بررسی تأثیر ریسک نکول بدهی بر ضریب واکنش سود؛ با تأکید بر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار حسابداری، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران

2 مربی حسابداری، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران

3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه ارومیه، ارومیه، ایران

چکیده

ضریب واکنش سود، به توضیح و شناسایی دلایل متفاوت واکنش بازار به اطلاعات حسابداری می‌پردازد. یکی از اطلاعاتی که سرمایه‌گذاران و اعتبار‌دهندگان، هنگام سرمایه‌گذاری در واحد تجاری و همچنین اطمینان به واحد تجاری به آن نیاز دارند، آگاهی در مورد ریسک ‌نکول و احتمال ورشکستگی واحد تجاری است. هدف این پژوهش بررسی رابطه بین ریسک ‌نکول و ضریب واکنش سود با تأکید بر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی (نوع حسابرس، تمرکز مالکیت، استقلال هیأت‌مدیره و مالکیت نهادی) در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. نمونه آماری پژوهش را 93 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، طی سال‌های 1388 تا 1392 تشکیل می‌دهد و در مجموع 465 شرکت‌ - سال ‌بررسی شده است. نتایج به‌دست‌آمده نشان می‌دهد، ریسک نکول تأثیر منفی و معناداری بر روی ضریب واکنش سود دارد. همچنین، شواهد پژوهش حکایت از آن دارد که نوع حسابرس و استقلال هیأت‌مدیره، تأثیری بر رابطه بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود ندارند. در حالی که تمرکز مالکیت و مالکیت نهادی تأثیر مثبت و معناداری بر رابطه بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود دارند.
 

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Investigating the Relationship between the Default Risk and Earnings Response Coefficient, with an Emphasis on the Corporate Governance Characteristics in Tehran Stock Exchange listed Companies

نویسندگان [English]

  • Pari Chalaki 1
  • Farzad Ghayour 2
  • Hiva Belkameh 3
1 Urmia University
2 university
3 university
چکیده [English]

Earnings Response Coefficient explains and identifies the different reasons of the market reaction to accounting information. A piece of useful information that investors and creditors need to ensure is awareness about the risk of default risk and bankruptcy probability of the entity. The aim of the study is to investigate the relationship between the default risk and ERC with an emphasis on corporate governance characteristics (auditor type, ownership concentration, board independence and the institutional ownership) in Tehran Stock Exchange listed Companies.The sample of the research consists of 93 listed firms in Tehran Stock Exchange from 2008 to 2013, so totally 465 firm-year observations has been studied. The Results indicate that the default risk has a significant negative impact on ERC. Evidence suggests that among the corporate governance characteristics (auditor type, ownership concentration, board independence and the institutional ownership), the auditor type and board independence don't have any impact on the relationship between the default risk and ERC; while the ownership concentration and institutional ownership have a significant positive impact on the relationship between default risk and ERC.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Earnings Response Coefficient
  • Default risk
  • Abnormal returns
  • Unexpected Earnings
  • Corporate governance

سرمایه‌گذاران و اعتبار‌دهندگان برای خرید، فروش، نگهداری سهام و اعطای اعتبار به شرکت‌ها، به اطلاعات نیاز دارند. مهم‌ترین منبع اطلاعاتی برای تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران و اعتبار‌دهندگان، صورت‌های مالی است. صورت‌های مالی حاوی اطلاعات مهمی هستند که واکنش سرمایه‌گذاران به این اطلاعات اثر قابل توجهی بر تصمیم‌گیری آن‌ها دارد. سرمایه‌گذاران منطقی، سرمایه‌گذاری را به‌منظور کسب سود و افزایش آن انجام می‌دهند. بنابراین سود، عنصر اساسی است که بر تصمیمات استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی‌ تأثیر می‌گذارد ]6[.

پژوهش‌های حسابداری مبتنی بر بازار که شاخه‌ای از حسابداری است، به بررسی رابطه بین اطلاعات حسابداری و ارزش شرکت می‌پردازد. از جملۀ این پژوهش‌ها می‌توان به پژوهش بال و براون ]13[ که در مورد بررسی رابطه بین سود حسابداری و بازده اوراق بهادار انجام شد، اشاره کرد. آن‌ها نشان دادند، شرکت‌های با اخبار خوب،‌ بازده غیرعادی مثبت و با اخبار بد، بازده غیرعادی منفی دارند. با وجود این، یکی از مهم‌ترین تصمیماتی که پژوهشگران تجربی حسابداری مالی از پژوهش بال و براون ]13[ گرفتند، این بود که واکنش‌های بازار در برابر اطلاعات مربوط به سود را شناسایی و توجیه کنند. آنها به این واکنش‌ها ضریبی را اختصاص دادند که به آن، ضریب واکنش سود (ERC)[1] می‌گویند.

ضریب واکنش سود شاخصی است که بازده غیرمنتظره اوراق بهادار را نسبت به سود غیرمنتظره گزارش‌شده ازسوی شرکت منتشرکنندۀ اوراق بهادار، اندازه‌گیری می‌کند و نشان می‌دهد. این ضریب به توضیح و شناسایی دلایل متفاوت واکنش بازار به اطلاعات حسابداری می‌پردازد، چرا که واکنش‌های متفاوت سرمایه‌گذاران نسبت به اطلاعات سود، موجب واکنش‌های متفاوت بازار می‌گردد ]31[.

بررسی محتوای اطلاعاتی سود حسابداری، از دیرباز مورد توجه پژوهشگران بوده است. بر اساس شکل نیمه‌قوی فرضیۀ بازار کارا، قیمت اوارق بهادار، بازتاب کامل تمام اطلاعات عمومی شده است؛ بنابراین انتظار می‌رود، به‌دنبال اعلان سود شرکت، بازار به آن واکنش نشان دهد، اما تنها به میزان تغییرات جزء غیرمنتظره اخبار. میزان تغییرات قیمت سهام، به سبب تغییر غیرمنتظره سود، به‌وسیلۀ ضریب واکنش سود نشان داده می‌شود ]25[.

منظور از محتوای اطلاعاتی یک معیار حسابداری، میزان استفاده و فایدۀ آن در فرایند تصمیم‌گیری فعالان بازار سرمایه است. وجود محتوای اطلاعاتی در اطلاعات منتشر‌شده ازسوی واحدهای تجاری، منجر به تغییر در رفتار سرمایه‌گذاران می‌شود. تغییر رفتار سرمایه‌گذاران برای انجام سرمایه‌گذاری در بورس به‌عنوان واکنش بازار سرمایه‌ بررسی می‌شود. از آنجایی که واکنش بازار سرمایه با واکنش سرمایه‌گذاران ارتباط دارد، باید گفت ارائۀ اطلاعات بدونِ محتوای اطلاعاتی، توان تأثیر‌گذاری بر بازار سرمایه ندارد و موجب تحریک بازار سرمایه نمی‌شود ]10[.

پویایی بازار سرمایه به اعتماد سرمایه‌گذاران بستگی دارد و سرمایه‌گذاران با استفاده از اطلاعات مالی قابل اتکا تصمیمات خود را می‌گیرند. یکی از فرضیه‌های مطرح در حوزۀ حسابداری این است که حاکمیت شرکتی باعث افزایش قابلیت اتکای گزارشگری مالی می‌شود ]5[. اگر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی در شرکت‌ها به صورت قانونمند اعمال گردد، قابلیت اتکای سود افزایش یافته و سهامداران به سود‌های اعلام‌شدۀ شرکت‌های مذکور اتکا خواهند کرد و واکنش مناسب در قبال آن نشان خواهند داد که این موضوع در قیمت بازار سهام شرکت‌های مذکور منعکس خواهد شد ]1[. ریسک نکول، قدیمی‌ترین ریسک مالی است و حتی قبل از بروز نخستین نشانه‌های ریسک نرخ ارز و نرخ ریسک بهره، وجود داشته است ]33[. ریسک نکول‌ با حاکمیت شرکتی خوب و مدیریت مناسب آن، کاهش می‌یابد و حاکمیت شرکتی ضعیف، وضعیت مالی یک شرکت را مختل می‌کند و ذی‌نفعان را در معرض زیان قرار می‌دهد. انتظار می‌رود شرکتی با حاکمیت شرکتی مناسب، بهتر بتواند تعهدات بدهی خود را به‌منظور اجتناب از پیامدهای نامطلوبی که نه‌تنها بر ارزش بدهی، بلکه بر ارزش حقوق صاحبان سهام ‌تأثیر می‌گذارد، مدیریت کند ]25[.

