Authors
1 Assistant Professor, Islamic Azad University Tabriz Branch
2 M. A. of Accounting Islamic Azad University Tabriz Branch
Abstract
Keywords
این پژوهش به دنبال پاسخ به این پرسش اساسی است که آیا ترکیب سهامداران (حضور سهامداران نهادی) بر محتوای اطلاعاتی سود حسابداری تأثیر دارد یا خیر؟ اطلاعات حسابداری یکی از منابع مهم اطلاعاتی برای تصمیمگیریهای اقتصادی است. این اطلاعات عمدتاً در سه گروه صورتهای مالی،گزارشهایکمی و تجزیه وتحلیلهای خاص طبقهبندی میشوند. در تصمیمگیریهای اقتصادی هر یک از اطلاعات فوق میتواند به تنهایی یا تواماً و یا حتی همراه با اطلاعات خارج از سیستمهای حسابداری بکارگرفته شود[2].
یکی از عناصر مهم این اطلاعات، صورتهای مالی شرکتها، خصوصا صورت سود وزیان آنهاست که بیانگر نتیجه فعالیتهای شرکت در یک دوره مالی بوده و رقم نهایی آن نیز، نشاندهنده سود و زیان خالص آن دوره است و بهعنوان مبنای اساسی بیشتر تصمیمگیریها، مدلهای ارزشیابی و قیمت گذاری سهام تلقی شده، بهطوریکه صحت، دقت، قابلیت اعتماد، اطمینان، قابلیت پیش بینی و تحقق آن، رابطه مستقیمی با صحت تصمیمگیریها وارزشیابیها خواهدداشت[3]. گروههای زیادی در داخل وخارج سازمان از اطلاعات حسابداری استفاده میکنند. یکی از گروههای اصلی استفاده کنندگان سهامداران هستند. دراین میان سهامداران نهادی با عنایت به مالکیت بخش عمدهای از سهام شرکتها از نفوذ قابل ملاحظهای در شرکتهای مزبور برخوردار بوده، به اطلاعات مختلفی در مورد چشماندازهای آتی و برنامههای شرکت و حتی در مواردی قراردادهای آتی شرکت نیز دسترسی دارند[1]، [2]، [16] و[17].
مطابق تعریف بوش [20]سرمایهگذاران نهادی، سرمایهگذاران بزرگ نظیر بانکها، شرکتهای بیمه، شرکتهای سرمایهگذاری و موسسات بازنشستگی هستند. عموماً اینگونه تصور میشود که حضور سرمایهگذاران نهادی ممکن است به تغییر رفتار شرکتها منجر شود. این امر از فعالیتهای نظارتی که این سرمایهگذاران انجام میدهند، نشأت میگیرد [17]و[20].
در سالهای اخیر، حاکمیت شرکتی به یک جنبة اصلی و پویای تجارت تبدیل شده و توجه به آن به صورت تصاعدی روبه افزایش است. گروههای زیادی درحاکمیت شرکتی نفوذ دارند. در این میان، سهامداران به ویژه سهامداران نهادی نقش مهمی ایفا میکنند.سرمایهگذاران نهادی یکی از ساز و کارهای حاکمیت شرکتی نیرومند را بازنمایی میکنند که میتوانند بر مدیریت شرکت نظارت داشته باشند، زیرا آنان هم میتوانند بر مدیریت شرکت، نفوذی چشمگیر داشته باشند و هم میتوانند منافع مدیریت را با منافع گروه سهامداران هم جهت نمایند. تمرکز مالکیت در دست سرمایهگذاران نهادی مشکلات نمایندگی را کنترل نموده، حمایت از منافع سرمایهگذاران را بهبود میبخشد[2]،[9]و[17] .
بعضی از صاحبنظران نظیر بوش [20] معتقدند که سهامداران نهادی اغلب به عنوان مالکانی محسوب میشوند که بیش از اندازه بر سودهای جاری و کوتاه مدت تمرکز مینمایند. در مقابل این نگرش، رویکرد دیگری وجود دارد که سهامداران نهادی، سرمایهگذاران کار کشتهای هستند که دارای مزیت نسبی در جمعآوری و پردازش اطلاعات هستند. این نگرش با تحقیقی که توسط شیلر و پوند [25] انجام شد، تأیید شد. آنان دریافتند که شرکتهای سرمایهگذاری، زمان زیادی را برای تحلیل سرمایهگذاری صرف میکنند. همچنین والتر (1997)دریافت که شرکتهای سرمایهگذاری حرفهایتر از سایر سرمایهگذاران و دارای توانایی بیشتری در درک اطلاعات حسابداری هستند[1] و [2].
تحت فرضیه نظارت فعال به دلیل حجم ثروت سرمایه گذاری شده، نهادها احتمالاً سرمایهگذاری خود را به طور فعال مدیریت میکنند. بر اساس این نگرش، سرمایه گذاران نهادی، سهامدارانی متبحر و دارای مزیت نسبی در جمع آوری و پردازش اطلاعات هستند. عموماً تحقیقات صورت گرفته این فرضیه را تأیید میکند. برای نمونه، نتایج تحقیق بروس و کینی [21] بیانگر آن است بین قیمت سهام، سودآوری شرکت و بهبود عملیات با سطح سرمایه گذاران نهادی یک رابطه مثبت وجود دارد [26].
