بررسی دیدگاه‌های رفتاری و انتظارات عقلایی در تشریح نابهنجاری اقلام تعهدی

بازار کارای سرمایه، بازاری است که در آن قیمت اوراق بهادار منعکس‌کننده تمامی اطلاعات موجود در دسترس است و سرمایه‌گذاران به‌طور منطقی به اطلاعات جدید واکنش نشان می‌دهند.

این واکنش، موجب تعدیل قیمت اوراق بهادار برای رسیدن به ارزش ذاتی ^[1] آن می‌شود. مدل‌های قیمت‌گذاری دارایی‌ها، از جمله مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM) ^[2]، براساس فرضیه بازار کارا قرار دارند. نتایج پژوهش‌های متعددی (مانند اسلون، 1996) نشان از ناکارائی بازار، نارسایی در مدل‌های قیمت‌گذاری دارائی‌ها از جمله CAPM و تصمیمات اقتصادی غیرمنطقی افراد دارد. این موارد نابهنجاری‌های بازار ^[3] نام دارند. از جمله این نابهنجاری‌ها، نابهنجاری اقلام تعهدی ^[4] معرفی شده توسط اسلون (1996) است که به ارتباط منفی بین اقلام تعهدی و بازده آتی سهام اشاره دارد.

پژوهش‌های متعددی در بازار سرمایه به دنبال تشریح علل و نابهنجاری اقلام تعهدی بوده‌اند ]23[، ]11[، ]2[ و ]6[.

در ادبیات حسابداری و مالی، دو دیدگاه رفتاری ^[5] و انتظارات عقلایی ^[6] برای تشریح منابع نابهنجاری اقلام تعهدی مطرح شده است. در دیدگاه رفتاری، قیمت‌گذاری نادرست ^[7] جزء تعهدی سود در زمان شکل‌گیری انتظارات سرمایه‌گذاران از سودهای آتی شرکت، منبع نابهنجاری اقلام تعهدی قلمداد می‌شود؛ در حالی‌که در انتظارات عقلایی، تغییرات نرخ تنزیل به عنوان معیار ریسک و سرمایه‌گذاری‌های مرتبط با رشد شرکت به عنوان معیار رشد شرکت (که در ادامه به صورت ریسک/ رشد ^[8] بیان می‌شود)، عامل ایجاد نابهنجاری اقلام تعهدی است. در هر دو دیدگاه، از نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار ^[9] (B/M) به عنوان معیاری برای تشریح نابهنجاری اقلام تعهدی استفاده شده است. نسبت B/M بنا به دلایلی ارزش ذاتی سهام شرکت را به‌طور صحیح اندازه‌گیری نمی‌کند.

بنابراین، نیاز به معیاری مناسب برای اندازه‌گیری ارزش ذاتی سهام شرکت وجود دارد. با انجام این کار، علاوه بر معرفی معیار مناسب برای تشریح نابهنجاری اقلام تعهدی، می‌توان هر دو دیدگاه را به صورت مشترک مطالعه کرد ]24[، ]11[، ]22[ و ]26[. از این‌رو، هدف کلی پژوهش حاضر، تشریح "نابهنجاری اقلام تعهدی" با استفاده از دو دیدگاه رفتاری و انتظارات منطقی و عقلایی است.

در ادامه، ابتدا مبانی نظری و پیشینه پژوهش ارائه می‌شود. سپس فرضیه‌های پژوهش و روش پژوهش مطرح و یافته‌های پژوهش ارائه و تجزیه و تحلیل می‌شود. بخش نهایی نیز به نتیجه‌گیری، محدودیت‌ها و پیشنهادهای پژوهش اختصاص می‌یابد.

مروری بر مبانی نظری پژوهش

یکی از مهم‌ترین و گسترده‌ترین پژوهش‌های بازارهای مالی، تشریح رفتار بازده سهام است. برای این منظور، از مدل‌های مختلفی استفاده شده است. از شناخته‌شده‌ترین مدل‌ها در حوزه سرمایه‌گذاری، مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM) است که برای تشریح رفتار بازده سهام کاربرد دارد. در این مدل، ریسک سیستماتیک به عنوان تنها عامل تبیین رفتار بازده سهام شناخته شده است؛ ولی نتایج پژوهش‌های مختلفی، نظیر: باسو (1997) ]8[، فاما و فرنچ (1992) ]14[، اسلون (1996)]24[ و برادشاو (2006) ]10[ نشان داد که علاوه بر ریسک، متغیرهایی نظیر نسبت سود به قیمت، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و اقلام تعهدی نیز با بازده سهام رابطه دارند. این موارد می‌تواند به نقض مدل CAPM منجر شود. چنین نتایجی در ادبیات معاصر، با عنوان نابهنجاری‌های بازار شناخته و معرفی می‌شوند.