این پژوهش درصدد است که با استفاده از رویکرد محتوای اطلاعاتی سود به بررسی میزان تأثیر‌پذیری سود غیرمنتظره (ضریب واکنش سود) از بازده غیرعادی با توجه به تأثیر عامل ریسک نکول[2] بدهی و ویژگی‌های حاکمیت شرکتی بپردازد. در واقع این پژوهش به دنبال پاسخی برای این پرسش است که آیا ریسک نکول به‌عنوان یکی از مهم‌ترین ریسک شرکت‌ها، تأثیری بر روی ضریب واکنش سود دارد یا نه، و اگر عوامل حاکمیت شرکتی در شرکت به صورت قانونمند اعمال شود، این ریسک چه تأثیری روی ضریب واکنش سود دارد؟

 

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

بال و براون ]13[ نشان دادند، بین سود و واکنش بازار سهام رابطه وجود دارد. آن‌ها بیان کردند، محتوای اطلاعاتی سود گزارش‌شده هنگامی مفید است که از سود مورد انتظار متفاوت باشد و بازار نیز بر همین اساس به‌صورت مستقیم نسبت به همسویی آن واکنش نشان می‌دهد؛ بنابراین بیشتر محتوای اطلاعاتی سود به‌وسیلۀ بازار از طرق متفاوتی، قبل از اعلان سالیانه پیش‌بینی می‌گردد ]20[. قوی‌ترین شواهدی که از پژوهش‌های بازار سرمایه به‌دست آمده است، مربوط به محتوای اطلاعاتی ارقام سود سالانۀ گزارش‌شده است. یکی از پژوهش‌های بازار سرمایه که در سال 1968 انتشار یافت، نشان داد سمت تغییر در سود گزارش‌شده حسابداری (نسبت به سال قبل) همبستگی مثبتی با تغییرات قیمت سهام داشته است. نتایج به‌دست‌آمده در این پژوهش با شکل نیمه‌قوی فرضیۀ بازار کارا هماهنگی دارد.

مطالعات موجود در زمینۀ ضریب واکنش سود، برخی از عواملی را که تعیین‌کننده ضریب واکنش سود است، شناسایی کرده‌اند؛ فراگیرترین آنها بدین شرح است: ریسک نظام‌مند ‌]15و 30[، فرصت‌های رشد ‌]15[ و پایداری سود ]15و 30[ و اندازۀ شرکت ]19[.

نتایج پژوهش‌های انجام‌شده در کشورهای در حال توسعه نشان می‌دهد، ریسک نکول رابطة منفی و معناداری با ضریب واکنش سود دارد ]34، 17، 26[. همچنین نتایج پژوهش‌های انجام‌شده گویای آن است که ریسک نکول عامل مهمی در ارزیابی ازسوی سرمایه‌گذاران است و ضریب واکنش سود را کاهش می‌دهد؛ زیرا سود حسابداری، اطلاعاتی در مورد ارزش کل شرکت و نه فقط در مورد ارزش سهام شرکت فراهم می‌آورد.

همچنین شواهد نشان می‌دهد حاکمیت شرکتی یکی از موارد تعیین‌کنندۀ محتوای اطلاعاتی سود (همبستگی بین سود و بازده) است و محتوای اطلاعاتی سود بسته به سطح حاکمیت شرکتی در شرکت، متفاوت است. هنگامی که حاکمیت شرکتی افزایش می‌یابد، قدرت توجیه بازده به‌وسیلۀ سود (همان محتوای اطلاعاتی) نیز افزایش می‌یابد ]32[.

اهمیت این پژوهش پی‌بردن به تأثیر ریسک نکول به‌عنوان یکی از مهم‌ترین ریسک‌های شرکت بر روی ضریب واکنش سود شرکت‌ها با در نظر گرفتن ویژگی‌های حاکمیت شرکتی برای کمک به استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی و همچنین سرمایه‌گذاران به‌منظور اخذ تصمیمات منطقی است.

برای اندازه‌گیری محتوای اطلاعاتی سود از ضریب واکنش بازده به تغییرات سود در دوره‌ای مشخص استفاده کرده‌اند. به این ترتیب، ضریب واکنش سود معیاری برای محتوای اطلاعاتی سود به‌شمار می‌رود. نقطه‌قوت محتوای اطلاعاتی سود این است که در یک فاصلۀ زمانی کوتاه اثر تغییرات غیرمنتظرۀ سود را بر تغییرات قیمت سهام اندازه‌گیری‌ و ضریب واکنش سود را دقیق‌تر بیان می‌کند ]12[.

دالیوال و همکاران ]21[ با در نظر گرفتن نتایج تحلیلی، به بسط این فرضیه می‌پردازند که ضریب واکنش سود، تابع منفی ریسک نکول است. آن‌ها به‌منظور تفکیک اثرات اهرم، از ریسک نکول بر روی ضریب واکنش سود بهره بردند و ضریب واکنش سود را بر اساس دو بخش مقایسه کردند؛ بخش اول، شرکت‌های مبتنی بر سهام (فاقد بدهی) در مقابل شرکت‌های اهرمی (دارای بدهی)؛ بخش دوم، شرکت‌هایی با اهرم پایین در مقابل شرکت‌های با اهرم بالا. نتایج آن‌ها نشان می‌دهد، ضریب واکنش سود برای شرکت‌های مبتنی بر سهام (بدونِ بدهی) و شرکت‌های با اهرم پایین، بزرگتر است.

بر اساس مطالعات صورت‌گرفته، دلیل اصلی محدودبودن قدرت توضیحی سودهای گزارش‌شده، محتوای اطلاعاتی پایین آن‌ها و محتوای اطلاعاتی پایین سودهای گزارش‌شده به‌دلیل پایین‌بودن قابلیت اتکای آنهاست. اگر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی در شرکت‌ها به صورت قانونمند اعمال شود، قابلیت اتکای سود افزایش می‌یابد و سهامداران به سود‌هایی که شرکت‌های مذکور اعلام کرده‌اند، اتکا می‌کنند و واکنش مناسب در قبال آن نشان خواهند داد که این موضوع در قیمت بازار سهام شرکت‌های مذکور منعکس خواهد شد ]1[.

آن ]12[ به بررسی رابطۀ ریسک نکول و ضریب واکنش سود در 128 شرکت کره‌ای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار طی سال‌های 2000 تا 2007 پرداخت. وی در این پژوهش از معیار اهرم مالی برای اندازه‌گیری ریسک نکول استفاده کرد و برای این آزمون اثر بتا بازار و نسبت رشد شرکت‌ها را بر ضریب واکنش سود مهار کرد. یافته‌های پژوهش نشان داد، بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود رابطۀ منفی وجود دارد.

زکریا و همکاران ]34[، با استفاده از یک نمونه، شامل 334 شرکت پذیرفته‌شده در بورس مالزی، بررسی کردن که آیا ریسک نکول تأثیری بر ضریب واکنش سود هنگام کنترل عوامل تشکیل‌دهندۀ ضریب واکنش سود - بتا، رشد، پایداری سود و اندازه - دارد. نتایج این پژوهش نشان داد، رابطۀ منفی و معناداری بین بتا و ضریب واکنش سود وجود دارد. همچنین رابطۀ مثبت و معناداری بین هر یک از عوامل پایداری سود، رشد و اندازه با ضریب واکنش سود وجود دارد. آ‌نها در این پژوهش نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام را مقیاسی از ریسک نکول در نظر گرفتند و نتایج ‌گویای رابطۀ منفی و معنادار ریسک نکول با ضریب واکنش سود بود.

کیم ]28[ در مطالعه‌ای، اثر ریسک نکول بر ضریب واکنش سود 114 شرکت کره‌ای را طی سال‌های 1998- 1984 بررسی کرد. وی از انتشار و بازخرید اوراق قرضه، به منزلة مقیاس ریسک نکول استفاده کرد. نتایج نشان داد، ریسک نکول و ضریب واکنش سود رابطة منفی و ضعیفی با یکدیگر دارند. وی بیان کرد، ممکن است انتشار و بازخرید اوراق قرضه، مقیاس خوبی برای ارزیابی اثر ریسک نکول بر ضریب واکنش سود نباشد.

دالیوال و رینولدز ]23[ و کیم و همکاران ]28[ در دو پژوهش جداگانه عنوان کردند، علاوه بر ریسک نظام‌مند، ریسک نکول نیز‌ باعث کاهش ضریب واکنش سود می‌شود. آنان برای اندازه‌گیری ریسک نکول از رتبه‌بندی اوراق قرضه استفاده کردند و با کنترل عوامل ریسک نظام‌مند و ثبات روند سودآوری، اثبات کردند‌ ریسک نکول نیز ممکن است به شکل منفی بر ضریب واکنش سود مؤثر باشد.

شمس‌زاده و همکاران ]7[ در پژوهش خود به بررسی رابطه بین رشد سود و بازده سهام با استفاده از مدل سود باقی‌مانده پرداختند و به این نتیجه رسیدند که بین رشد سود و بازده جاری و آتی سهام، رابطۀ مثبت و معنادار وجود دارد.

ابراهیمی‌کردلر و محمدی‌شاد ]2[ با کنترل ریسک نظام‌مند و فرصت رشد، به بررسی رابطه بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود پرداختند. شواهد پژوهش بیانگر آن است که بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد.