در مقابل نظریه نظارت فعال، طرفداران فرضیه منافع شخصی معتقدند سرمایهگذاران نهادی بزرگ به اطلاعات محرمانه که برای اهداف تجاری استخراج شده اند، دسترسی دارند، به طوری که هر چه مالکیت متمرکز شود، احتمال دسترسی سهامداران بزرگ به اطلاعات محرمانه بیشتر میشود. در چنین شرایطی، سهامداران بزرگ ممکن است تمایل کمتری به تشویق مدیریت برای گزارش سود با کیفیت و محتوای اطلاعاتی بالا داشته باشند.اگرچنین امری صحت داشته باشد، فرضیه منافع شخصی مدعی یک رابطه منفی بین مالکیت متمرکز و محتوای اطلاعاتی سود است [26]. درپژوهش حاضر دوفرضیه فوق بررسی میشود. افزایش مالکیت نهادی در شرکتها ممکن است برمحتوای اطلاعاتی سود حسابداری تأثیرداشته باشد، زیرا سهامداران بیشتری به اطلاعات درونی درباره استراتژیها و آینده شرکت دسترسی پیدا میکنند. با توجه به موارد ذکر شده در بیان مسأله و ابهامات اشاره شده حاصل از تحقیقات مختلف در زمینه توجه سرمایهگذاران نهادی به سودهای کوتاه مدت و بلندمدت، این پژوهش به بررسی نقش مالکیت نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود حسابداری شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای(1383-1378)می پردازد.
بررسی پیشینة پژوهش
نوروش و ابراهیمی کُردلر (1384) در مطالعهای به بررسی رابطه بین سهامداران نهادی باتقارن اطلاعات وسودمندی معیارهای حسابداری عملکرد پرداختند. یافتههای تحقیق آنها نشان میدهد که در شرکتهایی که مالکیت نهادی بیشتری دارند، در مقایسه با شرکتهایی که مالکیت نهادی کمتری دارند، قیمتهای سهام اطلاعات سودهای آتی را بیشتر در بر میگیرد. این نتیجه را ایشان به حرفهای بودن سهامداران نهادی ربط دادند که دارای توانایی و مزیّت نسبی در پردازش اطلاعات هستند. از این رو، قیمتهای سهام شرکتهای با مالکیت نهادی باید بخش بیشتری از اطلاعات مرتبط با سودهای آتی را منعکس کنند[2]. مرفوع (1385) به بررسی رابطه سرمایهگذاران نهادی واعضای غیر موظف هیأت مدیره با ویژگی پیشبینی سود شرکتها (دقت، بموقع بودن ودفعات تجدیدنظر) پرداخت.یافتههای وی بیانگر نقش بسیارضعیف سرمایهگذاران نهادی در اثرگذاری بر ویژگیهای پیشبینی سود است [16]. مرادی (1386) به بررسی رابطة بین سرمایهگذاران نهادی و کیفیت سود پرداخته است. وی کیفیت سود را قابلیت پیشبینیکنندگی سود، تداوم سود و بموقع بودن گزارشگری سود تعریف کرده است. همچنین یافتههای وی بیانگر وجود یک رابطه مثبت و معنادار بین سرمایهگذاران نهادی وقابلیت پیشبینیکنندگی سود، بموقع بودن گزارشگری سود وعدم رابطه معنادارسرمایه گذاران نهادی با تداوم سود است، حال آن که نتایج نشان دهنده رابطهای معکوس ومعنادار بین تمرکزسرمایهگذاران نهادی با قابلیت پیشبینیکنندگی سود وعدم ارتباط معنادارآن با تداوم سود وبموقع بودن گزارشگری سود است [17].کیم (1993) درتحقیقی رابطه بین بازده ومتغیرهای بنیادی را درکره مطالعه کرد. نتایج تحقیق به شرح زیر است: 1-بازده با ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام برارزش بازارآن(B/M)، ارزش دفتری بدهی به ارزش بازار سهام ( D/E) و نسبت فروش به ازای هر سهم به قیمت سهم (S/P) رابطه مثبت و معنادار دارد.2- بازده سهام با اندازه شرکت رابطه منفی ومعنادار دارد.3- بازده سهام با E/P رابطه مثبت و معنادار، ولی با بتا رابطه منفی غیرمعنادار دارد[24].جونگ وکن (2002) در پژوهشی به بررسی رابطه بین ساختار مالکیت و محتوای اطلاعاتی سود در کشور کره پرداختند. یافتههای آنها نشان میدهد که همزمان با افزایش حضور نهادها و سهامداران بزرگ، محتوای اطلاعاتی سود نیز افزایش مییابد. این نتایج را در ارتباط با حضور سرمایهگذاران نهادی میتوان تأیید فرضیه نظارت فعال دانست [23]. ولوری وجینکینز (2006) به بررسی نقش نظارتی مالکین نهادی از طریق آزمون تأثیر سطح مالکیت نهادی موجود در ساختار شرکتها بر کیفیت سود گزارش شده پرداختند. آنها برایآزمون رابطه بین کیفیت سود و مالکیت نهادی چهار بعد کیفیت توصیف شده در بیانیه مفاهیم شماره دو هیأت استانداردهای حسابداری مالیآمریکا(SFAC.2)را بررسی نمودند. براساس یافتههای ایشان بین سطح مالکیت سرمایهگذاران نهادی و کیفیت سود رابطه مستقیم وجود دارد. این در حالی است که براساس برخی دیگر از یافتههای دیگر آنها کیفیت سود با متمرکز شدن سرمایهگذاران نهادی رابطه معکوس دارد[26].
