمون F لیمر و نتایج آزمون هاسمن

فرضیه

مدل‌های پژوهش

آماره

مقدار آماره

معنی‌داری

نتیجه آزمون

فرضیه

(شاخص اول)

مدل CAPEM

F لیمر

2.4099

000/0

H0رد می‌شود

هاسمن

105.4503

000/0

H0رد می‌شود

مدل فاما و فرنچ

F لیمر

1.9169

000/0

H0رد می‌شود

هاسمن

101.3792

000/0

H0رد می‌شود

فرضیه

(شاخص دوم)

مدل CAPEM

F لیمر

1.0044

000/0

H0رد می‌شود

هاسمن

106.2431

000/0

H0رد می‌شود

مدل فاما و فرنچ

F لیمر

1.3925

000/0

H0رد می‌شود

هاسمن

103.6712

000/0

H0رد می‌شود

فرضیه

(شاخص سوم)

مدل CAPEM

F لیمر

3.1648

000/0

H0رد می‌شود

هاسمن

101.8916

000/0

H0رد می‌شود

مدل فاما و فرنچ

F لیمر

2.7955

000/0

H0رد می‌شود

هاسمن

112.4503

000/0

H0رد می‌شود

 

احتمال آماره F لیمر برای هر سه شاخص کوچکتر از 5 درصد است؛ بنابراین فرض مدل تلفیقی تائید نمی‌شود. به بیان دیگر، اثرات فردی و یا گروهی وجود دارد و باید از روش داده‌های تابلویی برای برآورد مدل استفاده گردد. در مرحله بعد، برای تعیین استفاده از مدل اثرات ثابت در مقابل تصادفی آزمون هاسمن انجام شده است. مقدار احتمال آزمون تمام فرضیه‌ها کمتر از 5 درصد است، بنابراین فرضیه مدل اثرات ثابت رد نمی‌شود. با توجه به نتایج آزمون F و هاسمن برای برآورد پارامترها و آزمون فرضیه‌ها مدل اثرات ثابت استفاده شده است.

آمار توصیفی

 

 

 

 

 


نگاره 3. تحلیل توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر

تعداد

حداقل

حداکثر

میانگین

انحراف معیار

واریانس

چولگی

کشیدگی

RC

455

83/0

84/1

365/0

14209/0

020/0

318/0

041/0-

RF

455

93/2-

74/4

776/0

159593/0

025/0

376/0

468/0

ACC

455

38590

25676876

146239

872668/0

695/0

109/0

549/0

ICA

455

23328/0-

220/1

14789/0

15818/0

025/0

966/0

655/0

ACR

455

5078/0-

9374/0

02983/0

08683/0

008/0

404/0

354/0

SIZE

455

13/0

99/4

021/2

15366/0

024/0

513/0-

109/0

FL

455

053/-

811/1

875/0

28858/0

083/0

434/0

615/0

M/B

455

3702

56595170

1158635

361/0

100/0

280/1-

953/1-

R

455

88/25-

74/62

776/13

840/0

388/0

34/0

261/0

VCFO

455

3456

80946

17292

1780/0

032/0

258/0-

640/0

CFO

455

768177-

309250

1309250

153/0

024/1

651/1-

226/0

 

با توجه به آماره توصیفی، شاخص پراکندگی این متغیرها در شرکت‌های مختلف کم است. ستون پنجم میانگین داده‌های پژوهش را به تفضیل نشان می‌دهد. این ستون بیانگر مرکز ثقل و میزان تمرکز داده‌ها می‌باشد. بیشترین انحراف معیار مربوط به اقلام تعهدی با مقدار 872/0 و کمترین انحراف معیار مربوط به توانایی اقلام تعهدی با مقدار 086/0 برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی می‌باشد. چولگی و کشیدگی متغیرها نیز نشان‌دهنده تفاوت توزیع متغیرهای پژوهش با توزیع نرمال می‌باشد.