حسن‌زاده و همکاران ]26[ در یک مطالعۀ تجربی در ایران به شناسایی عوامل مؤثر بر ضریب واکنش سود پرداختند. در این پژوهش آن‌ها 202 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را برای دورۀ زمانی 1386 تا 1392 بررسی کردند. یافته‌های پژوهش نشان داد، ضریب واکنش سود با کیفیت سود و فرصت‌های رشد و سوددهی رابطۀ مستقیم و مثبت دارد و با ریسک نظام‌مند، رابطۀ منفی و معکوس و با اهرم مالی هیچ رابطه‌ای ندارد.

ستایش و ابراهیمی ]6[ به بررسی تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر محتوای اطلاعاتی سود شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. در این پژوهش از ضریب واکنش سود به‌عنوان معیار سنجش محتوای اطلاعاتی استفاده شده است. در این راستا تأثیر متغیرهای تمرکز مالکیت، مالکیت مدیریتی، مالکیت نهادی، مالکیت شرکتی، ترکیب هیأت‌مدیره و اندازۀ هیأت‌مدیره بر ضریب واکنش سود بررسی شد. یافته‌های پژوهش نشان داد، محتوای اطلاعاتی سود با تمرکز مالکیت و مالکیت ‌نهادی رابطۀ مثبت و معناداری دارد. در این پژوهش، شواهدی دالّ بر وجود رابطۀ معنادار بین متغیرهای مالکیت مدیریتی، مالکیت شرکتی، ترکیب هیأت‌مدیره و اندازۀ هیأت‌مدیره با محتوای اطلاعاتی سود یافت نشد.

خواجوی و همکاران ]4[ در پژوهش خود طی دورۀ زمانی 1379 تا 1387 قدرت توضیح‌دهندگی اطلاعات حسابداری (محتوای اطلاعاتی سود) را با استفاده از مدل بازده و مدل قیمت بررسی کردند. نتایج تخمین مدل قیمت نشان داد، محتوای اطلاعاتی سود هر سهم بیشتر از ارزش دفتری هر سهم است. همچنین نتایج تخمین مدل بازده نشان داد که نسبت تغییرات سود هر سهم به قیمت، در مقایسه با نسبت سود هر سهم به قیمت دارای محتوای اطلاعاتی کمتری است.

خوش‌طینت و فلاح جوشقانی ]5[ به بررسی تأثیر اهرم مالی بر ضریب واکنش سود پرداختند. آن‌ها در مطالعۀ خود با استفاده از رویکرد ترازنامه‌ای، دو تعریف از اهرم مالی ارائه کردند؛ اولی عبارت بود از ارزش دفتری بدهی‌ها به ارزش دفتری دارایی‌ها و دومی هم عبارت بود از ارزش دفتری بدهی‌ها به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام. بررسی تنها فرضیۀ پژوهش به کمک تجزیه و تحلیل رگرسیون در دوره زمانی 1383- 1379 نشان داد، در تعریف نخست از اهرم در سطح کل نمونه و در تعریف دوم از اهرم در سطح بالای اهرم، بین اهرم مالی و ضریب واکنش سود رابطۀ منفی وجود دارد؛ ولی در تعریف نخست از اهرم در سطح پایین اهرم و در تعریف دوم در سطح کل نمونه و در سطح پایین اهرم بین اهرم مالی و ضریب واکنش سود رابطۀ معناداری مشاهده نشد.

 

فرضیه‌های پژوهش

فرضیۀ اصلی یک: ریسک نکول بر ضریب واکنش سود تأثیر منفی و معنادار دارد.

فرضیۀ اصلی دو: ویژگی‌های حاکمیت شرکتی بر شدت اثرگذاری ریسک نکول بر ضریب واکنش سود تأثیر معنا‌دار دارد.

در فرضیۀ اصلی دو تأثیر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی؛ نوع حسابرس، تمرکز مالیکت، استقلال هیأت‌مدیره و مالکیت نهادی بر شدت اثرگذاری ریسک نکول بر ضریب واکنش سود مدنظر است؛ بنابراین فرضیه‌های فرعی به صورت زیر بیان می‌شود:

فرضیۀ فرعی یک: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، در صورت دولتی بودن حسابرس کاهش خواهد یافت.

فرضیۀ فرعی دو: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش تمرکز مالکیت، کاهش خواهد یافت.

فرضیۀ فرعی سه: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش استقلال ‌هیأت‌مدیره، کاهش خواهد‌ یافت.

فرضیۀ فرعی چهار: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش مالکیت نهادی، کاهش خواهد یافت.

 

روش پژوهش

این پژوهش از لحاظ طبقه‌بندی بر حسب روش، از نوع توصیفی است‌. همچنین از میان انواع پژوهش‌های توصیفی، از نوع همبستگی است؛ یعنی پژوهشگر درصدد یافتن رابطۀ علت و معلولی بین متغیرها و همچنین تعیین شدت و نوع رابطه است؛ چرا که در این پژوهش ارتباط بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود با تأکید بر متغیرهای حاکمیت شرکتی‌ مطالعه می‌شود.

روش و ابزار گردآوری اطلاعات

در خصوص ادبیات موضوع و بررسی پیشینۀ پژوهش، از روش مطالعات کتابخانه‌ای و جست‌وجوی اینترنتی استفاده شده ‌است و داده‌ها از صورت‌های مالی حسابرسی‌شده و یادداشت‌های توضیحی صورت‌های مالی شرکت‌های مندرج در سایت سازمان بورس اوراق بهادار سایت‌های اینترنتی، نظیر سایت کدال، نرم‌افزار‌های موجود در این زمینه، نظیر نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است.

روش تجزیه و تحلیل اطلاعات

به‌منظور تجزیه و تحلیل داده‌ها و انجام آزمون فرضیه‌های پژوهش حاضر از روش تحلیل همبستگی استفاده شده‌ است؛ بنابراین‌ پس از اجرای مرحلۀ مطالعات کتابخانه‌ای و استخراج اطلاعات کافی از نمونه‌ها و محاسبۀ ارزش متغیرها، با استفاده از نرم‌افزار‌های Excel 2013 (به‌منظور جمع‌آوری داده‌ها)، Eviews 8 (برای آزمون پانل‌دیتا) و Stata 12 (به‌منظور انجام ناهمسانی واریانس‌ها و آزمون خود‌همبستگی) به تجزیه و تحلیل یافته‌ها و آزمون فرضیه‌ها پرداخته شده است.

تعریف عملیاتی متغیرها

با توجه به پرسش اصلی پژوهش و بر اساس مطالعات انجام‌شده، متغیر مستقل اصلی پژوهش حاضر، ریسک نکول است.در این پژوهش از شاخص فالمر ]24 [برای سنجش ریسک نکول استفاده شده است. نحوۀ اندازه‌گیری شاخص فالمر نیز به شرح رابطۀ (1) است:

F = 5.52x1 i, t + 0.212x2 i, t + 0.073x3 i,t + 1.27x4 i,t – 0.12x5 i,t + 2.335x6 i,t + 0.575x7 i,t + 1.082x8 i,t + 0.894x9 i,t – 6.075                                رابطۀ (1)

 

 

 

نگارۀ 1. متغیرهای شاخص فالمر

نماد

شرح متغیرها

x1

سود انباشته به کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t

x2

فروش به کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t

x3

سود قبل از کسر مالیات به حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t

x4

خالص جریانات نقدی عملیاتی به کل بدهی‌های شرکت i در پایان سال t

x5

بدهی به کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t

x6

بدهی جاری به کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t

x7

لگاریتم کل دارایی‌های مشهود شرکت i در پایان سال t

x8

سرمایه در گردش به کل بدهی‌های شرکت i در پایان سال t

X9

لگاریتم سود قبل از بهره و مالیات‌ به هزینه بهرۀ شرکت i در پایان سال t

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1 www.seo.i

 

 

2 www.codal.ir

 

بازده غیرعادی[3]: متغیر وابسته در رگرسیون سود و بازده، بازده غیرعادی است که به کمک بازده غیرعادی انباشته[4] (CAR) برآورد می‌شود. بازده غیرعادی سهام، از تفاوت بین بازده واقعی و بازده مورد انتظار به‌دست می‌آید و مجموع آن طی یک سال برابر بازده غیر‌عادی انباشته می‌شود. یا به‌عبارتی دیگر، بازده غیرعادی انباشته، برابر مجموع نرخ بازدهی است که شرکت، مازاد بر نرخ بازده مورد انتظار در یک سال کسب کرده است. بازده مورد انتظار به کمک مدل بازار شارپ (1963) از طریق رابطۀ (2) تخمین زده می‌شود:

E (Rit) = i +                                                   رابطۀ (2)

E(Rit): بازده مورد انتظار سهم i در دوره t،

i و : شاخص‌های برآوردی برای الگوی بازار،

: بازده واقعی پرتفوی بازار در دورۀ t.

شاخص‌های مذکور بر مبنای داده‌های تاریخی برای 60 ماه برآورد می‌شود. چنانچه تعداد داده‌های موجود برای تخمین رگرسیون رابطۀ (3) از 30 کمتر باشد، شرکت از نمونه حذف می‌شود ]28 و 26[؛ برای مثال بازده مورد انتظار سال 88 از طریق بازده ماهیانه از فروردین 83 تا اسفند 87 (60 ماه) تخمین زده شده‌ است. برای این کار ابتدا β تاریخی محاسبه شده و سپس α از طریق تفاضل متوسط بازدهی سهام از حاصل‌ضرب بتا در متوسط بازدهی بازار تعیین شده است.