فرضیههای پژوهش
در پژوهش حاضر بر اساس ادبیات و مبانی نظری مطرح شده در ارتباط با نقش نظارتی سهامداران نهادی که هم قدرت و هم انگیزه لازم برای تشویق مدیران به گزارشگری سود با کیفیت و محتوای بالارا دارا هستند؛ همچنین برای پاسخگوی به سوال اصلی تحقیق و رسیدن به اهداف تحقیق فرضیههای طراحی شده و در مراحل کار این فرضیهها را آزمون خواهیم نمود. بنابراین، فرضیه اول ما بیان میدارد که:
فرضیه اول:ترکیب سهامداران نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود حسابداری تأثیر دارد.
از طرف دیگر، براساس تحقیقات پیشین به نظر میرسد تمرکز مالکیت به حرکت در جهت منافع شخصی منجر خواهد شد. بنابراین، ما تأثیر تمرکز مالکیت نهادی برمحتوای اطلاعاتی سود گزارش شده را بررسی میکنیم. بنابراین، فرضیه دوم ما به قرار زیر خواهد بود:
فرضیه دوم: تمرکز سهامداران نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود حسابداری تأثیر دارد.
روش پژوهش
این پژوهش به دلیل اینکه نتایج آن به حل یک مشکل یا موضوع خاص میپردازد، از لحاظ هدف، کاربردی و به دلیل اینکه رابطه میان متغیرها را با هدف پیش بینی تغییرات یک یا چند متغیر وابسته (ملاک)با توجه به متغیرهای مستقل (پیش بینی) را میسنجد؛ از لحاظ روش،همبستگی است.
جامعه ونمونة آماری پژوهش
100شرکت برتر بورس از لحاظ بازدهی طی قلمرو زمانی تحقیق طی سالهای(1383-1378) جامعه آماری تحقیق را تشکیل میدهد .همچنین به منظور انتخاب نمونه آماری شرایطی به شرح زیر در نظر گرفته شده است :
1- پایان سال مالی آنها 29 اسفند ماه بوده وطی قلمرو زمانی تحقیق سال مالی خود را تغییر نداده باشند.2- قبل ازسال1378 دربورس پذیرفته شده باشند؛3- در طول دوره زمانی تحقیق، بیش از شش ماه در بورس غیر فعال نباشند؛4- شامل شرکتهای سرمایه-گذاری و بانکها به سبب ماهیت خاص فعالیت آنها نباشند؛ پس از اعمال محدودیتها 39 شرکت به عنوان نمونه تحقیق انتخاب شدند.در ضمن، علت عدم انتخاب سالهای 1384وبه تبع آن 1385 مسائلی همچون تغییرات عمده درساختار بورس،کاهش عمده شاخص سهام،مسائل روانی وشایعات است.که دراین دوسال بیشترتغییرات در قیمتها، شاخص و بویژه بازده سهام(متغیروابسته) ناشی ازموارد فوق بوده است.
روشهای تجزیه و تحلیل اطلاعات و آزمون فرضیهها
برای تجزیه و تحلیل اطلاعات و آزمون فرضیهها از تحلیل رگرسیون(ساده ومرکب) و همبستگی استفاده میشود؛ بدان معنا که ابتدا اطلاعات مورد نیاز برای انجام آزمون محاسبه و سپس آزمونهای رگرسیون برای مطالعه اثر ترکیب سهامداران(حضور سهامداران نهادی) بر محتوای اطلاعاتی سود صورت میپذیرد. همچنین از نرم افزارهای EXCEL و 15.SPSS برای پردازش اطلاعات و آزمونهای آماری استفاده شده است. برای آزمون فرضیههای آماری، ابتدا صحت مفروضات مدل رگرسیون به دست آمده بررسی و سپس با استفاده ازآزمون F وt میزان تأثیر متغیرمستقل برمتغیر تابع(وابسته) آزمون شده است.
