The Effect of Accruals on the Relationship of External Financing and Future Stock Returns

Authors

1 Associate Professor of Accounting, University of Isfahan, Iran

2 Master of Accounting, University of Isfahan, Iran

Abstract

  Anomalies of market represent failure of pricing models or inefficiency of market. Some kind of anomalies that have been prevailed in the capital markets in recent years are accruals anomalies (effect of accruals on future stock returns) and the external financing anomalies (effect of external finance on future stock returns) . Main objective of the present study is to investigate the effect of accruals on relationship of the external financing with size-scaled future stock returns. The sample of the present study includes 80 companies listed in Tehran Stock Exchange in the period of 1384 to 1390. Findings suggest that the relationship of accruals with future stock returns is positive and significant and external financing is not significantly associated with future stock returns. These findings are not consistent with the basic theory. Then after adding accruals to the relationship of external financing with future stock returns the results changed and this relationship appeared negative and significant that reflects the anomalies of external financing. Thus, paying simultaneous attention to accruals and external financing is important.

Keywords

Full Text



امروزه اطلاعات مالی، ابزار راهبردی مهم در تصمیم‌گیری اقتصادی محسوب می‌شود و بدون شک کیفیت تصمیمات نیز بستگی به صحت، دقت و به هنگام بودن اطلاعات دارد. در بازار‌های مالی، اطلاعات می‌تواند به صورت نشانه‌ها، علائم، اخبار و پیش‌بینی‌های مختلف از داخل یا خارج شرکت گزارش و در دسترس سهامداران قرار گیرد و موجب ایجاد واکنش و در نتیجه تغییراتی در قیمت سهام شود. واکنش‌های بازار سهام به اطلاعات، متفاوت است. در برخی موارد واکنش افراد عقلایی نیست و موجب نابهنجاری‌هایی از جمله افزایش یا کاهش بیش از حد قیمت‌ها می‌شود. واکنش بیش از اندازه یا کمتر از اندازه، زمانی رخ می‌دهد که افراد با توجه به اطلاعات جدید، قیمت سهام را بیشتر یا کمتر از ارزش ذاتی آن تعیین می‌کنند. اگر چه بازار پس ازگذشت زمان به اشتباه خود پی می‌برد و به حالت تعادل برمی‌گردد اما این رفتار اقتصادی، نوعی رفتار غیرعقلایی در بازار محسوب می‌شود که شاید بتوان آن‌ را نوعی واکنش منطقی نسبت به عدم اطمینان سرمایه‌گذاران تلقی کرد [1]. همچنین یکی ازاهداف حسابداری فراهم آوردن اطلاعات برای سرمایه‌گذاران و تحلیلگران برای کمک به آنها در پیش‌بینی بازده سهام شرکت‌ها است. بررسی عوامل تعیین‌کننده تغییرات بازده سهام می‌تواند سبب بهبود تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران و تخصیص بهینه منابع شود. در واقع با مشخص شدن عوامل تعیین ‌کننده بازده سهام، ذهنیت سرمایه‌گذاران در خصوص عوامل مؤثر بر تغییرات بازده سهام اصلاح خواهد شد. لذا با عنایت به اینکه ارزیابی بازده سهام شرکت‌های مختلف مهمترین مسأله پیش‌روی سرمایه‌گذارن در بازار سرمایه محسوب می‌شود، پژوهش حاضر در صدد پاسخ به این سؤال است که آیا اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام تعدیل شده بر اساس اندازه تأثیر دارد؟
مروری بر مبانی نظری پژوهش
از مهمترین اقدامات در حوزه سرمایه‌گذاری، تخصیص بهینه منابع و کسب حداکثر بازدهی است. از این رو، پژوهشگران همواره در جستجوی عوامل تأثیرگذار بر بازده سهام هستند. برای تشریح رفتار بازده سهام، از مدل‌های مختلفی استفاده شده است؛ ازجمله این مدل‌ها مدل تک عاملی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM)، مدل سه عاملی فاما و فرنچ، مدل آربیتراژ و مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای چند دوره‌ای (ICAPM) است. از معروف‌ترین و قدیمی‌ترین این مدل‌ها، مدل CAPM است ولی نتایج پژوهش‌های انجام شده (نظیر باسو (1997)، فاما و فرنچ (1992)، اسلون (1996) و برادشو (2006) حاکی از این است که متغیرهایی نظیر اندازه، نسبت سود به قیمت سهام، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، اقلام تعهدی و تأمین مالی خارجی، بازده سهام را بهتر از مدل CAPM پیش‌بینی می‌کند، این موارد با عنوان نابهنجاری‌های بازار در ادبیات معاصر مطرح است [8]. از جمله نابهنجاری‌هایی که در سال‌های اخیر در بازار سرمایه مطرح شده، نابهنجاری اقلام تعهدی (اثر اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام) و نابهنجاری تأمین مالی خارجی (اثر تأمین مالی خارجی بر بازده آتی سهام) است.پژوهش حاضر بر آن است تا مبانی نظری و استدلال‌های نظریه‌پردازان حسابداری را در زمینه مباحث مربوطه بررسی نماید.
نابهنجاری اقلام تعهدی
ریچاردسون و همکاران [18]، اقلام تعهدی را به عنوان تفاوت بین سود تعهدی و سود نقدی تعریف کردند. همچنین اسلون [21] اقلام تعهدی را به عنوان تغییر در سرمایه در گردش به کسر هزینه استهلاک تعریف کرد و ارتباط منفی و معنادار اقلام تعهدی با بازده آتی سهام را به عنوان نابهنجاری اقلام تعهدی در ادبیات حسابداری مطرح نمود. نتایج پژوهش اسلون [21] نشان داد که پرتفوی شرکت‌هایی با اقلام تعهدی بالا، بازده‌های آتی پایین‌تری کسب می‌کند. وی این موضوع را به پایداری کمتر اقلام تعهدی در مقایسه با جزء نقدی سود نسبت داد به نحوی که نادیده گرفتن پایداری متفاوت اجزای نقدی و تعهدی سود، منجر به واکنش نادرست سرمایه‌گذاران نسبت به تغییرات اقلام تعهدی و قیمت‌گذاری اشتباه سهام می‌شود.
طبق نظر برنارد و همکاران [11] نابهنجاری اقلام تعهدی را می‌توان به دو دسته تقسیم کرد:
1- نابهنجاری اقلام تعهدی مبتنی بر ریسک: ارتباط متغیرهایی علاوه بر ریسک سیستماتیک نظیر اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار با بازده سهام (نابهنجاری‌های بازار سرمایه) می‌تواند ناشی از عدم شناسایی کامل عوامل ریسک باشد [14]. هرشلیفر و همکاران [16] با بررسی این موضوع که آیا نابهنجاری اقلام تعهدی مبتنی بر ریسک است یا قیمت‌گذاری نادرست، دریافتند که این نابهنجاری مبتنی بر صرف ریسک نیست بلکه ناشی از قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی است.
2- نابهنجاری اقلام تعهدی مبتنی بر قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی: در نظریه‌های مالی- رفتاری نوین، فرض بر این است که سرمایه‌گذاران به طور سیستماتیک در قیمت‌گذاری دارایی‌ها دچار خطا و اشتباه می‌شوند و نابهنجاری‌ها در نتیجه خطای قیمت‌گذاری است [23]. بر این اساس، مطالعاتی نظیر زای (2001)، زاچ (2003)، کرفت و همکاران (2006)، کور (2006) و فدیک و همکاران (2011) در بررسی علت نابهنجاری اقلام تعهدی به قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی توسط سرمایه‌گذاران اشاره می‌کنند. به عبارت دیگر، وجود سرمایه‎‌گذاران بی‌تجربه در بازار، سبب قیمت‌گذاری نادرست اوراق بهادار می‌گردد؛ به نحوی که واکنش نادرست سرمایه‌گذاران نسبت به تغییرات اقلام تعهدی، موجب می‌شود که سهام شرکت‌هایی با حجم متفاوتی از اقلام تعهدی، به‌گونه‌ای نادرست بیشتر یا کمتر از واقع ارزش‌گذاری شود که این امر بر خلاف فرضیه بازار کارا است [19].
نابهنجاری تأمین مالی
واحدهای تجاری برای انجام فعالیت‌های عملیاتی و سرمایه‌گذاری خود نیاز به وجه نقد دارند. وجه نقد مورد نیاز باید از طریق انجام فعالیت‌های تأمین مالی و همچنین وجه نقد حاصل از عملیات شرکت تهیه شود. هدف اصلی از شیوه‌های تأمین مالی، کاهش هزینه سرمایه و افزایش ارزش شرکت است. صاحبنظران مالی، منابع تأمین مالی را از لحاظ محل تأمین منابع به دو قسمت داخلی و خارجی تقسیم می‌کنند: داخلی شامل جریان‌های نقدی حاصل از عملیات، وجوه حاصل از فروش دارایی‌ها و سود انباشته و خارجی شامل استقراض و انتشار سهام است [4] [9]. ارتباط منفی فعالیت‌های تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام با عنوان نابهنجاری تأمین مالی خارجی در ادبیات حسابداری مطرح شده است [10].در رابطه با تأثیر تأمین مالی خارجی بر بازده آتی سهام، دو فرضیه ارزشیابی نادرست اوراق بهادار و فرضیه سرمایه‌گذاری بیش از حد مطرح شده است. در حالی که هر دو فرضیه فوق، پیش‌بینی می‌کنند که بین تأمین مالی خارجی و بازده آتی سهام رابطه منفی وجود دارد. این فرضیه‌ها در مورد تأثیر اجزای تأمین مالی خارجی، پیش‌بینی‌های متمایزی دارند.
1- بر اساس فرضیه ارزشیابی نادرست اوراق بهادار، رابطه بین انتشار سهام و بازده آتی سهام، قوی‌تر از رابطه بین بدهی و بازده آتی سهام است زیرا قیمت سهام نسبت به تغییرات در ارزش شرکت، حساس‌تر است. همچنین هر یک از اجزای بدهی نیز دارای رابطه متمایزی با بازده آتی سهام هستند. بین بدهی‌های قابل تبدیل و بازده آتی سهام رابطه قوی‌تری وجود دارد، زیرا این‌گونه بدهی‌ها نسبت به تغییرات در ارزش شرکت، واکنش بیشتری نشان می‌دهند. بر عکس، بدهی‌های کوتاه‌مدت دارای حداقل حساسیت نسبت به تغییرات در ارزش شرکت بوده، رابطه ضعیفی با بازده آتی سهام دارند.