Rit = i +  + رابطۀ (3)                         

که در آن: : برابر بازده شرکت i؛ : برابر با بازده بازار.

بازده سهامi  در دوره t، با توجه به بازده بازار در دوره t، برابر با i +  است. خطا  برابر است با تفاوت میان بازده واقعی سهام i در دوره t و بازده مورد انتظار آن. در هر دوره‌ای، مقدار خطا ممکن است مثبت و یا منفی باشد.

متغیر مستقل مدل سود و بازده، سود غیرمنتظره[5] است. سود غیرمنتظره برابر است با تفاوت سود هر سهم در سال جاری (t) با سود هر سهم در سال گذشته (1- t) و برای مقیاس‌شدن، بر قیمت سهام در پایان دورة گذشته تقسیم می‌شود ]14و 26 و 27[.

متغیر وابسته

متغیر وابسته در این پژوهش ضریب واکنش سود است. ضریب واکنش سود اثر سود غیرمنتظره بر بازار سهام است؛ بنابراین برای اندازه‌گیری ضریب واکنش سود، از رابطۀ تخمین‌زده شده بین بازده غیرعادی سهام و جزء غیرمنتظرۀ سود استفاده می‌شود؛ یعنی رابطۀ (4):

UR = ERC × (UX / P)                           رابطۀ (4)

بنابراین اگر ضریب واکنش سود(ERC) با متغیرهای  ,  , … ,  تخمین زده شود، در آن صورت طبق رابطۀ ( 5) خواهیم داشت ]33 و 18[:

UR=f ( , , … , ) × (UX/P)              رابطۀ (5)

که در رابطۀ (4) و (5):

UR: بازده غیرعادی هر سهم UX/P: سود غیرمنتظره تقسیم بر قیمت هر سهم

 ,  , … , : عوامل تعیین‌کنندۀ ضریب واکنش سود؛ P: قیمت هر سهم

ضریب  × (UX/P) در رگرسیون UR روی{  ×(UX/P)}، نشان‌دهندۀ اثر  بر ERC است ]22،24، 14[.

روش رگرسیون معکوس یکی از رویکردهای فراگیری است که در تحلیل روابط بین بازده و سود حسابداری، برای کاهش خطای ناشی از اندازه‌گیری سود غیرمنتظره استفاده می‌شود؛ بنابراین مطابق پژوهش‌های پژوهشگرانی همچون بیور و همکاران ]14[، کورمندی و لایپ ]30[، دالیوال و رینولدز ]23[، در این پژوهش نیز از رگرسیون معکوس استفاده شده است؛ به این صورت که اثر عامل   به کمک رگرسیون نشان داده شده در رابطۀ (6) تخمین زده می‌شود ]33 و 18[:

UX/P = [1 / f (  , , … , )] / UR     رابطۀ (6)

یعنی معادلۀ رگرسیون به صورت رابطۀ (7) است:

UX / P =  + UR +  UR × + UR×  +… +  UR×  +                        رابطۀ (7)

نکتة شایان اهمیت این است که در این شکل، آزمون ضرایب با معکوس ضریب واکنش سود یا ضریب واکنش بازده (RRC) ارتباط دارند؛ بنابراین اگر ضریب UR ×  منفی و معنادار باشد، به این معناست که  با ضریب واکنش سود رابطة مثبت و معنادار دارد ]33[ .

متغیرهای تعدیل‌کننده

تمرکز مالکیت[6]: در این پژوهش به‌منظور محاسبۀ نسبت تمرکز مالکیت از شاخص هرفیندال - هیرشمن[7] (HHI) و برای درصد مالکیت بزرگتر و مساوی 5% استفاده شده است که برابر است با مجموع مربعات نسبت سرمایه نگهداری‌شده به‌وسیلۀ هر یک از سهامداران به کل سهام ]4 و 6[. دلیل انتخاب 5% نیز این است که برخی از شرکت‌های بررسی‌شده، میزان مالکیت کمتر از 5% را در گزارش‌های مالی خود افشا نکرده‌اند؛ بنابراین با توجه به کم ‌اهمیت بودن درصدهای کمتر از 5% و در راستای همگن‌شدن نحوۀ اندازه‌گیری در خصوص همۀ شرکت‌ها، درصد مالکیت بزرگتر و مساوی 5% در محاسبۀ فرمول‌ها لحاظ شده است ]8 و 9[. فرمول شاخص هرفیندال– هیرشمن به صورت زیر است:

رابطۀ (8)

که در این رابطه  درصد سهام تحت تملک سهام i در شرکت j است.

مالکیت نهادی[8]: سرمایه‌گذاران نهادی شامل بانک‌ها، شرکت‌های بیمه، صندوق‌های بازنشستگی، شرکت‌های سرمایه‌گذاری و سایر مؤسسه‌هایی هستند که به خرید و فروش حجم بالایی از اوراق می‌پردازند ]16[. علاوه بر این، مطابق با تعریف
بند 27 ماده 1 قانون اوراق بهادار جمهوری اسلامی ایران، از سرمایه‌گذاران نهادی، هر شخص حقیقی یا حقوقی که بیش از 5 درصد و یا بیش از 5 میلیارد ریال از ارزش اسمی اوراق بهادار در دست انتشار را خریداری کند، نیز جزو این گروه از سرمایه‌گذاران محسوب می‌شوند؛ بنابراین با مراجعه به یادداشت‌های همراه در صورت‌های مالی و از طریق بررسی ساختار مالکیت شرکت‌ها میزان درصد مالکیت سهامداران نهادی از سهام در هر شرکت، مشخص گردیده است.

استقلال هیأت‌مدیره[9]: در پژوهش حاضر مقدار این متغیر از تقسیم تعداد اعضای غیرموظف هیأت‌مدیره شرکت‌ها برتعداد کل اعضای هیأت‌مدیره محاسبه می‌شود ]5[.

درصد اعضای غیرموظف =

نوع حسابرس[10]: برای اندازه‌گیری نوع حسابرس از یک متغیر مجازی دو‌وجهی صفر و یک استفاده شد‌؛ بدین‌ معنا که به شرکت‌هایی که ‌‌سازمان حسابرسی، حسابرسی‌ کرده، عدد 1 و به سایر شرکت‌ها که‌‌‌ مؤسسه‌ای غیر سازمان حسابرسی، حسابرسی کرده است، عدد صفر اختصاص داده شده است ]2[.

متغیرهای کنترلی

ریسک نظام‌مند ( ): بتای سهام، به کمک رگرسیون بازده شرکت و بازار هم‌زمان با برآورد بازده غیرعادی انباشته برای 60 ماه محاسبه شده است.

نرخ فرصت‌های رشد: این مقیاس در بسیاری از مطالعات مربوط به ضریب واکنش سود استفاده شده است و از طریق نسبت ارزش بازار سهام شرکت به ارزش دفتری سهام شرکت اندازه‌گیری می‌شود ]18 و 28[. در پژوهش حاضر این متغیر به همین روش اندازه گرفته شده است.

مدل‌های آزمون فرضیه‌های پژوهش

مدل آزمون فرضیه‌ها با افزودن مقیاسی از ریسک نکول (DR) به مجموعه { } و تخمین رگرسیون در مدل‌های زیر سنجیده می‌شود:

فرضیۀ اصلی یک: ریسک نکول بر ضریب واکنش سود تأثیر منفی و معنادار دارد.

مدل آزمون فرضیۀ اصلی یک ]33[:

UXit/Pit =  + URit +  URit × DRit +  URit × BETAit +  URit ×GROWTHit +  itرابطۀ (9)                                                               

که در آن:

UX / P: سود غیرمنتظره تقسیم بر قیمت هر سهم، UR: بازده غیرعادی هر سهم، DR: ریسک نکول، BETA: ریسک نظام‌مند (β) و GROWTH: نرخ فرصت‌های رشد.

اگر  < 0 و معنادار باشد، مبین آن است که ریسک نکول بر ضریب واکنش سود تأثیر منفی و معنادار‌ دارد.

فرضیۀ اصلی دو: ویژگی‌های حاکمیت شرکتی بر شدت اثرگذاری ریسک نکول بر ضریب واکنش سود تأثیر معنادار دارد.

مدل آزمون فرضیۀ اصلی دو ]33[:

UXit/Pit = α0 + α1 URit + α2 URit × DRit + α3 URit × DRit × CGit + α4 URit × CGit + α5 URit × BETAit + α6 URit ×GROWTHit +  it

رابطۀ (10)

که در آن:

UX / P: سود غیرمنتظره تقسیم بر قیمت هر سهم، UR: بازده غیرعادی هر سهم، DR: ریسک نکول، CG: ویژگی‌های حاکمیت شرکتی، BETA: ریسک نظام‌مند (β) و GROWTH: نرخ فرصت‌های رشد.