نتایج آزمون فرضیه

نتایج حاصل از تحلیل رگرسیون شاخص اول اندازه‌گیری اقلام تعهدی (توانایی اقلام تعهدی) در نگاره (4) ارائه شده است:


نگاره 4. نتایج آزمون شاخص اول

نام متغیر

مدلCAPM

مدل فاما و فرنچ

ضریب

سطح معنی‌داری

ضریب

سطح معنی‌داری

آلفا

378/8-

001/0

295/1

000/0

توانایی اقلام تعهدی

076/0-

000/0

201/0-

000/0

ارزش بازار به ارزش دفتری

39/0-

647/0

477/0-

331/0

اندازه شرکت

745/0-

000/0

241/0-

001/0

نوسان‌های جریان نقدی عملیاتی

028/0

335/0

188/0

414/0

بازده سهام

278/0-

000/0

366/0-

000/0

اهرم مالی

772/0

000/0

883/0

000/0

دوربین واتسون

708/1

_

941/1

_

آماره F

539/4

001/0

610/17

000/0

ضریب همبستگی

866/0

_

702/0

_

ضریب تعیین

75/0

_

492/0

_

ضریب تعیین تعدیل شده

74/0

_

491/0

_

 

همان‌گونه که این نگاره نشان می‌دهد، متغیرهای توانایی اقلام تعهدی، اندازه شرکت، بازده سهام و اهرم مالی رابطه معناداری با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدلCAPM  دارند. ضریب متغیرها نشان می‌دهد که تأثیر اهرم مالی بر ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدل CAPM از سایر متغیرهای مورد بررسی بیشتر است. متغیر اهرم مالی، رابطه مستقیم و توانایی اقلام تعهدی برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی، اندازه شرکت و بازده سهام رابطه‌ معکوس با ریسک غیر‌سیستماتیک بر مبنای مدلCAPM  دارند. با توجه به مقدار آماره F، الگوی رگرسیون برازش شده معنادار است و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها 74 درصد از تغییرات ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل CAPM را توضیح می‌دهند. همچنین متغیرهای توانایی اقلام تعهدی، اندازه شرکت، بازده سهام و اهرم مالی رابطه معناداری با ریسک غیر‌سیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ دارند. ضریب متغیرها نشان می‌دهد که تأثیر اهرم مالی بر ریسک غیر‌سیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ از سایر متغیرهای مورد بررسی بیشتر است. متغیر اهرم مالی، رابطه مستقیم و متغیرهای توانایی اقلام تعهدی، اندازه شرکت، بازده سهام رابطه معکوس با ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ دارند. با توجه به مقدار آماره F، الگوی رگرسیون برازش شده معنادار است و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها 2/49 درصد از تغییرات ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ را توضیح می‌دهند.

نتایج حاصل از تحلیل رگرسیون شاخص دوم اندازه‌گیری اقلام تعهدی (اقلام تعهدی اختیاری) در نگاره (5) ارائه شده است:

 

نگاره 5. نتایج شاخص دوم

نام متغیر

مدل CAPM

مدل فاما و فرنچ

ضریب

سطح معنی‌داری

ضریب

سطح معنی‌داری

آلفا

261/1

000/0

544/3

000/0

اقلام تعهدی اختیاری

771/0-

001/0

505/0-

000/0

ارزش بازار به ارزش دفتری

863/0-

237/0

077/0

381/0

اندازه شرکت

522/0-

011/0

808/0-

002/0

نوسان‌های جریان نقدی عملیاتی

605/0

225/0

126/1

103/0

بازده سهام

093/0-

003/0

405/0-

000/0

اهرم مالی

926/0

000/0

106/1

000/0

دوربین واتسون

739/1

_

703/1

_

آماره F

963/7

000/0

530/10

000/0

ضریب همبستگی

814/0

_

831/0

_

ضریب تعیین

6626/0

_

692/0

_

ضریب تعیین تعدیل شده

6609/0

_

691/0

_

 

همان‌گونه که این نگاره نشان می‌دهد، متغیرهای اقلام تعهدی اختیاری، اندازه شرکت، بازده سهام و اهرم مالی رابطه معناداری با ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدلCAPM  دارند. ضریب متغیرها نشان می‌دهد که تأثیر اهرم مالی بر ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدل CAPM از سایر متغیرهای مورد بررسی بیشتر است. متغیر اهرم مالی، رابطه مستقیم و اقلام تعهدی، اندازه شرکت و بازده سهام رابطه معکوسی با ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدل CAPM دارند.