2- فرضیه سرمایه‌گذاری بیش از حد، مبتنی بر افزایش در مخارج سرمایه‌ای است. بر اساس این فرضیه، بین مبادلات تأمین مالی خارجی شرکت‌ها و تصمیمات سرمایه‌گذاری بیش از حد مدیران، رابطه مستقیمی وجود دارد یعنی هرچه میزان انتشار اوراق بهادار از سوی شرکت‌ها بیشتر باشد، سرمایه‌گذاری آنها بیشتر است؛ به طوری که در برخی از اوقات، این پدیده منجر به سرمایه‌گذاری بیش از حد می‌شود. [7].
سایر نابهنجاری‌ها
از جمله نابهنجاری‌های دیگر بازار سرمایه در رابطه با بازده سهام، مواردی است که روزنبرگ و همکاران [20] و فاما و فرنچ [13] گزارش کرده‌اند. این پژوهشگران دریافتند که نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M) و اندازه شرکت با بازده سهام رابطه مثبت و معناداری دارد. بررسی رابطه بین متغیرهای بتا، اندازه شرکت، B/M، نسبت سود به قیمت و اهرم مالی با بازده سهام نشان می‌دهد که از بین متغیرهای مذکور، اندازه شرکت و B/M توانایی بیشتری در تشریح رفتار بازده سهام دارند.
پیشینه پژوهش
در این قسمت اهم پژوهش‌های صورت گرفته در مورد تأثیر اقلام تعهدی و تأمین مالی خارجی بر بازده آتی سهام بیان گردیده است.
پژوهش‌های خارجی
پاپاناستاسوپولوس و همکاران (2011)در پژوهش خود به بررسی ارتباط بین اقلام تعهدی و فعالیت‌های تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام پرداختند. نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد که پرتفوهایی با اقلام تعهدی بالا و حجم بالایی از فعالیت‌های تأمین مالی خارجی، بازده‌های پایین‌تری کسب می‌کنند. همچنین، نتایج رگرسیون مقطعی در سطح شرکت‌ها حاکی از آن است که درصورت حضور اقلام تعهدی سرمایه در گردش، فعالیت‌های تأمین مالی خارجی توانایی پیش‌بینی بازدهی آتی را پیدا می‌کند [17].
سالیوان و ژانگ (2011)به بررسی ارتباط بین فعالیت‌های سرمایه‌گذاری و فعالیت‌های تأمین مالی با بازده آتی سهام پرداختند. نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد که بین نابهنجاری فعالیت‌های سرمایه‌گذاری و بین نابهنجاری فعالیت‌های تأمین مالی ارتباطی وجود ندارد. به علاوه ارتباط بین بازده سهام و فعالیت‌های سرمایه‌گذاری بعد از کنترل فعالیت‌های تأمین مالی ضعیف است در حالی ارتباط بین بازده سهام و فعالیت‌های تأمین مالی بعد از کنترل فعالیت‌های سرمایه‌گذاری معنادار باقی می‌ماند [22].
ریساتک (2010)به بررسی نابهنجاری اقلام تعهدی و تأثیر بازده نامشهود بر این نابهنجاری پرداخته است. نتایج پژوهش وی نشان می‌دهد که بین اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه معکوسی وجود دارد همچنین با وارد کردن متغیر بازده نامشهود دوره‌های قبل به مدل رگرسیونی رابطه منفی بین اقلام تعهدی و بازده سهام از بین می‌رود. به عبارت دیگر، بازده نامشهود بر نابهنجاری اقلام تعهدی تأثیرگذار است [19].
هیرشلیفر و همکاران (2009)به بررسی رابطه بین اقلام تعهدی وجریان‌های نقدی با اندازه بازده سهام پرداختند.طبق یافته‌های آنها ارتباط مثبت زیادی بین اندازه اقلام تعهدی با بازده سهام وجود دارد؛ ضمن اینکه بین اندازه جریان‌های نقدی با بازده سهام ارتباط منفی وجود دارد [15].
کوهن و لایز (2006)به بررسی ارتباط بین فعالیت‌های تأمین مالی با حساب‌های تعهدی و بازده سهام پرداختند. نتیجه پژوهش آنها بیانگرارتباط منفی بین فعالیت‌های تأمین مالی و بازده سهام است [12].
برادشو و همکاران (2006)ارتباط بین فعالیت‌های تأمین مالی برون سازمانی و بازده و سوددهی آتی شرکت‌ها را مورد بررسی قرار دادند. یافته‌های پژوهش آنها بیانگر وجود ارتباطی معکوس و نسبتاً با اهمیت بین خالص تأمین مالی و بازده سهام و سود دهی آتی شرکت‌ها بوده است [10].
پژوهش‌های داخلی
دستگیر و رستگار (1390)، رابطه بین کیفیت سود (پایداری سود)، اندازه اقلام تعهدی و بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی را مورد بررسی قرار دادند. یافته‌های پژوهش آنها بیانگر این است که کیفیت سود (پایداری سود) با کیفیت اقلام تعهدی رابطه مستقیم دارد؛ ضمن اینکه با کاهش کیفیت اقلام تعهدی وافزایش اندازه اقلام تعهدی، بازده سهام افزایش می‌یابد [2].
حقیقت و بختیاری (1390) موضوع بررسی محتوای اطلاعاتی افزاینده اقلام تعهدی خلاف قاعده در مقایسه با جریان‌های نقدی عملیاتی را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج پژوهش آنها، حاکی از وجود اقلام تعهدی خلاف قاعده تنها در رویکرد کل اقلام تعهدی است. همچنین در رویکرد کل اقلام تعهدی، جریان‌های نقدی عملیاتی، توان توضیحی اقلام تعهدی غیرعادی در بازده آتی سهام را کاهش نمی‌دهد [1].
فروغی و همکاران (1391) به بررسی تأثیر بازده نامشهود دوره‌های قبل بر رابطه بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام پرداختند. نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد که ارتباط معکوس و معناداری بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام (نابهنجاری اقلام تعهدی) وجوددارد؛ هم‌چنین بازده نامشهود دوره‌های قبل بر رابطه بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام تأثیردارد؛ به عبارت دیگر با ورود این متغیر به الگوی پژوهش، ارتباط معکوس و معنادار اقلام تعهدی وبازده آینده سهام از بین می‌رود [5].
مشایخی و همکاران (1389) موضوع مخارج سرمایه‌ای، اقلام تعهدی و بازده سهام را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج این پژوهش نشان می‌دهدکه نابهنجاری مخارج سرمایه‌ای و نابهنجاری اقلام تعهدی در بازار سرمایه ایران وجود دارد و از هم مجزا هستند، اگرچه این دو نابهنجاری ممکن است به طرق مختلف با هم مربوط باشند [8].
کردستانی و نجفی عمران (1389)به بررسی تأثیر روش‌های تأمین مالی بر بازده آتی سهام پرداختند. نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد که رابطه بین خالص تغییر در تأمین مالی کل، خالص تغییر در تأمین مالی خارجی و تغییر در خالص دارایی‌های عملیاتی تأمین شده از محل منابع مالی داخلی با بازده غیرعادی انباشته سهام معنادار است ولی بر خلاف پیش‌بینی مثبت است [7].
کلاته رحمانی (1388)به بررسی قدرت توضیح‌دهندگی اقلام تعهدی (غیرعادی) در رابطه با رفتار بازده سهام پرداخته است. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که نسبت جریان‌های نقدی عملیاتی به قیمت شامل قدرت توضیح‌دهندگی کل اقلام تعهدی (غیرعادی) برای بازده‌های سالانه آتی و بازده‌های اعلانی آتی نمی‌شود و بنابراین نابهنجاری اقلام تعهدی نشانه‌ای از نابهنجاری ارزشی- رشدی نیست [6].
زنجیردار و ابراهیمی راد (1388) موضوع بررسی رابطه بین شیوه‌های تأمین مالی (منابع خارجی) و بازده سهام را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج پژوهش آنها حاکی از وجود رابطه ضعیف بین تأمین مالی از طریق انتشار سهام و بازده سهام و وجود رابطه مثبت بین تأمین مالی از طریق انتشار سهام و بازده سهام در صنعت دارو و همچنین وجود رابطه مثبت بین تأمین مالی از طریق اخذ وام‌های بلندمدت و بازده سهام در صنایع لاستیک و سیمان است [3].
فرضیه‌های پژوهش
با توجه به مطالب بیان شده در قسمت مبانی نظری و پیشینه پژوهش، فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر تدوین شده‌اند:
فرضیه (1): اقلام تعهدی با بازده آتی سهام ارتباط منفی دارد.
فرضیه (2): تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام ارتباط منفی دارد.
فرضیه (3):اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (3-1): اقلام تعهدی سرمایه در گردش بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (3-2): اقلام تعهدی بلندمدت بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (4): تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام ارتباط منفی دارد.
فرضیه (5): اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (5-1): اقلام تعهدی سرمایه در گردش بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (5-2): اقلام تعهدی بلندمدت بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (6): تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام ارتباط منفی دارد.
فرضیه (7): اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (7-1): اقلام تعهدی سرمایه در گردش بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیه (7-2): اقلام تعهدی بلندمدت بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام تأثیر دارد.
جامعه آماری و روش نمونه‌گیری
جامعه آماری این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی فروردین ماه 1384 الی تیر ماه 1390 است. در این پژوهش برای نمونه‌گیری از روش حذف سیستماتیک استفاده شده است. بدین منظور نمونه انتخابی شامل کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده که شرایط زیر را داشته باشند:
الف) به منظور قابل مقایسه بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفند ماه باشد.
ب) جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشد.
ج) معاملات سهام شرکت طی دوره پژوهش بیش از 3 ماه در بورس اوراق بهادار متوقف نباشد.
د) کلیه داده‌های مورد نیاز پژوهش برای شرکت‌های مورد بررسی موجود باشد.
بر اساس شرایط فوق، 80 شرکت از بین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب گردیدند. همچنین در این پژوهش، برای گردآودی اطلاعات مربوط به مبانی نظری پیشینه پژوهش از روش کتابخانه‌ای و جهت جمع آوری اطلاعات مورد نیاز برای آزمون فرضیه‌ها از روش اسناد کاوی استفاده شده است.