اگر  < 0 و معنادار باشد، مبین آن است که ویژگی‌های حاکمیت شرکتی از تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود می‌کاهد.

 فرضیۀ فرعی یک، فرضیۀ اصلی دو: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش تمرکز مالکیت، کاهش خواهد یافت.

UXit/Pit = α0 + α1URit + α2UR × DRit + α3UR × DR × OWNCON it α+4UR × OWNCON it + f (control variables) +  رابطۀ (11)                     

 

که در آن:

OWNCON: تمرکز مالکیت

اگر  < 0 و معنادار باشد، مبین آن است که با افزایش تمرکز مالکیت از تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود کاسته می‌شود.

فرضیۀ فرعی دو، فرضیۀ اصلی دو: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش مالکیت نهادی، کاهش خواهد یافت.

UXit/Pit = α0 + α1URit + α2URit × DRit + α3URit × DRit × INSOWN it α+4URit × INSOWNit + f (control variables) +                         رابطۀ (12)

که در آن:

INSOWN: مالکیت نهادی

اگر  < 0 و معنادار باشد، مبین آن است که با افزایش مالکیت نهادی از تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود کاسته می‌شود.

فرضیۀ فرعی سه، فرضیۀ اصلی دو:اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش استقلال هیأت‌مدیره، کاهش خواهد یافت.

UXit/Pit = α0 + α1URit + α2UR it × DRit + α3UR it × DR it × BRDIND it α+4UR it × BRDIND it + f (control variables) +                         رابطۀ (13)

که در آن:

BRDIND: استقلال هیأت‌مدیره

اگر  < 0 و معنادار باشد، مبین آن است که با افزایش استقلال هیأت‌مدیره از تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود کاسته می‌شود.

فرضیه فرعی چهار، فرضیۀ اصلی دو:اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، در صورت دولتی‌بودن حسابرس کاهش خواهد یافت.

UXit/Pit = α0 + α1URit + α2URit × DRit + α3URit × DRit × AUDit α+4URit × AUDit + f (control variables) +                                       رابطۀ (14)

که در آن:

AUD: نوع حسابرس

جامعه و نمونۀ آماری

جامعۀ آماری این پژوهش شامل کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، بین بازۀ‌زمانی 1388 تا 1392 است و روش نمونه‌گیری این پژوهش، روش غربالگری است. بدین ترتیب شرکت‌های جامعۀ آماری که این شرایط را داشتند، به‌عنوان نمونۀ آماری انتخاب و بقیه حذف شده‌اند. نمونۀ انتخابی شامل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران خواهد بود که شرایط زیر را داشته باشند:

  1. جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، بانک‌ها، املاک و بیمه‌ها نباشد؛ زیرا این شرکت‌ها ماهیت و طبقه‌بندی اقلام صورت‌های مالی متفاوتی دارند.
  2. قبل از سال 1388 در بورس پذیرفته‌شده باشند.
  3. به‌دلیل کنترل اثر زمان پایان سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند باشد.
  4. داده‌های مورد نیاز برای کلیۀ دوره‌ها از شرکت در دسترس باشد.
  5. حداقل تعداد دادة مورد نیاز برای تخمین بازده مورد انتظار سهام و بتا در دسترس باشد.
  6. بیش از شش ماه وقفة معاملاتی نداشته باشد.

برای افزایش دقت اندازه‌گیری، داده‌های پرت از نمونه حذف شد‌ و با توجه محدویت‌های فوق،
93 شرکت و در مجموع 465 شرکت – سال
(465 = 93 × 5)به عنوان نمونۀ مورد بررسی انتخاب شد.

 

یافته‌های پژوهش

بررسی آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

با توجه به مقادیر به‌دست آمده در نگارۀ (2) می‌توان گفت متغیر «مالکیت نهادی» دارای کمترین ضریب تغییرات معادل 252/0 بود؛ بنابراین دارای بیشترین ثبات و پایداری طی دورۀ 5 ساله است و همچنین متغیر «سود غیرمنتظره» دارای بیشترین ضریب تغییرات بود (068/5) و در نتیجه کمترین پایداری را در بین متغیرهای پژوهش دارد. همچنین یکی  از مهمترین استفاده‌هایی که می‌توان از نماگر آمار توصیفی داشت، قضاوت در مورد نرمال یا غیر‌نرمال بودن داده‌ها‌ست. با استفاده از مقادیر ارائه‌شده برای چولگی و کشیدگی متغیرها می‌توان به نرمال‌بودن یا غیر‌نرمال نبودن توزیع داده‌ها پی برد، اما آزمون جارک‌‌برا آزمونی است که برای این بررسی بیشتر عمومیت دارد و همان‌طور که در نگارۀ (2) مشاهده می‌شود، سطح معناداری در هر کدام از متغیرها، همگی کمتر از 5 درصد است، پس فرضیۀ  (نرمال‌بودن توزیع) رد می‌شود و با اطمینان
95‌ درصد می‌توان گفت این متغیرها دارای توزیع نرمال نیستند.مادامی که اندازۀ نمونه به حد کافی بزرگ باشد، نقض فرض نرمال‌بودن جزء خطا، مشکلی در برازش ایجاد نمی‌کند ]15[. با وجود این، بر اساس قضیۀ حد مرکزی، ضرایب در داده‌های با تعداد مشاهدات بالا نرمال محسوب می‌شوند، هر چند توزیع اجزا نرمال نباشد ]24[. در این پژوهش نیز از آنجا که تعداد داده‌ها از 465 شرکت ‌- سال تشکیل شده است، مشکلی در این مورد وجود نخواهد داشت.


نگارۀ 2. آمار توصیفی متغیر‌های پژوهش

متغیرها

میانگین

انحراف معیار

ضریب تغییرات

چولگی

کشیدگی

جارک برا

سطح معنا‌داری

سود غیرمنتظره

033/0

168/0

068/5

957/0

791/6

6/349

0000/0

بازده غیرعادی

134/0

635/0

720/4

71/0

468/3

38/43

0000/0

شاخص فالمر

339/0

474/0

395/1

676/0

457/1

558/81

0000/0

تمرکز مالکیت

329/0

196/0

596/0

670/0

301/3

581/36

0000/0

مالکیت نهادی

768/0

193/0

252/0

79/1-

357/6

962/466

0000/0

استقلال هیأت‌مدیره

676/0

192/0

284/0

349/0-

992/2

484/9

0087/0

بتا

474/0

476/0

005/1

733/0

723/3

835/51

0000/0

فرصت رشد

232/2

657/1

7421/0

305/0

475/18

347/4647

0000/0

منبع : یافته‌های پژوهش

 

 


بررسی مانایی متغیرهای پژوهش

برای بررسی مانایی متغیرها از آزمون ریشه واحد از نوع «لین، لیون و چاو» و «هادری» استفاده شده است. با توجه به سطح معناداری هر یک از این آزمون‌ها، در سطح اطمینان 95 درصد، باید گفت متغیرهای وابسته، مستقل، تعدیل‌گر و کنترلی طی دورۀ پژوهش پایا هستند. با مانا‌بودن متغیرها می‌توان نتیجه گرفت، مدل طراحی‌شده برای فرضیه‌ها دارای مشکل رگرسیون کاذب نخواهند بود.


نگارۀ 3. آزمون مانایی متغیر‌های پژوهش

نام متغیر

آزمون لین، لیون و چاو

(Levin, Lin & Chu)

آزمون هادری (Hadri)

نتیجه

آماره F

احتمال

آماره F

احتمال

سود غیرمنتظره

50695/8-

0000/0

5534/86

0000/0

ماناست

بازده غیرعادی انباشته

09671/9-

0000/0

5570/78

0000/0

ماناست

شاخص فالمر

4736/13-

0000/0

4977/75

0000/0

ماناست

نوع حسابرس

5670/11-

0000/0

8751/54

0000/0

ماناست

تمرکز مالکیت

019/462-

0000/0

3199/96

0000/0

ماناست

استقلال هیأت‌مدیره

3737/22-

0000/0

8786/68

0000/0

ماناست

مالکیت نهادی

10/4813-

0000/0

5597/97

0000/0

ماناست

بتا

78801/7-

0000/0

5749/93

0000/0

ماناست

فرصت رشد

3154/30-

0000/0

1937/97

0000/0

ماناست

منبع: یافته‌های پژوهش

 


آزمون F لیمر برای تشخیص تلفیقی یا ترکیبی‌بودن

در این پژوهش، برای تشخیص انتخاب بین تلفیقی (pooled) یا ترکیبی (panel) بودن فرضیه‌های پژوهش از آزمون F لیمر استفاده شده است.احتمال آماره آزمون F لیمر برای همۀ فرضیه‌ها بیانگر تلفیقی‌بودن آنهاست و به همین دلیل نیازی به آزمون هاسمن برای تشخیص ثابت یا تصادفی‌بودن مدل نیست.