با توجه به مقدار آماره F، الگوی رگرسیون برازش شده معنادار است و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها 74 درصد از تغییرات ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدل CAPM را توضیح می‌دهند. متغیرهای اقلام تعهدی اختیاری، اندازه شرکت، بازده سهام و اهرم مالی رابطه معناداری با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ دارند. ضریب متغیرها نشان می‌دهد که تأثیر اهرم مالی بر ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ از سایر متغیرهای مورد بررسی بیشتر است. متغیر اهرم مالی، رابطه مستقیم و اقلام تعهدی، اندازه شرکت و بازده سهام رابطه معکوسی با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ دارند. با توجه به مقدار آماره F الگوی رگرسیون برازش شده معنادار است و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها 2/69 درصد از تغییرات ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ را توضیح می‌دهند.

نتایج حاصل از اجرای رگرسیون شاخص سوم اندازه‌گیری اقلام تعهدی (محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی) در نگاره (6) نشان داده می‌شود:


نگاره 6. نتایج شاخص سوم

نام متغیر

مدل CAPM

مدل فاما و فرنچ

ضریب

سطح معنی‌داری

ضریب

سطح معنی‌داری

آلفا

980/1

000/0

870/3

000/0

محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی

399/0-

000/0

145/0-

001/0

ارزش بازار به ارزش دفتری

470/0

238/0

394/0

553/0

اندازه شرکت

276/0-

017/0

299/0-

000/0

نوسان‌های جریان نقدی عملیاتی

044/0

735/0

329/0

074/0

بازده سهام

431/0-

000/0

107/0-

000/0

اهرم مالی

691/0

001/0

509/0

000/0

دوربین واتسون

687/1

_

763/1

_

آماره F

683/45

000/0

544/5

000/0

ضریب همبستگی

781/0

_

767/0

_

ضریب تعیین

61/0

_

589/0

_

ضریب تعیین تعدیل شده

60/0

_

582/0

_

 

متغیرهای محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی، اندازه شرکت، بازده سهام و اهرم مالی رابطه معناداری با ریسک غیر‌سیستماتیک بر مبنای مدلCAPM  دارند.

ضریب متغیرها نشان می‌دهد که تأثیر اهرم مالی بر ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل CAPM از سایر متغیرهای مورد بررسی بیشتر است. متغیر اهرم مالی، رابطه مستقیم و متغیرهای محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی، اندازه شرکت و بازده سهام رابطه معکوسی با ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدل CAPM دارند.

با توجه به مقدار آماره F الگوی رگرسیون برازش شده معنادار است و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها 74 درصد از تغییرات ریسک غیر سیستماتیک بر مبنای مدلCAPM  را توضیح می‌دهند. همچنین متغیرهای محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی، اندازه شرکت، بازده سهام و اهرم مالی رابطه معناداری با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ دارند. ضریب متغیرها نشان می‌دهد که تأثیر اهرم مالی بر ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ از سایر متغیرهای مورد بررسی بیشتر است.

متغیر اهرم مالی، رابطه مستقیم و متغیرهای محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی، اندازه شرکت، بازده سهام رابطه معکوسی با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ دارند. با توجه به مقدار آماره F، الگوی رگرسیون برازش شده معنادار است و با توجه به ضریب تعیین، این متغیرها 9/58 درصد از تغییرات ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل فاما و فرنچ را توضیح می‌دهند.