آمار توصیفی
جدول(1):آمار توصیفی دادههای پژوهش
شاخص آماری
متغیرها تعداد مشاهدات حداقل حداکثر میانگین انحراف معیار
PIH 234 0 994/0 451/0 297/0
CONC 234 0 980/0 160/0 175/0
RETB 234 17/58- 13/762 36/76 60/100
RETT 234 04/57- 61/494 02/82 23/95
∆EARN 234 80/15- 620/5 353/0 400/1
E/P 234 177/0- 383/1 250/0 204/0
E/BV 234 287/0- 299/4 22/1 727/0
مدلهای مرتبط با آزمون فرضیهها
در این تحقیق برای آزمون فرضیهها از سه مدل که جنبههای مختلف محتوای اطلاعاتی سود حسابداری را میسنجند، استفاده شده است.از جمله معیارهای سنجش محتوای اطلاعاتی سود حسابداری بررسی تأثیرگذاری سود بر بازده سهام و قدرت توضیح دهندگی سود است. در این تحقیق محتوای اطلاعاتی سود به سه شکل اندازهگیری شده است:
1- مطابق دیدگاه ولوری وجینکینز[26] فرض می-کنیم تغییردرقیمت سهام واکنش به تغییرات سود دریک دوره مشخص است، بنابراین، بازدهی سهام به سودمربوط بوده، ضریب تغییرسود یا ارائه صادقانه (ERC) به عنوان معیاری از محتوای اطلاعاتی سود در نظر گرفته میشود که مدل آن به شرح زیر است:
که در این مدل:
RETB : بازده کل12 ماهه سهام ازاول مرداد سال مالی t تا پایان سال مالی t+1
ΔEARN: تغییر سود (زیان) خالص ازسال مالی t-1 به سال مالی t
PIH: درصد سهام عادی در اختیار سهامدارن نهادی در پایان سال مالی t
CONC: تمرکز سرمایهگذاران نهادی که از طریق شاخص هر فیندال- هرشمن ( ) به دست میآید.برای محاسبه واندازهگیری تمرکز از روشهای متعددی استفاده میشود که معروفترین آن شاخص هرفیندال-هرشمن2 (HHI)است که به طورخلاصه شاخص هر فیندال(H) نیزنامیده میشود. از سال 1982 تاکنون، ادارة آمار آمریکا شاخصهای تمرکز صنایع کارخانهها را بر اساس روش هر فیندال-هرشمن محاسبه و منتشر کرده است.
LOSS: متغیر کیفی که اگرشرکت زیان گزارش کرده باشد،1؛ و در غیر این صورت صفر خواهد شد.
: جزء ناشناخته
2- مطابق دیدگاه جونگ وکن [23] محتوای اطلاعاتی سود را میتوان با استفاده از رگرسیون
و بازده سهام اندازهگیری کرد؛ که مدل آن به شرح زیر است:
که در این مدل:
RETT: بازده کل12ماهه سهام برای سال مالی t
E: سود هر سهم
P: قیمت هر سهم
سایر متغیرها نظیر آنچه قبلاً تعریف شد، هستند.
3- استفاده از مدل مبتنی بر ارزش دفتری(ویژه) حقوق صاحبان سهام:
که در این مدل:
BV: ارزش دفتری (ویژه) هرسهم در سال مالیt
ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بیانگر مبلغی است که درصورت انحلال شرکت هر سهم عادی دریافت خواهد کرد. دراین تحقیق ارزش دفتری ازطریق رابطه تقسیم جمع حقوق صاحبان سهام عادی بر تعداد کل سهام عادی شرکت بهدست آمده است .
سایر متغیرها نظیر آنچه قبلاً تعریف شد، هستند.
فرضهای اساسی رگرسیون
مهمترین فرضهای اساسی رگرسیون عبارتند از:
1-کلیه دادهها(متغیرها)دارای توزیع نرمال باشد: برای آزمون نرمال بودن دادهها از روش کولموگوروف- اسمیرنوف (K-S)استفاده شده است [18]. درتحقیق حاضر برای نرمال کردن دادههای تحقیق از لگاریتم طبیعیLn(1/V2) استفاده شده است [11].
2- جملات خطاها در مشاهدات مختلف ناهمبستهاند: اگراین فرض نقض شود، با مسالهای موسوم به خود همبستگی مواجه خواهیم بود. بهطور کلی، هرگاهt ها از نظم خاصی پیرویکنند، فرض ناهمبسته بودنt ها نقض شده، خود همبستگی مثبت، منفی یا تلفیقی از خود همبستگی مثبت و منفی را خواهیم داشت. برای انجام اینکار از روش دوربین-واتسن(D.W)استفاده شده است. چنانچه مقدارآماره آزمون دربازه(5/1و5/2)باشد، وجود خود همبستگی بین خطاها رد میشود [18].
3-بینمتغیرهایمستقل هم خطی (همبستگی) وجود نداشته باشد: برای این کار تکنیکهای متعددی وجود دارد. یکیاز معیارهای تشخیص همخطی، مقدارR2یا بسیار بزرگ و مقادیر کوچکt یا(عدممعناداریضرایب)و دیگری شاخص وضعیت بالای30 است[18]و[12]. نکته مهم در این آزمون برخلاف سایر آزمونها این است که آیا این هم خطی حاد است یا خیر؟ حاد بودن هم خطی بیانگر مشکل جدی در استفاده از رگرسیون است. موارد فوق در نتایج تحقیق مشاهده نگردید.
نتایج حاصل از آزمون فرضیهها
برای آزمون فرضیهها سه مدل طراحی شده است. همانطورکه قبلاً اشاره شد، مدلهای پژوهش هم براساس فرضیههای تحقیق و هم به صورت کلی(تأثیر همزمان متغیرهای تحقیق برمتغیر وابسته) آزمون قرار شده است؛که در ادامه بر اساس نتایج حاصل از مدلها به آزمون فرضیهها پرداخته شده است.