 

نگارۀ 4. نتایج آزمون F لیمر

فرضیه‌ها

F لیمر

تعیین مدل

هاسمن

تعیین الگو

F

P-Value

Chi - square

P-Value

فرضیۀ اصلی اول

847184/0

8302/0

pooled

-

-

-

فرضیۀ اصلی دوم

فرضیۀ فرعی یک

844392/0

8349/0

pooled

-

-

-

فرضیۀ فرعی دو

878292/0

7711/0

pooled

-

-

-

فرضیۀ فرعی سه

837646/0

8463/0

pooled

-

-

-

فرضیۀ فرعی چهار

849634/0

8258/0

pooled

-

-

-

منبع: یافته‌های پژوهش


آزمون ناهمسانی واریانس‌ها و خودهمبستگی

نتایج بررسی آزمون ناهمسانی واریانس‌ها نشان می‌دهد، سطح معناداری کمتر از 5 درصد بوده است؛ بنابراین فرض صفر رد می‌شود، به این معنا که برای آزمون نهایی باید از آزمون حداقل مربعات تعمیم‌یافتۀ تخمینی (EGLS) استفاده کرد. همچنین هیچ‌کدام از فرضیه‌های پژوهش مشکل خودهمبستگی ندارند؛ چون سطح معناداری در همۀ فرضیه‌ها بیشتر از سطح خطای 5 درصد است.

آزمون فرضیه‌های پژوهش

فرضیۀ اصلی اول: ریسک نکول بر ضریب واکنش سود تأثیر منفی و معنا‌دار دارد.

نتایج مربوط به آزمون فرضیۀ یک در نگارۀ (5) نشان می‌دهد‌ با احتمال آماره F (0000/0) مدل در حالت کلی معنادار بوده است و با توجه به آماره دوربین واتسون (229/2)، مشکل خودهمبستگی نیز ندارد. علاوه‌ بر این ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد، در دورۀ پژوهش (398/0) از تغییرات متغیر وابسته (سود غیرمنتظره) تحت تأثیر متغیرهای مستقل و کنترلی بوده است. همچنین نتایج نشان می‌دهد، ضریب بازده غیرعادی در ریسک نکول (CAR × DR) برابر با (056854/0) مثبت‌ و با احتمال (0000/0) معنا‌دار نیز است. در نتیجه فرضیۀ اول تأیید می‌شود. ضریب بازده غیرعادی در بتا (CAR×BETA) برابر با (065822/0) مثبت و با احتمال (0000/0) معنادار است. ضریب بازده غیرعادی در فرصت رشد (CAR×GROWTH) برابر با (004142/0) مثبت و با احتمال (2064/0) معنا‌دار نیست. در نتیجه‌ رابطه‌ای بین فرصت رشد و ضریب واکنش سود وجود ندارد.


نگارۀ 5. نتایج آزمون فرضیۀ اصلی یک پژوهش

متغیرها

ضریب

انحراف معیار

آماره t

سطح معناداری

CAR

036125/0

016341/0

210739/2

0275/0

CAR × DR

056854/0

012993/0

375598/4

0000/0

CAR×BETA

065822/0

014606/0

506399/4

0000/0

CAR×GROWTH

004142/0

003273/0

265184/1

2064/0

ضریب تعیین

403277/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

398089/0

آماره دوربین واتسون

229292/2

آماره F

71937/77

احتمال آماره F

000000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

فرضیۀ فرعی یک، فرضیۀ اصلی دو: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش تمرکز مالکیت، کاهش خواهد یافت.

با توجه به نگارۀ (6)، سطح معناداری متغیر بازده غیرعادی در تمرکز مالکیت (CAR × OWN)، برابر (7174/0) بیشتر از سطح خطای 5 درصد است، به این معنا که مالکیت نهادی تأثیری بر ضریب واکنش سود ندارد. ضریب رگرسیونی متغیر بازده غیرعادی در ریسک نکول در تمرکز مالکیت (CAR ×DR×OWN) منفی و برابر (236438/0-) و با احتمال (0038/0) معنا‌دار است، بنابراین با افزایش تمرکز مالکیت، تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود کاهش می‌یابد.


نگارۀ 6. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی یک پژوهش

متغیرها

ضریب

انحراف معیار

آماره t

سطح معناداری

CAR

032201/0

020739/0

552678/1

0012/0

CAR × DR

139393/0

031676/0

400587/4

0000/0

CAR × DR×OWN

236438/0-

081246/0

910163/2-

0038/0

CAR × OWN

014507/0-

040060/0

362138/0-

7174/0

CAR×BETA

064510/0

014957/0

313016/4

0000/0

CAR×GROWTH

006425/0

003365/0

909397/1

0568/0

ضریب تعیین

416284/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

408638/0

آماره دوربین واتسون

202131/2

آماره F

43813/54

احتمال آماره F

000000/0

منبع : یافته‌های پژوهش

 

 

فرضیۀ فرعی دو، فرضیۀ اصلی دو: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش مالکیت نهادی، کاهش خواهد یافت.


نگارۀ 7. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی دو پژوهش

متغیرها

ضریب

انحراف معیار

آماره t

سطح معناداری

CAR

003660/0

036772/0

099543/0

0075/0

CAR × DR

190421/0

052062/0

657588/3

0003/0

CAR × DR×INS

174701/0-

065894/0

651258/2-

0083/0

CAR × INS

033451/0

044278/0

755471/0

4504/0

CAR×BETA

068325/0

014574/0

688144/4

0000/0

CAR×GROWTH

005988/0

003334/0

796064/1

0731/0

ضریب تعیین

435882/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

428492/0

آماره دوربین واتسون

202941/2

آماره F

98125/58

احتمال آماره F

000000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

با توجه به نگارۀ (7)، سطح معناداری متغیر بازده غیرعادی در مالکیت نهادی (CAR × INS)، برابر (4504/0) بیشتر از سطح خطای 5 درصد است، به این معنا که مالکیت نهادی تأثیری بر ضریب واکنش سود ندارد. ضریب رگرسیونی متغیر بازده غیرعادی در ریسک نکول در مالکیت نهادی (CAR×DR×INS) منفی و برابر (174701/0-) ‌‌و با احتمال (0083/0) کمتر از سطح خطای 5 درصد و معنادار است، پس می‌توان گفت با افزایش مالکیت نهادی، تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود کاهش می‌یابد.

فرضیۀ فرعی سه، فرضیۀ اصلی دو: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، با افزایش استقلال هیأت‌مدیره، کاهش خواهد یافت.

مدل رگرسیون فرضیۀ فرعی سه:

UXit/Pit = α0 + α1CARit + α2CAR × DRit + α3CAR × DR × BRDIND it α+4CAR × BRDIND it + f (control variables) +

نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ فرعی سه در
نگارۀ (8) آمده ‌است و نشان می‌دهد‌ فرضیۀ فرعی سه پژوهش مشکل ناهمسانی دارد و به‌همین دلیل از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته تخمینی (EGLS) برای آزمون مدل استفاده شده است. از طرفی مدل مشکل خودهمبستگی ندارد.


نگارۀ 8. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی سه پژوهش

متغیرها

ضریب

انحراف معیار

آماره t

سطح معناداری

CAR

053283/0

029283/0

819618/1

0069/0

CAR × DR

144197/0

054668/0

637686/2

0086/0

CAR × DR×BRD

144632/0-

083887/0

724125/1-

0854/0

CAR × BRD

024456/0-

035324/0

692334/0-

4891/0

CAR×BETA

067753/0

014375/0

713106/4

0000/0

CAR×GROWTH

003363/0

003253/0

033691/1

3018/0

ضریب تعیین

395539/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

387621/0

آماره دوربین واتسون

215616/2

آماره F

95006/49

احتمال آماره F

000000/0

منبع‌: یافته‌های پژوهش

 

 

نتایج نگارۀ (8) نشان می‌دهد که با احتمال
آماره F (000000/0) مدل در حالت کلی معنا‌دار است و با توجه به آماره دوربین واتسون (215/2)، مشکل خودهمبستگی نیز وجود ندارد. علاوه براین ضریب تعیین تعدیل‌شده بیانگر آن است که در کل دورۀ پژوهش (387/0) از تغییرات متغیر وابسته (سود غیر‌منتظره) تحت تأثیر متغیرهای مستقل و تعدیل‌کننده (استقلال هیأت‌مدیره) و کنترلی بوده است. سطح معناداری متغیر بازده غیرعادی در استقلال هیأت‌مدیره (CAR×BRD)، برابر (4891/0) بیشتر از سطح خطای 5 درصد است، به این معنا که استقلال هیأت‌مدیره تأثیری بر ضریب واکنش سود ندارد. ضریب رگرسیونی متغیر بازده غیرعادی در ریسک نکول در استقلال هیأت‌مدیره (CAR × DR×BRD) منفی و برابر (144632/0-) است و با احتمال (0854/0) بیشتر از سطح خطای
5 درصد و معنا‌دار نیست،پس در نتیجه با افزایش استقلال هیأت‌مدیره، از تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود کاسته نمی‌شود. همچنین ضریب بازده غیرعادی در بتا (CAR×BETA) مثبت و با احتمال (0000/0) معنادار است. ضریب بازده غیرعادی در فرصت رشد (CAR×GROWTH) مثبت و بیشتر از سطح خطای 5 درصد است. در نتیجه رابطه‌ای بین فرصت رشد و ضریب واکنش سود وجود ندارد.