متغیرهای پژوهش
متغیرهای این پژوهش، مشتمل بر سه دسته متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی به شرح زیر است:
متغیر وابسته
متغیر وابسته پژوهش حاضرهمانند پژوهش پاپاناستاسوپولوس و همکاران [17]، بازده تعدیل شده بر اساس اندازه است. با توجه به اینکه شرکت‌ها موظف هستند حداکثر تا چهار ماه بعد از پایان سال مالی، صورت‌های مالی خود را منتشر کنند لذا دوره محاسبه بازده هر سال از ماه پنجم بعد ازسال مالی به مدت 12 ماه تعیین شده است. همچنین به منظور کنترل ریسک، بازده سهام را باید از لحاظ اندازه تعدیل کرد. برای این منظور ابتدا شرکت‌ها بر اساس ارزش بازار در پایان 31 تیر ماه به ترتیب از کوچک به بزرگ مرتب می‌شوند. پس از این مرحله، شرکت‌های نمونه باید به چهار چارک تقسیم شوند. پس از تعیین چارک‌ها و محاسبه بازده ماهانه شرکت‌ها، میانگین‌هندسی بازده سهام و میانگین هندسی بازده سهام موزون شده هر شرکت در هر چارک محاسبه می‌شود. در نهایت به منظور کنترل اثر اندازه بر روی بازده ماهانه سهام هر شرکت، بازده تعدیل شده بر اساس اندازه از طریق رابطه (1) محاسبه می‌شود.
رابطه (1)