الف) نتایج حاصل ازآزمون مدلها براساس فرضیههای پژوهش
الف – 1) فرضیه اول
جدول (2): نتایج حاصل از آزمون مدل (1) براساس فرضیه اول
LnRETB 117/0 + 490/3- = Ln∆Earn*PIH
روش: Enter F آماره = 122/4 p-Value= 044/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 490/3- 136/25- 000/0 معنادار
Ln∆Earn*PIH 117/0 030/2 044/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 02/0= آماره D .W = 599/1
آزمون مدل (1) براساس فرضیه اول
آزمون (t):مقدارآمارهt وValue-p متغیر Ln∆Earn*PIH بیانگر رابطه مثبت و معنادار (ضعیف) درصد سهام عادی در اختیار سرمایهگذاران نهادی برمحتوای اطلاعاتی سود درسطح اطمینان 95/0 است. از این رو فرض Ho رد و فرضیه اول تحقیق براساس مدل(1) تأیید میشود. این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز[27] مطابقت دارد.
جدول (3): نتایج حاصل ازآزمون مدل (2)براساس فرضیه اول
LnRETT 146/0 + 145/2- = LnE/P*PIH
Enter روش: F آماره =166/20 p-Value= 000/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 145/2- 230/27- 000/0 معنادار
LnE/P*PIH 146/0 491/4 000/0 معنادار
(تعدیلشده) R2 095/0= آماره D .W = 1.662
آزمون مدل (2) براساس فرضیه اول
آزمون(t): مقدارآماره t وValue- pمتغیر LnE/P*PIH بیانگر رابطه مثبت و معنادار (ضعیف) درصد سهام عادی در اختیار سرمایهگذاران نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو، فرض Ho رد و فرضیه اول تحقیق براساس مدل (2) تأیید میشود. این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز[26] وجونگ وکن [23] مطابقت دارد.
جدول (4): نتایج حاصل ازآزمون مدل (3) براساس فرضیه اول
LnRETT 082/0 + 726/2- = LnE/BV*PIH
Enter روش: F آماره = 067/7 p-Value= 009/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 726/2- 714/35- 000/0 معنادار
LnE/BV*PIH 082/0 658/2 009/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 04/0 = آماره D. W = 632/1
آزمون مدل (3) براساس فرضیه اول
آزمون(t): مقدارآماره tوValue- pمتغیر LnE/BV*PIHبیانگر رابطه مثبت و معنادار درصد سهام عادی در اختیار سرمایهگذاران نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو، فرض Ho رد و فرضیه اول تحقیق براساس مدل (3) تأیید میشود. این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز[26]]مطابقت دارد .
الف- 2) فرضیه دوم
جدول (5): نتایج حاصل ازآزمون مدل (1)براساس فرضیه دوم
LnRETB 145/0 + 693/3- = Ln
روش: Enter F آماره =095/7 p-Value = 008/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 693/3- 760/19- 000/0 معنادار
Ln
145/0 664/2 008/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 03/0= آماره D. W =589/1
آزمون مدل (1) براساس فرضیه دوم
آزمون(t): مقدار آماره tوValue-p متغیر Ln بیانگر رابطه مثبت و معنادار تمرکز سرمایهگذاران نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو فرض Ho رد و فرضیه دوم تحقیق بر اساس مدل (1) تأیید میشود .این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز[27] و مرادی [17] مطابقت ندارد.
جدول (6) : نتایج حاصل ازآزمون مدل (2) براساس فرضیه دوم
LnRETT 084/0+ 109/2- = LnE/P* CONC
Enter روش: F آماره =70/10 p-Value= 001/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 109/2- 516/22- 000/0 معنادار
LnE/P*CONC 084/0 271/3 001/0 معنادار
(تعدیلشده) R2 053/0= آماره D. W = 720/1
آزمون مدل (2) براساس فرضیه دوم
آزمون(t): مقدارآماره t و Value- pمتغیر LnE/P*CONCبیانگر رابطه مثبت و معنادار تمرکز سرمایهگذاران نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو فرض Ho رد و فرضیه دوم تحقیقبراساسمدل(2)تأیید میشود. این نتیجه با یافتههای مرادی [17]، جونگ وکن [23] و ولوری وجینکینز[26] مطابقت ندارد.
جدول (7): نتایج حاصل ازآزمون مدل (3) براساس فرضیه دوم
LnRETT 043/0 + 913/1- = LnE/BV*CONC
Enter روش: F آماره = 701/3 p-Value = 046/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 913/1- 157/33- 000/0 معنادار
LnE/BV*CONC 043/0 924/1 046/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 02/0= آماره D. W = 654/1
آزمون مدل (3) براساس فرضیه دوم
آزمون(t): مقدار آماره tوValue- pمتغیر LnE/BV*CONC بیانگرتأثیرمثبت و معنادار تمرکز سرمایهگذاران نهادی بر محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو، فرض Ho رد و فرضیه دوم تحقیق بر اساس مدل (3) تأیید میشود. این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز [26] مطابقت ندارد.
ب) نتایج حاصل از آزمون کلی مدلها (تأثیر همه متغیرهای مستقل با هم)
جدول (8): نتایج حاصل از آزمون کلی مدل (1)
LnRETB = 077/4- +462/1 LnΔEarn -080/1 LnΔEarn*PIH + 590/0LnΔEarn* CONC -228/0 LOSS
Enter روش: F= آماره 844/2 pValue = 026/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 077/4- 653/17- 000/0 معنادار
LnΔEarn 462/1 474/2 014/0 معنادار
LnΔEarn*PIH 080/1- 119/2- 036/0 معنادار
LnΔEarn*CONC 590/0 289/2 023/0 معنادار
LOSS 228/0- 210/0- 834/0 -
(تعدیلشده)R2 = 0 05/ آماره D.W =1 53/
نتایج حاصل ازآزمون کلی مدل (1)
آزمون(F) : با توجه به جدول ملاحظه میشود که مقدار026/0 Value =-p درسطح اطمینان 95% کمتراز5% است. لذا مدل رگرسیونی معنادار بوده، فرض خطی بودن مدل تایید میشود. در تمامی نتایج حاصل از آزمون مدلها، نتیجه فوق حاصل شده است.