 

نتیجه‌گیری

کیفیت اقلام تعهدی را می‌توان درجه نزدیکی سود شرکت با میزان جریان‌های نقدی ایجاد شده تعریف کرد. در این پژوهش رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک غیرسیستماتیک مورد بررسی قرار گرفت. برای اندازه گیری کیفیت اقلام تعهدی از سه شاخص توانایی اقلام تعهدی، اقلام تعهدی اختیاری و محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی استفاده شد. نتایج نشان داد که بین توانایی اقلام تعهدی در پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی و محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل CAPM و فاما و فرنچ رابطه‌ای معکوس وجود دارد.

بنابراین کیفیت پایین اقلام تعهدی منجر می‌شود که ریسک سرمایه‌گذار در ارتباط با تصمیم‌گیری در مورد یک شرکت خاص افزایش یابد. همچنین بین میزان اقلام تعهدی اختیاری با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل CAPM و فاما و فرنچ رابطه‌ای مستقیمی وجود دارد. در نتیجه، از آنجایی که اقلام تعهدی اختیاری با توجه به تصمیمات مدیریت واحد تجاری قابل تغییر هستند (تحت تأثیر رویه‌ها و خط مشی‌های انتخابی شرکت قرار دارند و هر چه مدیریت اختیار عمل بیشتری برای دست‌کاری اقلام تعهدی داشته باشد، امکان بهره‌گیری از آن‌ها برای متأثر کردن سود افزایش می‌یابد)، می‌توانند ریسک غیرسیستماتیک شرکت که مربوط به اطلاعات نادرست در تصمیمات مالی است را افزایش دهند.

این یافته منطبق بر یافته‌های رج گوپال و ونکاتاچلم [50] و کمپل و همکاران [32] می‌باشد. ضمناً بین اندازه شرکت و بازده با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل CAPM و فاما و فرنچ رابطه‌ معکوس وجود دارد. لذا شرکت‌های بزرگ‌تر با توجه به دارا بودن منابع سرمایه‌ای بالا و وجود مدیران مالی خبره در تصمیمات مالی، دارای بازده سهام بالا و ریسک غیرسیستماتیک پایینی هستند. بین اهرم مالی با ریسک غیرسیستماتیک بر مبنای مدل CAPM و فاما و فرنچ رابطه‌ای مستقیم وجود دارد. از این رو، هر چه بدهی‌های بلند‌مدت شرکت‌ها افزایش می‌یابد، ریسک ورشکستگی شرکت بالا می‌رود و این امر موجب افزایش ریسک غیرسیستماتیک شرکت می‌شود.

این پژوهش با توجه به شواهد حاصل از مطالعه و نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌، پیشنهادهایی برای سازمان بورس اوراق بهادار تهران، مدیریت شرکت‌ها، سهامداران، بستانکاران، بانک‌ها و موسسات اعتباری، دانشجویان و پژوهشگران به شرح زیر دارد:

1- با توجه به نتایج پژوهش، از آنجایی که کیفیت اقلام تعهدی (توانایی اقلام تعهدی، محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی و اقلام تعهدی اختیاری) رابطه معناداری با ریسک غیرسیستماتیک شرکت‌ها دارد؛ پیشنهاد می‌شود سازمان بورس اوراق بهادار تهران نظارت بیشتری بر بکارگیری اصول نظارتی راهبری شرکتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران داشته باشد.

2- از آنجایی که میزان بالا بودن اقلام تعهدی اختیاری موجب دستکاری بیشتر سود توسط مدیریت می‌شود و این امر منجر به افزایش ریسک غیرسیستماتیک شرکت می‌شود، پیشنهاد می‌گردد که سهامداران نظارت بیشتری بر اقدامات مدیران داشته باشند و با قراردادن افراد غیرموظف در ترکیب اعضا هیأت مدیره از تصمیمات مدیریت کاملاً آگاه باشند.

3- پیشنهاد می‌شود در شرکت‌های بورسی ایران، حسابرسی صورت‌های مالی توسط موسسات معتبر و سازمان حسابرسی انجام شود. زیرا محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی تأثیر به سزایی بر تصمیمات مالی شرکت‌ها و مقابله با ریسک غیرسیستماتیک شرکت دارد.

پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آینده

1- بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی، تورم، بهای نفت و نرخ ارز بر روی روابط کیفیت اقلام تعهدی و ریسک غیرسیستماتیک.

2- مطالعه تأثیر نوع صنعت بر روی روابط کیفیت اقلام تعهدی و ریسک غیرسیستماتیک.

3- بررسی رابطه بین کفیت اقلام تعهدی و سودآوری آتی

- احمدپور کاسگری، احمد و مریم عجم. (1389). بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه بورس اوراق بهادار، شماره 11، صص 124-107.

2- احمد‌پور، احمد و صادق پیکر نگار قلعه رودخانی. (1391). تبیین رابطه بین اجزای کیفیت اقلام تعهدی و همزمانی قیمت در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه بورس اوراق بهادار، شماره16، صص 151-137.

3- احمدی، موسی و سمیه آقا‌ لطیفی. (1389). تأثیر جریان نقد عملیاتی و سود خالص بر بازده سهام شرکت‌های خودروسازی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از الگوی داده‌های تلفیقی. فصلنامه مطالعات کمی در مدیریت، شماره1، صص 116 – 101.

4- بادآور نهندی، یونس، برادران حسن‌زاده، رسول، بلوری، امین و سعید محمودزاده باغبانی. (1389). بررسی تأثیر ساختار مالکیت و سرمایه بر میزان هموارسازی سود شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره8، صص 94-75.

5- پیری، پیروز، دیدار، حمزه و سیما خدایار یگانه. (1393). بررسی توانایی مدیریت بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌های پذیرفته‌شده دربورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره21، صص 118-99.

6- حساس یگانه، یحیی، دیدار، حمزه و احمد اسکندری. (1393). بررسی رابطه بین حاکمیت شرکتی و کیفیت اقلام تعهدی اختیاری و غیراختیاری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره 19، صص 1-14.

7- جعفری صمیمی، احمد، یحیی‌زاده‌فر، محمود و رحیم امین‌زاده. (1383). بررسی رابطه بین اندازه‌های پرتفوی و ریسک غیر سیستماتیک سهام عادی در ایران. تحقیقات اقتصادی، شماره 69، صص 260-239.

8- خدامی‌پور، احمد و رضا پور‌احمد. (1389). بررسی توانایی متغیر‌های مالی در پیش‌بینی جریان‌های نقدی عملیاتی با در نظرگرفتن وقفه‌های زمانی خاص. پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره 3، صص 100-87 .

9- خواجوی، شکراله و امین ناظمی. (1384). بررسی ارتباط بین کیفیت سود و بازده سهام با تاکید بر نقش ارقام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 40، صص 60-37 .

10- راعی، رضا و علی سعیدی. (1383). مبانی مهندسی مالی و مدیریت ریسک. انتشارات دانشکده مدیریت دانشگاه تهران و انتشارات سمت.

11- رحمانی، علی و زهرا علیمردانی. (1390). ارتباط بین ریسک غیرسیستماتیک و بازده. دانش آموخته‌ی کارشناسی ارشد مدیریت، مالی دانشکده علوم اقتصادی.

12- رحمانی، علی و فرهاد فلاح نژاد. (1389). تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه سهام عادی. پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره 3، صص 30-17.

13- رسائیان، امین و وحید حسینی. (1387). رابطه کیفیت اقلام تعهدی و هزینه سرمایه در ایران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 53، صص 82- 67.

14- رضا زاده، جواد و شریف ظاهری. (1391). اقلام تعهدی اختیاری، ریسک سیستماتیک و ناتوانی مالی شرکت. پژوهش‌های تجربی حسابداری مالی، شماره 2، صص 27-40.

15- رهنمای رود‌پشتی، فریدون و زهرا امیر حسینی. (1389). تبیین مدل قیمت‌گذاری دارای سرمایه‌ای: مقایسه تطبیقی مدل‌ها. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 62، صص 68-46.