در این رابطه:
= بازده تعدیل شده بر اساس اندازه
= بازده ماهانه موزون پورتفوی
= بازده ماهانه سهام شرکت i
متغیرهای مستقل
در این پژوهش از تأمین مالی خارجی و اقلام تعهدی به عنوان متغیرهای مستقل استفاده شده است و برای استاندارد سازی متغیرهای مذکور از میانگین کل دارایی‌ها استفاده شده است.
الف) متغیر مستقل تأمین مالی خارجی که از طریق رابطه (2) محاسبه می‌شود:
رابطه (2)
در این رابطه:
= مبلغ وجه نقد ایجاد شده به وسیله فعالیت‌های تأمین مالی شرکت.
= تفاوت بین گردش وجوه نقد دریافتی ناشی از انتشار جدید سهام و گردش وجوه نقد پرداختی بابت پرداخت سود سهام تقسیم شده که از طریق رابطه (3) محاسبه می‌شود:
رابطه (3)

در این رابطه:
= تغییر درکل دارایی‌ها
= تغییر درکل بدهی‌ها
= سود خالص
= خالص گردش وجوه نقد ایجاد شده ناشی از بدهی‌های بلند مدت و کوتاه‌ مدت که از طریق رابطه (4) محاسبه می‌شود:
رابطه (4)
در این رابطه: = خالص گردش وجوه نقد ایجاد شده ناشی از بدهی‌های بلند مدت (تغییر در بدهی‌های بلند مدت)
= خالص گردش وجوه نقد ایجاد شده ناشی از بدهی‌های کوتاه ‌مدت (تغییر در بدهی‌های کوتاه‌ مدت)
ب) متغیر مستقل اقلام تعهدی که از طریق رابطه (5) محاسبه می‌شود:
رابطه (5)
در این رابطه:
= کل اقلام تعهدی
= اقلام تعهدی سرمایه در گردش که از طریق رابطه (6) محاسبه می‌شود:
رابطه (6)


در این رابطه:
= تغییر در دارایی‌های جاری
= تغییر در وجه نقد و معادل وجه نقد
= تغییر در بدهی‌های جاری
= تغییر در تسهیلات مالی دریافتی کوتاه‌مدت
= اقلام تعهدی بلند مدت که از طریق رابطه (7) محاسبه می‌شود:
رابطه (7)