آزمون(t): مقدارآماره tوValue -p متغیر LnΔEarn*CONC و(LnΔEarn*PIH) بیانگر رابطه مثبت(منفی) معنادار بین تمرکز سرمایهگذاران نهادی و(درصد سهام عادی در اختیار سرمایهگذاران نهادی) با محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو، فرضH0 رد میشود و فرضیههای تحقیق براساس مدل (1) تأیید میشوند. برخلاف پیش بینی، درصد سهام عادی در اختیار سهامداران نهادی به رابطه بین تغییرات سود و بازده بهطور منفی اثر(ضعیف) میگذارد. همچنین بر خلاف پیش بینی، تمرکز سهامداران نهادی به رابطه بین تغییرات سود و بازده بهطور مثبت اثر(ضعیف) میگذارد. یعنی درصد مالکیت سهامداران نهادی و تمرکزآنها به رابطه بین تغییرات سود و بازده تأثیر(ضعیف)میگذارند. این نتایج با یافتههای ولوری وجینکینز [26] و مرادی[17] مطابقت ندارد.
بررسی ضریب تعیین تعدیل شده (R2): مقدار ضریب تعیین تعدیل شده در این مدل برابر 05/0 است. این رقم نشان میدهد که با فرض ثابت بودن اثرسایر متغیرها تنها 05/0 از تغییرات بازده 12ماهه (متغیروابسته) میتواند توسط تغییرات در متغیرهای مستقل (تغییرات سود خالص، درصد سهام در اختیار سهامداران نهادی و تمرکز سهامداران نهادی) توضیح داده شود و بقیه تغییرات در بازده تعدیلی12 ماهه توسط عواملی غیر از موارد فوق توضیح داده میشود. تفسیر سایر جداول به شرح فوق است.
بررسی آزمون دوربین- واتسن (D.W): مقدار آزمونD.W محاسبه برابر53/1 است؛ بنابراین، میتوان نتیجه گرفت که جملات خطای(مدل اول) دردورههای مختلف مستقل هستند. به عبارت دیگر، مقادیر خطا تصادفی بوده، فرض وجود خود همبستگی بین خطاهای مدل برآورد شده رد میشود. در تمامی نتایج حاصل از آزمون مدلها، نتیجه فوق حاصل شده است.
مدل برازش شده نهایی(1) براساس روشstepwise:به دلیل احتمال وجود خود همبستگی مثبت وخفیف بین جملات خطا، و اینکه مقدار ضریب تعیین تعدیل شده ضعیف است؛ لذا با استفاده ازتحلیل رگرسیون(stepwise)، مناسبترین معادله مدل (1) برازش میشود. همچنان که ملاحظه می شود، سایر موارد مطروحه در بالا در مورد آماره Fوt همچنان پا برجا هستند. تنها نکته قابل ذکر این است که مدل اصلی (1) قدرت و توان تبیین زیاد بازده را ندارد. در این مدل، تنها متغیر تغییرات سود (LnΔEarn) بیشترین تأثیر را بربازده میگذارد (قدرت تبیین بیشتر بازده را دارد). این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز [26]، مرادی[17]، پورحیدری و کهنسال [7] وحسامی[10] مطابقت دارد. نتایج حاصل از مدل برازش شده (1) در جدول (9) ملاحظه میشود.
جدول (9) : نتایج حاصل ازمدل نهایی برازش شده (1)
LnRETB 444/0 + 670/3- = LnΔEarn
روش : Stepwise F آماره = 956/5 p-Value= 016/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 670/3- 701/30- 000/0 معنادار
LnΔEarn 444/0 441/2 016/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 031/0 = آماره D.W =1 54/
جدول (10) :نتایج حاصل از آزمون کلی مدل (2)
LnRETT=288/2- +310/0LnE/P-030/0LnE/P*PIH+029/0LnE/P*CONC+289/1 LOSS
روش : Enter F آماره =179/16 p-Value= 000/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 288/2- 799/23- 000/0 معنادار
LnE/P 310/0 013/3 003/0 معنادار
LnE/P*PIH 030/0- 170/0- 865/0 -
LnE/P*CONC 029/0 334/0 739/0 -
LOSS 289/1 148/3 002/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 = 26/0 آماره D .W= 607/1
نتایج حاصل ازآزمون کلی مدل (2)
آزمون(t): مقدارآماره t وValue-p متغیرLnE/P*CONC و LnE/P*PIH بیانگر عدم رابطه معنادار بین درصد سهام عادی در اختیار سرمایهگذاران نهادی و تمرکز سرمایهگذاران نهادی با محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو، فرض H0 پذیرش و فرضیههای تحقیق براساس مدل (2) رد میشوند. برخلاف پیش بینی حضور و تمرکزسهامداران نهادی تأثیری بر رابطه سود هرسهم برقیمت و بازده نمیگذارند. این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز[26] وجونگ وکن [23] و مرادی [17] مطابقت ندارد.