آزمون فرضیۀ فرعی چهار پژوهش

فرضیۀ فرعی چهار، فرضیۀ اصلی دو: اثر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود، در صورت دولتی‌بودن حسابرس کاهش خواهد یافت.

مدل رگرسیون فرضیۀ فرعی چهار:

UXit/Pit = α0 + α1CARit + α2CAR × DRit + α3CAR × DR × AUDit α+4CAR × AUDit + f (control variables) +

فرضیۀ فرعی چهار پژوهش مشکل ناهمسانی دارد، از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته تخمینی (EGLS) برای آزمون مدل استفاده شده است. از طرفی مدل مشکل خودهمبستگی ندارد.


نگارۀ 9. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی چهار پژوهش

متغیرها

ضریب

انحراف معیار

آماره t

سطح معناداری

CAR

033279/0

017868/0

862471/1

0131/0

CAR × DR

062671/0

016820/0

726053/3

0002/0

CAR × DR×AUD

010109/0-

030271/0

333936/0-

7386/0

CAR × AUD

004755/0-

017576/0

270525/0-

7869/0

CAR×BETA

065978/0

014698/0

488835/4

0000/0

CAR×GROWTH

005063/0

003589/0

410851/1

1590/0

ضریب تعیین

399522/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

391656/0

آماره دوربین واتسون

226877/2

آماره F

78770/50

احتمال آماره F

000000/0

منبع‌: یافته‌های پژوهش

 

 

نتایج نگارۀ (9) نشان می‌دهد که با احتمال
آماره F (000000/0) مدل در حالت کلی معنادار بوده است و با توجه به آماره دوربین واتسون (226/2)، مشکل خودهمبستگی نیز وجود ندارد. علاوه بر این ضریب تعیین تعدیل‌شده بیانگر آن است که در کل دورۀ پژوهش (391/0) از تغییرات متغیر وابسته (سود غیرمنتظره) تحت تأثیر متغیرهای مستقل و تعدیل‌کننده (نوع حسابرس) و کنترلی بوده است.

همچنین نتایج نشان می‌دهد، سطح معناداری متغیر بازده غیرعادی در نوع حسابرس (CAR×AUD)، برابر (7869/0) بیشتر از سطح خطای 5 درصد است، به این معنا که نوع حسابرس تأثیری بر ضریب واکنش سود ندارد. همچنین با توجه به سطح معناداری متغیر بازده غیرعادی در ریسک نکول در نوع حسابرس (CAR×DR×AUD) برابر (7386/0)که بیشتر از سطح خطای 5 درصد است، باید گفت با دولتی‌بودن نوع حسابرس، تأثیر منفی ریسک نکول بر ضریب واکنش سود کاهش نمی‌یابد. همچنین ضریب بازده غیرعادی در بتا (CAR×BETA) مثبت و با احتمال (0000/0) معنا‌دار است. ضریب بازده غیرعادی در فرصت رشد (CAR×GROWTH) مثبت و بیشتر از سطح خطای 5 درصد است که نشان‌دهندۀ معنا‌دار‌نبودن است. در نتیجه‌ رابطه‌ای بین فرصت رشد و ضریب واکنش سود وجود ندارد.

 

نتیجه‌گیری

بر اساس مبانی نظری پژوهش، ریسک نکول، رابطۀ منفی و معناداری با ضریب واکنش سود دارد؛ به این معنا که ریسک نکول، ضریب واکنش سود را کاهش می‌دهد؛ زیرا سود حسابداری حاوی اطلاعاتی در مورد ارزش کل بازار و نه فقط در ارزش سهام شرکت است. نتایج پژوهش حاضر این رابطه را تأیید می‌کند.

یافته‌های پژوهش گویای آن است که وضعیت اعتباری شرکت، علاوه بر آنکه برای اعتباردهندگان واحد تجاری اهمیت دارد، برای سهامداران نیز مهم است و سبب واکنش سرمایه‌گذاران به اخبار بد و خوب سود شده است. درواقع افزایش بدهی‌ها منجر به افزایش ورشکستگی می‌شود و به‌همین دلیل ریسک نکول و احتمال ورشکستگی عامل مهمی در ارزیابی سرمایه‌گذاران محسوب می‌شود و توجه به ساختار سرمایه شرکت‌ها، در  پیش‌بینی نکول عامل اساسی و بنیادی است. بر این اساس شرکت‌های دارای حاکمیت شرکتی مناسب، بهتر می‌توانند تعهدات بدهی خود را به‌منظور اجتناب از پیامدهای نامطلوبی که نه‌تنها بر ارزش بدهی، بلکه بر ارزش حقوق صاحبان سهام نیز ‌تأثیر می‌گذارند، مدیریت کنند و ریسک نکول را تا حدودی کاهش دهند.

نتایج به‌دست آمده از آزمون فرضیه‌های فرعی سوم و چهارم پژوهش نشان می‌دهد، نوع حسابرس و استقلال هیأت‌مدیره، تأثیری بر ضریب واکنش سود ندارند. همچنین هیچ‌کدام از متغیرها بر روی رابطه ریسک نکول و ضریب واکنش سود تأثیر معناداری، ندارند. به نظر می‌رسد در شرکت‌های ایرانی فقط به موضوع به حد نصاب رسیدن تعداد اعضای هیأت‌مدیره توجه می‌شود و توجه چندانی به نقش نظارتی آن‌ها نمی‌شود. در این پژوهش مدیرانی که در شرکت سمت اجرایی ندارند، به‌عنوان مدیر غیرموظف تعریف شدند و فرض شد که مستقل از شرکت هستند؛ در حالی ‌که ممکن است این اشخاص واقعاً مستقل نباشند و وابستگی‌هایی داشته باشند. یا اینکه حضورنداشتن متخصص مالی یا حسابداری در ترکیب هیأت‌مدیره، مدیران غیرموظف را در جلوگیری از اشتباه‌ها و تقلب‌ها و افشای ناقص، ناکارآمد می‌سازد. همچنین عضویت هم‌زمان اعضای غیرموظف در هیأت‌مدیرۀ چند شرکت در ایران ممکن است باعث کاهش اثربخشی آن‌ها شود یا احتمالاً این ارتباط‌نداشتن به‌دلیل این است که قدرت تصمیم‌گیری، تعیین خطی‌مشی‌ها و سیاست‌های شرکت در دست عواملی غیر از هیأت‌مدیره مانند دولت نیز باشد؛ در نتیجه این عوامل موجب کم‌رنگ شدن نقش هیأت‌مدیره در تعیین خطی‌مشی‌های مدیریتی می‌شود.

نتایج به‌دست آمده از آزمون فرضیه‌های فرعی اول و دوم پژوهش نشان می‌دهد که مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت، تأثیری بر ضریب واکنش سود نداشتند؛ ولی بر رابطه بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود تأثیری معنا‌داری داشتند که این نتایج با نتایج پژوهش آقایی و همکاران ]1[ هماهنگ و با یافته‌های ستایش و ابراهیمی ]6[ متناقض است. اگر این دو ویژگی در شرکت‌ها به صورت قانونمند اعمال و در صورت‌های مالی و گزارش‌های هیأت‌مدیره به مجامع عملکرد افشا شود، قابلیت اتکای سود افزایش می‌یابد و سهامداران به سودهایی که شرکت‌های مذکور اعلام می‌کنند، اتکا کرده و واکنش مناسبی در قبال آن نشان خواهند داد که این موضوع در قیمت بازار سهام شرکت‌های مذکور منعکس خواهد شد.

پیشنهادهای مبتنی بر نتایج پژوهش

در این پژوهش از چهار ویژگی حاکمیت شرکتی (نوع حسابرس، تمرکز مالکیت، استقلال هیأت‌مدیره و مالکیت نهادی) به‌عنوان متغیرهای تعدیل‌کننده بر روی رابطه بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود استفاده شد. با توجه به نتایج به‌دست آمده، فقط دو ویژگی تمرکز مالکیت و مالکیت نهادی بر رابطه بین ریسک تأثیر مثبت و معناداری داشتند و دو ویژگی نوع حسابرس و استقلال هیأت‌مدیره تأثیر معناداری روی رابطۀ ریسک نکول و ضریب واکنش سود نداشتند؛ بنابراین سرمایه‌گذاران، تحلیل‌گران و سایر ذی‌نفعان بهتر است هنگام تصمیم‌گیری، علاوه بر درنظر گرفتن ویژگی‌های حاکمیت شرکتی فوق، سایر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی را مدنظر قرار دهند و همچنین توجه بیشتری به سطوح اهرم در ساختارهای سرمایه‌ای شرکت‌ها داشته باشند و این موارد را در مدل‌های تصمیم‌گیری خود لحاظ کنند.

پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آتی

با توجه به اهمیت محتوای اطلاعاتی سود حسابداری و همچنین اهمیت ضریب واکنش سود، انجام مطالعات بیشتر به روشن‌شدن عوامل مؤثر بر ضریب واکنش سود در ایران کمک می‌کند. از این رو پیشنهاد می‌شود پژوهش‌هایی در زمینه‌های زیر انجام شود:

1-       در این پژوهش از چهار ویژگی حاکمیت شرکتی (نوع حسابرس، تمرکز مالکیت، استقلال هیأت‌مدیره و مالکیت نهادی) به‌عنوان متغیرهای تعدیل‌کننده بر روی رابطه بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود استفاده شد. پیشنهاد می‌شود، در پژوهش‌های آتی از سایر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی مانند مالکیت شرکتی، نفوذ مدیرعامل، اندازۀ هیأت‌مدیره و اتکا بر بدهی نیز استفاده شود.

2-       بررسی تأثیر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی (‌به‌عنوان متغیر مستقل) بر ضریب واکنش سود

3-       بررسی تأثیر ویژگی‌های حاکمیت شرکتی بر ریسک نکول

4-       و در آخر پیشنهاد می‌شود که پژوهش‌های آتی، رگرسیون بازده غیرعادی و سود غیرمنتظره را برای اخبار بد و خوب، به‌صورت جداگانه برازش کنند و برای اندازه‌گیری سود غیرمنتظره، سود پیش‌بینی‌شده مدیریت را به‌کار گیرند.

 

 



[1] Earnings Response Coefficient (ERC)

[2] Default Risk (DR)

[3] Unexpected Return

[4] Cumulative Abnormal Return(CAR)

[5] Unexpected Earnings

[6] Ownership concentration

[7] Herfindahl - Hirschman

[8] Institutional ownership

[9] Board Independence

[10] Auditor Type

1- آقایی، محمدعلی، اعتمادی، حسین، آذر، عادل و پری چالاکی. (1388). ویژگی‌های حاکمیت شرکتی و محتوای اطلاعاتی سود در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نقش مدیریت سود. علوم مدیریت ایران، سال چهارم، شمارۀ 16، صص
27-53.

2- ابراهیمی‌کردلر، علی و زهره محمدی شاد. (1393). بررسی رابطه بین ریسک نکول و ضریب واکنش سود. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی. دورۀ 21، شمارۀ 1، صص 1-18.

3- حساس‌یگانه، یحیی، شعری، صابر و سیدحسین خسرو‌نژاد. (1387). رابطۀ سازوکارهای حاکمیت شرکتی، نسبت بدهی‌ها و اندازۀ شرکت با مدیریت سود. مطالعات تجربی حسابداری مالی، شمارۀ 24، صص 79-115.

4- خواجوی، شکراله، اله‌یاری ابهری، حمید و میثم قاسمی. (1390). آزمون مدل بازده و مدل قیمت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از الگوی پانل با داده‌های متوازن، پژوهش‌های حسابداری مالی، سال سوم، شمارۀ 4، صص 55-70.

5- خوش‌طینت، محسن و حامد فلاح جوشقانی. (1386). تأثیر اهرم مالی بر ضریب واکنش سود. مطالعات تجربی حسابداری مالی، شمارۀ 17، صص 8-22.

6- ستایش، محمدحسین و فهیمه ابراهیمی. (1391). بررسی تأثیر ساز‌و‌کارهای حاکمیت شرکتی بر محتوای اطلاعاتی سود شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابداری، سال 3، شمارۀ 8، صص 31-48.

7- شمس‌زاده، باقر، صادقی‌فر، مجید و بهنام الماسی. (1393). بررسی رابطه بین رشد سود و بازده سهام با استفاده از مدل سود باقی‌مانده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، دورۀ 6، شمارۀ 1، صص 45-56.

8- قربان‌زاده، علیرضا. (1391). ضریب واکنش نسبت به سود و دلایل واکنش بازار. تدبیر. دورۀ 23، شمارۀ 249، صص 56-60.

9- محمدی، شاپور، قالیباف‌اصل، حسن و مهدی مشکی. (1389). بررسی اثر ساختار مالکیت (تمرکز و ترکیب) بر بازدهی و ارزش شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات مالی، دورۀ 11، شمارۀ 28، صص
69-88.

10- نمازی، محمد و شهلا ابراهیمی. (1392). بررسی تأثیر ساختار مالکیت و ترکیب هیأت‌مدیره بر کارآیی فنی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابداری، سال چهارم، شمارۀ 12، صص 35-57.

11- نیکومرام، هاشم، تقوی، مهدی و حمید احمدزاده. (1393). پیامدهای اقتصادی کیفیت اطلاعات حسابداری با تأکید بر متغیر ضریب واکنش سود. دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت. سال سوم، شمارۀ 11، صص 1-15.

12- An, Y. (2015). Earnings Response Coefficients and Default Risk: Case of Korean Firms. International Journal of Financial Research, Vol. 6, No. 2. Pp.
67-71.

13- Ball, R., and P. Brown. (1968). An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers. Journal of Accounting Research, Vol. 6, No. 2, Pp. 159 – 178.

14- Beaver, W., Lambert, R., Ryan, S. (1987). The Information Content of Security Prices: A Second. Journal of Accounting and Economics, Vol. 9, No. 2, Pp. 139-158.

15- Billings, B. (1999). Revisiting the Relation between the Default Risk of Debt and the Earning Response Coefficient. The Accounting Review, Vol. 74, No. 4, Pp. 509-522.

16- Brooks. C, (2008). Introductory Econometrics for Finance. Cambridge University Press, New York.

17- Bushee, B. J. (1998). The Influence o, f Institutional Investors on Myopic R&D Investment Behavior. Accounting Review, Vol. 73, Pp. 305-334.

18- Cheng, F.F., Nasir, A. (2010). Earning Response Coefficients and the Financial Risks of China Commercial Banks. International Review of BusinessResearch Papers, Vol. 6, No. 3, Pp.178-188.

19- Collins, D.W., Kothari, S.P. (1989). An Analysis of Intertemporal and Cross Sectional Determinants of Earning Response Coefficients. Journal ofAccounting and Economics, Vol. 11,Pp. 295-329.

20- Collins, D.W., Kothari, S.P., & Rayburn, J.D. (1987). Firm size and the information content of prices with respect to earnings. Journal of Accounting and Economics, Vol. 9, No. 2, Pp. 111-138.

21- Dennis J. Chambers & Robert N. Freeman & Adam S.Koch. (2004). The Effect of Risk on Price Responses to Unexpected Earning. Working Paper, www.SSRN.com.

22- Dhaliwal, D., Lee, K. and Fargher, N. (1991). The Association between Unexpected Earning and Abnormal Security Returns in the Presence of Financial Leverage. Contemporary Accounting Research, Vol. 8, No. 1.

23- Dhaliwal, D., Reynolds, S. (1994). The Effect of the Default Risk of Debt on the Earnings Response Coefficient. The Accounting Review, Vol. 69, No. 2, Pp. 412- 419.

24- Fulmer, John G. Jr., Moon, James E., Gavin, Thomas A., Erwin, Michael J. (1984). A Bankruptcy Classification Model for Small Firms. Journal of Commercial Bank Lending, Pp. 25-37.

25- Greene, W. (2011). Econometric Analysis Seventh ED. United states of America: Prentice-hall publication.

26- Hasanzade, M., Darabi, R, AND Mahfoozi, M. (2013). Factors Affecting the Earnings ResponseCoefficient: An Empirical study for Iran. Special Issue on Accounting and Management, Vol. 2, No. 3.

27- Kay, H. (2002). Earning Response Coefficient and Default Risk in Japanese Stock Market. Japan: Nigata University Working Paper.

28- Kim, Y., R. Willett, and J. Jang. (2002). Default Risk as a Factor Affecting The Earnings Response Coefficient, Working paper, www.SSRN.com.

29- Kim, Y.H. (2005). Default Risk as a Factor Affecting the Earning Response Coefficient: Evidence From the South Korean Stock Market, Melbourne: Affanz Procceding.

30- Kormendi, R., Lipe, R. (1987). Earnings Innovations, Earnings Persistence, and Stock Returns. The Journal of Business, Vol. 60, No. 3, Pp. 323-345.

31- Lipe, R. (1990). The Relation between Stock Returns and Accounting Earnings Given Alternative Information. The Accounting Review, Vol. 65, No. 1, Pp. 29-71.

32- Scott, W.R. (2003). Financial Accounting Theory, Third Edition, Toronto, Prentice Hall, Pp. 91-173.

33- Warfield, T.; Wild, J. and K. Wild. (1995). Managerial ownership, accounting choice, and informativeness of earnings. Journal of Accounting and Economics, Vol. 20, Pp. 61-91.

34- Zakaria, N.B. (2012). Corporate governance and the relationship between default risk and the earnings response coefficient. PHD THESIS, Victoria University of Wellington.

35- Zakaria, N.B., Bin Mohamad, A.M. and Rabiatul Alawiyah, Z. (2013). Default risk and the earnings response coefficient. Evidence from Malaysia. Journal of Basic and Applied Scientific Research, Vol. 3, No. 6, Pp. 535-545.