در این رابطه:
= تغییر درکل دارایی‌ها
= تغییر در دارایی‌های جاری
= تغییر در کل بدهی‌ها
= تغییر در بدهی‌های جاری
= تغییر در بدهی‌های بلند مدت
متغیرهای کنترل
برای تصریح بهتر مدل‌های رگرسیونی پژوهش، اثرتعدای از متغیرهای مؤثر بر بازده سهام کنترل شده، به همین منظور متغیرهای کنترلی اندازه شرکت و نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام به صورت روابط (8) و (9) وارد مدل‌های رگرسیونی شده‌اند:
رابطه (8) لگاریتم طبیعی =
(ارزش بازار هر سهم * تعداد سهام در پایان دوره)
رابطه (9) لگاریتم طبیعی=
( )
آزمون فرضیه‌های پژوهش
در این پژوهش برای تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها، همانند پژوهش پاپاناستاسوپولوس و همکاران [17]، از داده‌های ترکیبی و مدل‌های رگرسیون چند متغیره استفاده شده است. با توجه به اینکه از داده‌های ترکیبی استفاده شده است لذا با انجام آزمون‌هایF لیمر و هاسمن مشخص گردید که داده‌ها از نوع تابلویی با اثرات ثابت است. همچنین با بررسی فروض مدل رگرسیون خطی کلاسیک، از آزمون وایت برای بررسی همسانی واریانس‌ها و از آزمون دوربین- واتسون برای تشخیص خود همبستگی استفاده شده است.
آزمون فرضیه اول
برای آزمون فرضیه (1) مبتنی برارتباط منفی اقلام تعهدی با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام، مدل رگرسیونی (1) برآورد گردیده و نتایج آن در نگاره 1 نشان داده شده است.


نگاره شماره 1. نتایج برآورد مدل رگرسیونی (1) با روش داده‌های تابلویی (اثرات ثابت)
مدل (1)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 85/6 20/6 00/0
اقلام تعهدی 39/0 87/4 00/0
اندازه شرکت 53/0- 34/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 12/0 37/2 02/0
38/0 22/0
آماره دوربین ـ واتسون 78/2
آماره F فیشر 38/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0

با توجه به نتایج مندرج در نگاره شماره 1، مشخص می‌شود که ارزش احتمال خطا برای ضریب متغیر مستقل اقلام تعهدی تقریباً برابر با صفر بوده و از 05/0 کوچکتر است. بنابراین، فرض صفر پذیرفته می‌شود و فرض متقابل مبنی برارتباط منفی اقلام تعهدی با بازده آتی سهام، رد می‌شود. بنابراین در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، نابهنجاری اقلام تعهدی وجود ندارد. این نتیجه‌گیری با مبانی تئوریک پشتوانه آن سازگاری ندارد. همچنین خط رگرسیون برازش شده در این مدل، معرف 38 درصد تغییرات در متغیر وابسته است. درباره اعتبار کلی مدل رگرسیون نیز، با توجه به مقدار F فیشر می‌توان بیان کرد که مدل از لحاظ آماری معنادار است.
آزمون فرضیه دوم
برای آزمون فرضیه (2) مبتنی بر ارتباط منفی تأمین مالی خارجی با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام، مدل رگرسیونی (2) برآورد گردیده و نتایج آن در نگاره 2 نشان داده شده است.


نگاره شماره 2. نتایج برآورد مدل رگرسیونی(2) با روش داده‌های تابلویی(اثرات ثابت)
مدل (2)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 24/6 42/6 00/0
تأمین مالی خارجی 14/0 68/1 09/0
اندازه شرکت 48/0- 61/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 13/0 84/2 00/0
37/0 21/0
آماره دوربین ـ واتسون 77/2
آماره F فیشر 30/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0

با توجه به نتایج مندرج در نگاره شماره 2، مشخص می‌شود که ارزش احتمال خطا برای ضریب متغیر مستقل تأمین مالی خارجی عدد 09/0بوده و از 05/0 بزرگتر است. بنابراین، فرض صفر پذیرفته می‌شود و فرض متقابل مبنی بر ارتباط منفی تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام رد می‌شود. بنابراین در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، نابهنجاری تأمین مالی خارجی وجود ندارد. این نتیجه‌گیری با مبانی تئوریک پشتوانه آن سازگاری ندارد. همچنین خط رگرسیون برازش شده در این مدل، معرف 37 درصد تغییرات در متغیر وابسته است. درباره اعتبار کلی مدل رگرسیون نیز، با توجه به مقدار F فیشر می‌توان بیان نمود که مدل از لحاظ آماری معنادار است.
آزمون فرضیه سوم
برای آزمون فرضیه (3) مبتنی بر تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام، مدل رگرسیونی (3) برآورد گردیده و برای آزمون فرضیه های فرعی(3-1) و (3-2) از مدل‌های رگرسیونی (4) و (5) استفاده شده که نتایج آن در نگاره 3 نشان داده شده است.

 

 


نگاره شماره 3. نتایج برآورد مدل‌های رگرسیونی(3)،(4) و (5) با روش داده‌های تابلویی (اثرات ثابت)
مدل (3)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 24/7 02/6 00/0
تأمین مالی خارجی 60/0- 46/5- 00/0
اقلام تعهدی 77/0 50/6 00/0
اندازه شرکت 57/0- 15/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 13/0 48/2 01/0
39/0 23/0
آماره دوربین ـ واتسون 79/2 آماره F فیشر 41/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0
مدل (4)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 67/6 35/6 00/0
تأمین مالی خارجی 14/0- 88/1- 06/0
اقلام تعهدی سرمایه در گردش 44/0 03/3 00/0
اندازه شرکت 52/0- 54/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 13/0 17/3 00/0
38/0 21/0
آماره دوربین ـ واتسون 76/2 آماره F فیشر 32/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0
مدل (5)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 31/6 17/6 00/0
تأمین مالی خارجی 09/0 77/0 44/0
اقلام تعهدی بلند مدت 22/0 88/0 38/0
اندازه شرکت 49/0- 30/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 13/0 57/2 01/0
37/0 21/0
آماره دوربین واتسون 78/2 آماره F فیشر 28/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0

با توجه به نتایج مندرج در نگاره شماره 3، مشخص می‌شود که در مدل (3) ارزش احتمال خطا برای ضریب متغیر مستقل تأمین مالی خارجی تقریباً برابر با صفر است و از 05/0 کوچکتر است. بنابراین، فرض صفر ردو فرض متقابل مبنی بر تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام پذیرفته می‌شود. به عبارت دیگر با اضافه شدن متغیر اقلام تعهدی به مدل (2)، رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام منفی و معنادار می‌شود واین نتیجه‌گیری با مبانی تئوریک پشتوانه آن سازگاری دارد. در حالی که با اضافه شدن متغیرهای اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت به مدل (2)، رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام معنادار نمی‌شود. به عبارت دیگر، اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام تأثیر ندارند.
آزمون فرضیه چهارم
برای آزمون فرضیه (4) مبتنی بر ارتباط منفی تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام، مدل رگرسیونی (6) برآورد گردیده و نتایج آن در نگاره 4 نشان داده شده است.