مدل برازش شده نهایی بر اساس روش stepwise: مدل اصلی (2) قدرت وتوان تبیین زیاد بازده را ندارد. در مدل برازش شده نهایی (2) متغیر سود هر سهم بر قیمت (LnE/P) بیشترین تأثیر را بربازده میگذارد(قدرت تبیین بیشتر بازده را دارد). تأثیر مثبت و معنادارمتغیر(LnE/P) بر بازده با یافتههای کیم[24] مطابقت دارد؛ اما با یافتههای حجازی [12] و باقرزاده [6] مطابقت ندارد. نتایج حاصل از مدل برازش شده (2) در جدول (11) ملاحظه می شود.
جدول (11): نتایج حاصل ازآزمون مدل نهایی برازش شده (2)
LnRETT 309/0 + 251/2- = LnE/P +282/1 LOSS
stepwise روش: F آماره = 481/32 p-Value= 000/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 251/2- 580/31- 000/0 معنادار
LnE/P 309/0 432/6 000/0 معنادار
LOSS 282/1 154/3 002/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 27/0 = آماره D. W = 703/1
جدول (12) : نتایج حاصل ازآزمون کلی مدل (3)
LnRETT= -348/2+446/0LnE/BV -255/0 LnE/BV*PIH +104/0 LnE/BV*CONC+068/1 LOSS
روش : Enter F آماره =185/10 p-Value= 000/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 348/2- 613/5- 000/0 معنادار
LnE/BV 446/0 370/3 001/0 معنادار
LnE/BV*PIH 255/0- 373/1- 172/0 -
LnE/BV*CONC 104/0 108/1 270/0 -
LOSS 068/1 331/2 021/0 معنادار
(تعدیلشده)R2 = 17/0 آماره D.W= 681/1
نتایج حاصل ازآزمون کلی مدل (3)
آزمون (t): مقدارآمارهt وValue-p متغیرLnE/BV*PIH و LnE/BV*CONC بیانگر عدم رابطه معنادار بین درصد سهام عادی در اختیار سرمایهگذاران نهادی و تمرکز سرمایهگذاران نهادی با محتوای اطلاعاتی سود در سطح اطمینان 95/0 است. از این رو، فرضH0 پذیرش و فرضیههای تحقیق براساس مدل (3) رد میشوند. این نتیجه با یافتههای ولوری وجینکینز[27] و مرادی [17]مطابقت ندارد.
مدل برازش شده نهایی بر اساس روشstepwise: مدل اصلی (3) قدرت و توان تبیین زیاد بازده را ندارد. در مدل برازش شده نهایی (3) متغیر سود هرسهم بر ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام (LnE/BV) بیشترین تأثیر را بر بازده میگذارد (قدرت تبیین بیشتر بازده را دارد). نتایج حاصل از مدل برازش شده (3) در جدول (13) ملاحظه میشود.
جدول (13): نتایج حاصل از مدل نهایی برازش شده (3)
LnRETT 264/0 + 823/1- = LnE/BV + 204/1 LOSS
stepwise روش: F آماره = 047/19 p-Value= 000/0
متغیرتوضیحی ضریب متغیر t آماره p-Value نتیجه
مقدار ثابت 823/1- 626/58- 000/0 معنادار
LnE/BV 264/0 100/4 000/0 معنادار
LOSS 204/1 678/2 008/0 معنادار
169/0 = R2 (تعدیلشده) آماره D.W = 791/1
دلایل زیر را میتوان درکسب نتایج بهدست آمده موثر دانست:
1- یکی از موارد مهم و اساسی که میتواند توجیه کننده ارتباط ضعیف متغیرهای مربوطه، بویژه تغییرات سود بربازده سهام باشد، نوسانهای موجود در بازار بورس و عدم کارایی آن است.
2- تأثیرمحرکهایدیگربر بازدهسهام شرکتهای ایرانی نظیر شایعات، مسائل روانی و ... [19]، [11].
3- عدم تأثیر متغیرهای کنترلی (مجازی) درمدلها مثل اهرم مالی،اندازه شرکت، نسبتهای مالی(نظیرسودآوری) و...
خلاصه و نتیجهگیری
در پژوهش حاضر، دو نگرش رقیب (یعنی فرضیه نظارت فعال وفرضیه منافع شخصی) درمورد سرمایهگذاران نهادی آزمون گردید. به طورکلی، یافتههای تحقیق ازآزمون مدلها بر اساس فرضیهها بیانگرتأثیر مثبت (ضعیف) ومعنادار متغیردرصد سهام دراختیار سهامداران نهادی و تمرکز آنها بر بازده سهام(محتوای اطلاعاتی سود) است جدول(14). نتایج بالا(بویژه درآزمون مدلهای تحقیق براساس فرضیهها) نشان میدهد که وجود سرمایهگذاران نهادی تاحدودی سبب ارتقای محتوای اطلاعاتی سود میشود. این امر میتواند بیانگرآن باشد که مالکان نهادی پرتفوی خود را به صورت فعال مدیریت کرده و مدیران را به گزارش سود بامحتوای بالا ترغیب میکنند. از این رو، اطلاعات سود این شرکتها قابل اتکاتر بوده، توانایی بیشتری برای توضیح واقعیتهای اقتصادی دارند.اثرمثبت سرمایهگذاران نهادی بربازده سهام(محتوای اطلاعاتی سود) را میتوان به فرضیه نظارت فعال ارتباط داد. همچنین وجود یک رابطه مثبت بین تمرکز سرمایهگذاران نهادی و محتوای اطلاعاتی سود بیانگرآن است که برخلاف فرضیه منافع شخصی، تمرکزسرمایهگذاران نهادی باعث تشویق مدیریت به گزارش سود با محتوای بالا میشود.