16- دانش عسگری، تهمینه. (1390). بررسی تأثیر پیش‌بینی سود مدیریت بر ریسک و ارزش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد اراک.

17- شباهنگ، رضا. (1381). تئوری حسابداری جلد اول. مرکز تحقیقات تخصصی حسابداری و حسابرسی، سازمان حسابرسی، نشریه 151، چاپ اول.

18- عرب مازاریزدی، محمد، مشایخی، بیتا و افسانه رفیعی. (1385). محتوای اطلاعاتی جریان‌های نقدی و تعهدی در بازار سرمایه. بررسی‌های حسابدرای و حسابرسی، شماره 1، صص 118-99.

19- فروغی، داریوش و اکبر نعل‌شکن. (1389). تأثیر ریسک غیرسیستماتیک بر بازده سهام. فصلنامه علمی دانشجویان حسابداری و مدیریت مالی، شماره 3، صص 233-215.

20- قائمی، محمدحسین، لیوانی، جمال و سجاد ده‌بزرگی. (1387). کیفیت سود و بازده سهام شرکت‌ها. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 52، صص 88-71 .

21- قنبری، علی، خضری، محسن و رقیه ترکی سمایی. (1388). تخمین ریسک سیستماتیک در مقیاس‌های زمانی مختلف با استفاده از آنالیز موجک برای بورس اوراق بهادار تهران. اقتصاد مقداری، شماره 4، صص 29-50.

22- ولی‌پور، هاشم. (1388). مربوط بودن نوسانات جریان‌های نقدی برای پیش‌بینی بازده سهام. مجله مهندسی مالی و مدیریت پرتفوی، شماره 2، صص 65-43.

23- مجتهدزاده، ویدا و مریم طارمی. (1384). آزمون مدل سه عاملی فاما و فرنچ در بورس اوراق بهادار تهران جهت پیش‌بینی بازده سهام. پیام مدیریت، شماره 1 و 18، صص 109-132.

24- مشایخی، بیتا، مهرانی، ساسان، کرمی، غلامرضا و کاوه مهرانی. (1384). نقش اقلام تعهدی اختیاری در مدیریت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 42، صص 74-61.

25- نوروش، ایرج و عباس وفادار. (1378). بررسی سودمندی اطلاعات حسابداری در ارزیابی ریسک بازار شرکت‌ها در ایران، مجله حسابدار، شماره 135، صص 28-16.

26- نوروش، ایرج، ناظمی، امین و محمد حیدری. (1385). کیفیت اقلام تعهدی و سود با تاکید بر نقش خطای برآورد اقلام تعهدی. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 43، صص 160-135.

27- نیکو مرام، هاشم و یونس بادآور نهندی. (1388). تبیین و ارائه‌ی الگویی برای تعیین و ارزیابی عوامل موثر بر کیفیت گزارشگری مالی در ایران. فراسوی مدیریت، شماره 8، صص 187-141.

28- A. Rudd and Clasing. (1982). Modern portfolio theory: Illionis, Dow jones-Irwin. Pp-106

29- Barberis, N. & Huang, M. (2001). Mental Accounting, loss Aversion, and Individual Stock Returns. Journal of Finance, Vol. 56, Pp. 1247–1292.

30- Bradshaw, M. Richardson, s. and R. sloan. (2001). Do Analysts and Auditors Use Information in Accruals?. Journal of Accounting  Research, Vol. 39, Pp. 45-74.

31- Campbell, J. Y. Lettau, M. Malkiel, B. G. Xu, Y. (2001). Have Individual Stocks Become More Volatile? An Empirical Exploration of Idiosyncratic Risk. Journal of Finance, Vol. 56, Pp. 1–43.

32- Chan, K. & Chan, L. & Jegadeesh, N. & Lakonishok, J. (2006). Earnings quality and Stock Returns. Journal of Business, Forthcoming.