نگاره شماره 4. نتایج برآورد مدل رگرسیونی (6) با روش داده‌های تابلویی (اثرات ثابت)
مدل (6)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 38/6 36/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام 46/0 83/2 00/0
اندازه شرکت 49/0- 60/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 11/0 74/2 01/0
38/0 22/0
آماره دوربین ـ واتسون 77/2
آماره F فیشر 33/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0

با توجه به نتایج مندرج در نگاره شماره 4، مشخص می‌شود که ارزش احتمال خطا برای ضریب متغیر مستقل تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام تقریباً برابر صفر است و از 05/0 کوچکتر است ولی با توجه به علامت مثبت ضریب متغیر مستقل، فرض صفر پذیرفته می‌شود و فرض متقابل مبنی بر ارتباط منفی تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام رد می‌شود. همچنین خط رگرسیون برازش شده در این مدل، معرف 38 درصد تغییرات در متغیر وابسته است. درباره اعتبار کلی مدل رگرسیون نیز، با توجه به مقدار F می‌توان بیان نمود که مدل از لحاظ آماری معنادار است.
آزمون فرضیه پنجم
برای آزمون فرضیه (5) مبتنی بر تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام، مدل رگرسیونی (7) برآورد گردیده و برای آزمون فرضیه‌های فرعی (5-1) و (5-2) از مدل‌های رگرسیونی (8) و (9) استفاده شده که نتایج آن در نگاره 5 نشان داده شده است.

 

نگاره شماره 5. نتایج برآورد مدل‌های رگرسیونی (7)،(8) و (9) با روش داده‌های تابلویی (اثرات ثابت)
مدل (7)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 85/6 28/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام 17/0 98/0 33/0
اقلام تعهدی 35/0 76/3 00/0
اندازه شرکت 53/0- 45/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 11/0 47/2 01/0
38/0 22/0
آماره دوربین ـ واتسون 78/2 آماره F فیشر 35/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0
مدل (8)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 63/6 46/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام 25/0 21/2 03/0
اقلام تعهدی سرمایه در گردش 26/0 74/3 00/0
اندازه شرکت 51/0- 70/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 12/0 00/3 00/0
38/0 22/0
آماره دوربین ـ واتسون 76/2 آماره F فیشر 32/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0
مدل (9)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 48/6 14/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام 45/0 71/2 01/0
اقلام تعهدی بلند مدت 24/0 09/1 27/0
اندازه شرکت 50/0- 31/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 11/0 32/2 02/0
38/0 21/0
آماره دوربین ـ واتسون 78/2 آماره F فیشر 31/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0

با توجه به نتایج مندرج در نگاره شماره 5، مشخص می‌شود که در مدل (7) ارزش احتمال خطا برای ضریب متغیر مستقل تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام عدد 33/0 است و از 05/0 بزرگتر است. بنابراین، فرض صفر رد می‌شود و فرض متقابل مبنی بر تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام پذیرفته می‌شود. به عبارت دیگر با اضافه شدن متغیر اقلام تعهدی به مدل (6)، رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام معنادار نمی‌شود. در حالی که با اضافه شدن متغیرهای اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت به مدل (6)، رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام مثبت و معنادار باقی می‌ماند. به عبارت دیگر، اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلندمدت بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام تأثیر ندارند.
آزمون فرضیه ششم
برای آزمون فرضیه (6) مبتنی بر ارتباط منفی تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام، مدل رگرسیونی (10) برآورد گردیده و نتایج آن در نگاره 6 نشان داده شده است.

 

نگاره شماره 6. نتایج برآورد مدل رگرسیونی (10) با روش داده‌های تابلویی (اثرات ثابت)
مدل (10)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 17/6 53/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها 07/0- 90/0- 37/0
اندازه شرکت 48/0- 69/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 14/0 31/3 00/0
37/0 21/0
آماره دوربین ـ واتسون 77/2
آماره F فیشر 29/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0

با توجه به نتایج مندرج در نگاره شماره 6، مشخص می‌شود که ارزش احتمال خطا برای ضریب متغیر مستقل تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها عدد 37/0 است و از 05/0 بزرگتر است. بنابراین، فرض صفر پذیرفته می‌شود و فرض متقابل مبنی بر ارتباط منفی تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام رد می‌شود. به عبارت دیگر تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام ارتباط ندارد. همچنین خط رگرسیون برازش شده در این مدل، معرف 37 درصد تغییرات در متغیر وابسته است. درباره اعتبار کلی مدل رگرسیون نیز، با توجه به مقدار F می‌توان بیان نمود که مدل از لحاظ آماری معنادار است.

آزمون فرضیه هفتم
برای آزمون فرضیه (7) مبتنی برتأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام، مدل رگرسیونی (11) برآورد گردیده و برای آزمون فرضیه‌های فرعی (7-1) و (7-2) از مدل‌های رگرسیونی (12) و (13) استفاده شده، که نتایج آن در نگاره 7 نشان داده شده است.