جدول(14) : نتایج آزمون مدلها براساس فرضیههای پژوهش
شرح مدل فرضیه اول فرضیه دوم
محتوای اطلاعاتی سود (1)
(2)
(3)
رابطه مثبت و معنادار وجود دارد(موثر).
رابطه مثبت ومعنادار وجود دارد(موثر).
رابطه مثبت ومعنادار وجود دارد(موثر).
رابطه مثبت و معنادار وجود دارد(موثر).
رابطه مثبت ومعنادار وجود دارد(موثر).
رابطه مثبت ومعنادار وجود دارد(موثر).
همچنین نتایج آزمون کلی مدلها (به استثنای مدل1) عمدتا بیانگرعدم نقش وتأثیرسرمایه گذاران نهادی برمحتوای اطلاعاتی سود حسابداری است. این نتایج (به استثنای نتیجه مدل1) بیانگرعدم پذیرش دو نگرش رقیب (یعنی فرضیه نظارت فعال و فرضیه منافع شخصی) است که نتیجه فوق میتواند ناشی از عوامل تأثیرگذار برنتایج تحقیق باشد. البته، نباید فراموش کرد نتایج بهدست آمده صرفاً براساس تحلیلهای آماری ا ست و به معنی عدم تأثیر و رابطه بین متغیرهای مربوطه نیست، بلکه ضریب همبستگی و ضریب تعیین تعدیل شده نشان دهنده این موارد است؛ یعنی درصد مالکیت سهام عادی در اختیار سهامداران نهادی است و تمرکزآنها باهم توانایی تبیین بالای بازده سهام را ندارد. نتایج فرضیههای تحقیق براساس آزمون کلی مدلها در جدول (15) ارائه شده است.
جدول(15): نتایج فرضیههای پژوهش براساس آزمون کلی مدلها
شرح مدل فرضیه اول فرضیه دوم
محتوای اطلاعاتی سود (1)
(2)
(3)
رابطه منفی ومعنادار وجود دارد(موثر).
رابطه معنادار وجود ندارد(عدم تأثیر).
رابطه معنادار وجود ندارد(عدم تأثیر).
رابطه مثبت و معنادار وجود دارد(موثر).
رابطه معنادار وجود ندارد(عدم تأثیر).
رابطه معنادار وجود ندارد(عدم تأثیر).
پیشنهادهای تحقیق
الف) پیشنهاد به استفاده کنندگان از نتایج پژوهش
1- براساس یافتههای پژوهش، ترکیب سهامداران نهادی (درصد مالکیت و تمرکز) بهطور جداگانه تأثیر و نقش مثبتی(هر چند ضعیف) بر محتوای اطلاعاتی سود حسابداری میگذارند. بنابراین، به سرمایه گذاران توصیه میشود به ترکیب سهامداران توجه نموده،آن را درتصمیم گیریهای خود لحاظ کنند؛2-این تحقیق، ارتباط بازدهی سهام با اطلا عات حسابداری را آزمون کرده است که به معنای واکنش بازار سرمایه به اطلا عات حسابداری است. لذا به تحلیلگران و سرمایه گذاران توصیه میشود که برای تصمیم گیریهای خود، متغیرهای (ΔEarn , E/BV, E/P) را نیز درکنار سایر معیارها لحاظ کنند؛ 3- به سازمان بورس پیشنهاد میشود که اطلاعات مربوط به سهامدارن نهادی را در اختیار استفاده کنندگان از صورتهای مالی قرار دهد.
ب) پیشنهادها برای پژوهشهای آتی
1- با عنایت به اینکه در بورس اوراق بهادار تهران تحقیقات بسیارکمی در زمینة نقش و حضورترکیب سهامداران نهادی به عنوان یکی ازعوامل اصلی حاکمیت شرکتی انجام شده است، لذا پیشنهاد میگردد پژوهشهای زیردر زمینة ترکیب سهامداران نهادی دربورس تهران انجام شود:
• تأثیر ترکیب سهامداران برساختار سرمایه شرکت ؛
• تأثیر ترکیب سهامداران برانعکاس سودهای جاری در بازدههای آتی ؛
• تأثیر ترکیب سهامداران برمتغیرهای حسابداری (نظیرسود) در صنایع مختلف؛
• تأثیر ترکیب سهامداران برتغییرات بازده سهام.
2- برای اندازه گیری محتوای اطلاعاتی سود حسابداری مدلهای زیادی وجود داردکه در پژوهش حاضر تعدادی از آنها آزمون شدند. پیشنهاد میگردد مدلهای دیگر نیز آزمون شوند.
3- بررسی تأثیر ترکیب سهامداران در سطوح مختلف(نظیر درصد سهام عادی کمتراز20%، بین20% الی50%و بالای50%) بر عوامل دیگر نظیر متغیرهای حسابداری.
)