33- Dechow, P. & Sloan, R. & Sweeney, A. (1995). Detecting Earning Management, The Accounting Review, Vol. 70, Pp. 193-225.

34- Dechow, P. Ge, W. and Schrand, C. (2009). Understanding Earnings Qquality: A Review of the Proxies, Their Determinants and Their Consequences, Working Paper, Haas School of Business, University of California, Berkeley.

35- Easley, D. O’Hara, M. (2004). Information and the Cost of Capital. Journal of Finance, Vol. 69, Pp. 1553–1583.

36- Fama, E. French, K. (1993). Common Risk Factors in the Returns on Stocks and Bonds. Journal of Financial Economics, Vol. 33, Pp. 3–56.

37- Francis, J. & Lafond, R. & Olsson, p. & Schipper, K. (2005). The Market Pricing of Accruals Quality. Journal of Accounting and Economics, Vol. 39, Pp. 295-327.

38- Francis, J & Lafond, R. & Olsson, p. & Schipper, K. (2004). Cost of Equity and Earnings Attributes. The Accounting Review, Vol. 19, Pp. 967-1010.

39- George, J. & Jiang, D. & Xu. Tong, Y. (2002). The Information Content of IdiosyncraticVolatility, Journal of financialand quantitative analysis, Vol. 44, Pp. 1-28.

40- Gordon Y. N. & Tang, W. (2003). The Relationships Between Non-Systematic Risk ,Skewness and Stock Returns During up and Down Markets. International Business Review, Vol. 20, Pp. 523-541.

41- Healy, P. Hutton, A. Palepu, K. (1999). Stock Performance and Intermediation Changes Surrounding Sustained Increases in Disclosure. Contemporary Accounting Research, Vol. 21, Pp. 485–520.

42- Hawawini, G. & Michel, P. A. (1982). The Pricing of Risky Assets on the Belgian Stock Market. Journal of Banking and Finance, Vol. 6, Pp. 161-178.

43- Hube K. )1988(. Investors Must Recall Risk, Investing Four Letter Word, Wall Street Journal Interactive Edition, January 23.

44- Jones, J. (1991). Earnings Management during Import Relief Investigation. Journal of Accounting Research, Vol. 29, Pp. 193-228.

45- Leuz, C. Verrecchia, R. (2000). Economic Consequences of Increased Disclosure. Journal of Accounting Research, Vol. 38, Pp. 91–124.

46- Mouselli, S. Jaafar, A. Hussainey, K. (2012). Accruals Quality Vis-à-Vis Disclosure Quality: Substitutes or Complements?. TheBritish Accounting Review, Vol. 44, Pp. 36-46.

47- Pastor, L. Veronesi, P. (2003). Stock Valuation and learning About Profitability. Journal of Finance, Vol. 58, Pp. 1749–1789.

48- O’Hara, M. (2003). Presidential Address: liquidity and Price Discovery. Journal of Finance, Vol. 58, Pp. 1335–1354.

49- Rajgopal, S. & Venkatachalm, M. (2011). Financial Reporting Quality and Idiosyncratic Return Volatility over the Last Four Decades. Empirical Research, University of Washington.

 50- Seraina C. Andrianos E. (2015). Accounting Quality, Information Risk and Implied Volatility Around Earnings Announcements. Journal of International Financial Markets, Institutions & Money. Vol. 34, Pp. 188–207.

51- Schipper, K. and Vincent, L. (2003). Earnings Quality. Accounting Horizons, Vol. 17 (supplement), Pp. 97-110.

52- Shubita, M. F. and M. F. Shubita. (2009). Discretionary Accruals, Market Capitalization, and Risk, Euro Journals.

53- Yasuda Yukihiro, Shin'ya Okuda, and Masaru Konishi. (2004). The Relationship Between Bank Risk and Earning Management: Evidence from Japan. Review of Quantitative Finance and Accounting, Vol. 22, Pp. 233-248

54- Xu, Y. Malkiel, B. G. (2003). Investigating the Behavior of Idiosyncratic Volatility. Journal of Business, Vol. 76, Pp. 613–644.