 

نگاره شماره 7. نتایج برآورد مدل‌های رگرسیونی (11)، (12) و (13) با روش داده‌های تابلویی (اثرات ثابت)
مدل (11)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 40/7 31/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها 77/0- 09/6- 00/0
اقلام تعهدی 72/0 63/6 00/0
اندازه شرکت 58/0- 49/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 10/0 35/2 02/0
39/0 23/0
آماره دوربین ـ واتسون 80/2 آماره F فیشر 45/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0
مدل (12)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 74/6 24/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها 33/0- 60/2- 01/0
اقلام تعهدی سرمایه در گردش 45/0 18/3 00/0
اندازه شرکت 52/0- 43/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 13/0 34/3 00/0
38/0 22/0
آماره دوربین ـ واتسون 76/2 آماره F فیشر 33/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0
مدل (13)
نام متغیر نماد متغیر ضریب آماره t ارزش احتمال خطا
عرض از مبدأ 31/6 18/6 00/0
تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها 20/0- 11/2- 035/0
اقلام تعهدی بلند مدت 32/0 37/1 17/0
اندازه شرکت 49/0- 28/6- 00/0
ارزش دفتری به ارزش بازار 13/0 78/2 01/0
37/0 21/0
آماره دوربین ـ واتسون 79/2 آماره F فیشر 28/2 ارزش احتمال خطا آماره F فیشر 00/0

با توجه به نتایج مندرج در نگاره شماره 7، مشخص می‌شود که در مدل (11) ارزش احتمال خطا برای ضریب متغیر مستقل تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها تقریباً برابر با صفر است و از 05/0 کوچکتر است. بنابراین فرض صفر رد و فرض متقابل مبنی بر تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام پذیرفته می‌شود. به عبارت دیگر با اضافه شدن متغیر اقلام تعهدی به مدل (10)، رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام منفی و معنادار می‌شود و این نتیجه‌گیری با مبانی تئوریک پشتوانه آن سازگاری دارد. همچنین با اضافه شدن متغیرهای اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت به مدل (10)، رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام منفی و معنادار می‌شود. به عبارت دیگر، اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام تأثیر دارند.

نتیجه‌
هر سرمایه‌گذار برای حفظ و افزایش سرمایه خود به اطلاعاتی درباره عوامل مؤثر بر بازده سهام نیاز دارد. در این راستا، در پژوهش حاضر به بررسی تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام پرداخته شده است.با توجه به مبانی نظری و همچنین یافته‌های حاصل از پژوهش و آزمون فرضیه‌های پژوهش مشخص شد که اقلام تعهدی با بازده آتی سهام ارتباط مثبت و معنادار دارد، در صورتی که تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام ارتباط معنادار ندارد و این نتایج با مبانی تئوریک پشتوانه آن سازگاری ندارد. نتایج آزمون این دو فرضیه، با نتایج پژوهش هیرشلیفر و همکاران [15] و دستگیر و رستگار [2] مطابقت دارد و با نتایج پژوهش پاپاناستاسوپولوسو همکاران [17]، سالیوان و ژانگ [22]، مشایخی و همکاران [8] فروغی و همکاران [5] و حقیقت و بختیاری [1] مطابقت ندارد. در ادامه آزمون فرضیه‌ها، با اضافه نمودن متغیر اقلام تعهدی به رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام، مشخص گردید که اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام تأثیر می‌گذارد و موجب ایجاد رابطه منفی ومعنادار تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام می شود و این نتیجه‌گیری با مبانی تئوریک پشتوانه آن سازگاری پیدا می‌کند. نتابج آزمون این فرضیه، مشابه نتایج پژوهش پاپاناستاسوپولوس و همکاران [17] و کوهن و لایز [12] است. افزون بر این، اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام و بدهی‌ها با بازده آتی سهام تأثیر دارد. در ادامه آزمون فرضیه‌های پژوهش، به بررسی تأثیر اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت بر رابطه تأمین مالی خارجی و اجزای آن با بازده آتی سهام پرداخته شد و مشخص گردید که اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت بر رابطه کل تأمین مالی خارجی و تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام با بازده آتی سهام تأثیر ندارند ولی با این وجود، اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام تأثیر دارند و این نتیجه‌گیری ‌با مبانی تئوریک پشتوانه آن سازگار است.نتابج آزمون این فرضیه‌ها، مشابه نتایج پژوهش پاپاناستاسوپولوس و همکاران [17] و کوهن و لایز [12] است.
محدودیت‌های پژوهش
محدودیت‌های پژوهش حاضر به شرح زیر قابل ذکر است:
الف) پژوهش حاضر با استفاده از داده‌های 80 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار در بازه زمانی فروردین ماه 1384 الی تیر ماه 1390 انجام شده است و در بردارنده همه شرکت‌های موجود در بورس اوراق بهادار تهران نیست. لذا در تسری نتایج حاصل از آن به کل جامعه و دوره قبل و بعد از بازه زمانی مذکور باید جانب احتیاط رعایت گردد.
ب) نتایج پژوهش حاضر، در سطح کل شرکت‌ها و بدون تفکیک بر اساس نوع صنعت بدست آمده و ممکن است در خصوص هر یک از صنایع به طور مجزا، نتایج متفاوتی حاصل شود.
پ) داده‌های مورد استفاده از صورت‌های مالی شرکت‌ها، از بابت تورم تعدیل نشده‌اند. در صورت تعدیل داده‌های مذکور از لحاظ تورم، ممکن است نتایج متفاوتی حاصل گردد.
پیشنهادهای پژوهش
در این پژوهش، پیشنهادهایی به شرح زیر ارائه می‌گردد:
پیشنهادهای کاربردی
الف) نتایج حاصل از فرضیه اول، دوم و سوم پژوهش نشان می‌دهند که با اضافه نمودن متغیر اقلام تعهدی به رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام، رابطه مذکور منفی و معنادار گردید و این نتیجه‌گیری بیانگر وجود نابهنجاری تأمین مالی خارجی در بورس اوراق بهادار تهران است.به سرمایه‌گذاران توصیه می‌شود، به تأثیرات متغیرهای تأمین مالی خارجی و اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام توجه خاصی نمایند. همچنین به مدیران شرکت‌ها پیشنهاد می‌گردد که پیش از تأمین مالی منابع، ابتدا فرصت‌های سرمایه‌گذاری مناسب را در راستای حداکثر نمودن ارزش شرکت و توانایی بازپرداخت تسهیلات، شناسایی و سپس مناسب‌ترین گزینه را انتخاب نمایند.
ب) نتایج حاصل از فرضیه چهارم و ششم پژوهش نشان می‌دهد که به‌ دلیل اینکه قیمت سهام نسبت به تغییرات در ارزش شرکت حساس‌تر است، رابطه بین انتشار سهام و بازده آتی سهام، قوی‌تر از رابطه بین بدهی‌ها و بازده آتی سهام است. از این رو به مدیران مالی شرکت‌ها توصیه می‌شود، برای تأمین نقدینگی لازم جهت خرید دارایی‌های ثابت مورد نیاز خود، بیشتر به تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام تأکید داشته و کمتر از تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها استفاده کنند.
پ) با توجه نتایج حاصل از فرضیه پنجم و هفتم پژوهش به سرمایه‌گذاران توصیه می‌شود، تأثیرات اقلام تعهدی سرمایه در گردش و اقلام تعهدی بلند مدت بر رابطه تأمین مالی خارجی از طریق انتشار سهام و تأمین مالی خارجی از طریق بدهی‌ها با بازده آتی سهام را در سرمایه‌گذاری‌های خود مدنظر قرار دهند.
پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آتی
الف) در این پژوهش تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام بررسی گردید، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی تأثیر متغیرهای مستقل فوق بر بازده غیر عادی آتی سهام، سودآوری آتی، قیمت سهام، عملکرد عملیاتی و ارزش شرکت مورد بررسی قرار گیرد.
ب) در این پژوهش تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام بررسی گردید، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی تأثیر رشد دارایی‌ها بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی تعدیل شده بر اساس اندازه سهام مورد بررسی قرار گیرد.
پ) این پژوهش صرفاً شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را مورد بررسی قرار داده، سایر محققین علاقمند می‌توانند این پژوهش را برای شرکت‌های فرا بورس و غیر بورسی نیز انجام دهند.

References

 
1- حقیقت، حمید و مسعود بختیاری. (1390). «بررسی محتوای اطلاعاتی افزاینده اقلام تعهدی خلاف قاعده در مقایسه با جریان‌های نقدی عملیاتی»، تحقیقات حسابداری، ش 3: 103-88.
2- دستگیر، محسن و مجید رستگار. (1390). «رابطه بین کیفیت سود (پایداری سود)، اندازه اقلام تعهدی و بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی» ، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، ش 7: 20-1.
3- زنجیردار، مجید و سجاد ابراهیمی راد. (1388). «رابطه بین شیوه‌های تأمین مالی (منابع خارجی) و بازده سهام» ، مجله مطالعات مالی، ش 2: 172-157.
4- شباهنگ، رضا. (1374). مدیریت مالی، جلد دوم، مرکز تحقیقات سازمان حسابرسی.
5- فروغی، داریوش، امیری، هادی و نرگس حمیدیان. (1391). «تاثیر بازده نامشهود دوره‌های قبل بر رابطه بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام». دانش حسابداری، ش 9: 122-101.
6- کلاته رحمانی، راحله. (1388). «قدرت توضیح‌دهندگی اقلام تعهدی در رابطه با رفتار بازده سهام: بررسی تأثیر سود و ریسک سیستماتیک شرکت‌ها». پایان‌نامه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی.
7- کردستانی، غلامرضا و مظاهر نجفی عمران. (1389). «بررسی تأثیر روش‌های تأمین مالی بر بازده آتی سهام»، مجله پیشرفت‌های حسابداری. ش 2: 108-75.
8- مشایخی، بیتا. فدایی‌نژاد، محمد اسماعیل و راحله کلاته رحمانی. (1389). «مخارج سرمایه‌ای، اقلام تعهدی و بازده سهام»، پژوهش‌های حسابداری مالی، ش 1: 92-77.
9- Baker, M.,Jeffrey, and Wurgler.(2000)."The Equity Share in New Issuesand Aggregate Stock Returns".Journal of Finance,55,Pp.2219-2257.
10-Bradshaw, M., Richardson, S., & Sloan, R. (2006)."The relation between corporate financing activities, analysts forecasts and stock returns". Journal of Accounting and Economics, 42, Pp. 53–85.
11-Bernard, V., Thomas, J.& Whalen, J. (1997). "Accounting based stock price anomalies: separating  market  inefficiencies from  risk."Cotemporary Accounting Research, 14, Pp. 89-136.
12-Cohen, D., & Lys, T. (2006)."Weighing the evidence on the relation between external corporate financing activities, accruals and stock returns". Journal of Accounting and Economics, 42, Pp. 87–105.
13-Fama, Eugene F., French, Kenneth R., (1992)," The cross-section of expected stock returns". Journal of  Finance, 47, Pp. 427–465.
14-Fama, E., & French, K. (2008)." Dissecting anomalies". Journal of Finance, 63, Pp.1653–1678.
15-Hirshleifer, D., Kewei H. & Siew Hong Teoh (2009)."Accruals, cash flows, and aggregate stock returns".Journal of Financial Economics, 91,Pp.389-406.
16-Hirshleifer, D., Kewei H. & Siew Hong Teoh (2010)."Accruals anomaly: risk or mispricing?".Journal of Financial, 65, Pp. 1-51.
17-Papanastasopoulos, G., Thomakos, D., & Wang, T., (2011)."Accruals and the performance of stock returns following external financing activities".British Accounting Review, 43, Pp.214–229.
18-Richardson, S., Sloan, R., Soliman, M., & Tuna, I. (2005)."Accrual reliability, earnings persistence and stock prices".Journal of Accounting and Economics, 39, Pp.437–485.
19-Resutek, R.J.(2010)."Intangible returns, rccruals,and return reversal:A Multiperiod  examination of the accrual anomaly". Accounting Review, 85, Pp.1347-1374.
20-Rosenberg, B., Reid, K., Lanstein, R., (1985). "Persuasive evidence of market inefficiency".Journal of Portfolio Management.Vol.11, Pp.9-17.
21-Sloan, R. (1996). "Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings?".Accounting Review.71, Pp. 289-315.
22-Sullivan, M . Zhang, A. (2011). “Are investment and financing anomalies two sides of the same coin? ”. Journal of Empirical Finance. 18 , Pp. 616–633.
23-Wu, J. Zhang, L. (2011). "Does risk explain anomalies ? Evidence from expected return estimates". The National Bureau of Economic Research. No .W 15950. Pp. 1-460.
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 

Files

History

  • Receive Date: 14 June 2016
  • Revise Date: 08 January 2018
  • Accept Date: 14 June 2016

Share

How to cite

Statistics