نابهنجاری‌های بازار، بیانگر نارسایی مدل‌های قیمت‌گذاری یا ناکارآمدی بازار است. از جمله نابهنجاری‌هایی که در سال‌های اخیر در بازار سرمایه مطرح شده است، ارتباط منفی بین اقلام تعهدی با بازده آتی سهام است که نابهنجاری اقلام تعهدی نام دارد. دو دیدگاه رفتاری و انتظارات عقلایی در تشریح منابع و علل نابهنجاری اقلام تعهدی بیان شده است ]3[.

بیشتر نظریه‌های اقتصادی بر این فرض بنا شده که افراد در مواجهه با رویدادهای اقتصادی به صورت منطقی عمل و کلیه اطلاعات موجود را در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری منظور می‌کنند. این فرضیه مبنای اصلی بازار کارا است؛ اما پژوهش‌های صورت گرفته، از جمله اسلون (1996) در دهه‌های اخیر، نشان‌دهنده عدم رفتار منطقی سرمایه‌گذاران در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری است. دسته‌ای از مطالعات انجام‌شده در حوزه نابهنجاری اقلام تعهدی، دیدگاه رفتاری را عامل ایجاد رابطه منفی بین اقلام تعهدی و بازده سهام می‌دانند و بیان می‌کنند که رفتار غیرمنطقی سرمایه‌گذاران به ایجاد بازده‌های پایین (بالا) در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا (پایین) منجر می‌شود ]24[ ، ]25[ و ]27[.

اسلون (1996) ]24[ بیان کرد در حالی که جزء تعهدی نسبت به جزء نقدی، از پایداری کمتری برخوردار است، سرمایه‌گذاران با نادیده‌گرفتن این تفاوت، پایداری جزء تعهدی سود را بیش از حد برآورد می‌کنند و در پیش‌بینی‌های آتی، ضریب اهمیت بیشتری به اقلام تعهدی می‌دهند. لذا درباره عملکرد آتی شرکت‌هایی با اقلام تعهدی بالا، خوش‌بین و درباره عملکرد آتی شرکت‌هایی با اقلام تعهدی پایین، بدبین هستند. بنابراین، سهام شرکت‌هایی با اقلام تعهدی بالا، بیش از واقع و سهام شرکت‌هایی با اقلام تعهدی پایین، کمتر از واقع قیمت‌گذاری می‌شود؛ ولی به دلیل پایداری پایین اقلام تعهدی، شرکت‌هایی که در دوره‌های گذشته اقلام تعهدی بالایی داشته‌اند، در دوره‌های آتی سودهای پایینی کسب خواهند کرد. با تحقق سودهای کمتر از حد مورد انتظار، قیمت سهام شرکت‌ها تعدیل شده و بازده‌های کمتر از حد مورد انتظار ایجاد می‌شود. لذا، رفتار غیرمنطقی سرمایه‌گذاران، سبب ایجاد یک رابطه منفی بین اقلام تعهدی و بازده آتی سهام می‌شود.

دومین دیدگاه در تشریح نابهنجاری اقلام تعهدی، دیدگاه انتظارات عقلایی است. نظریه انتظارات عقلایی برای اولین بار در سال‌های ابتدایی دهه 1960 توسط ماث ^[10] مطرح‌گردید. او از این اصطلاح برای توصیف بسیاری از شرایط اقتصادی استفاده کرد که پیامد آن‌ها تا حدودی به آنچه مردم انتظار وقوع آن را دارند، وابسته است. مفهوم انتظارات عقلایی بر این نکته تأکید می‌کند که پیامدها به‌طور سیستماتیک (به‌طور قاعده‌مند و قابل پیش‌بینی) با آنچه افراد انتظار وقوع آن‌ها را دارند، تفاوت نمی‌کند ]17[.

پژوهش‌های ژانگ (2007) ]28[ و وو و همکاران (2010) ]26[ از جمله مطالعاتی است که دیدگاه انتظارات عقلایی را عامل ایجاد رابطه منفی بین اقلام تعهدی و بازده سهام می‌دانند.

ژانگ (2007) در پژوهش خود بیان کرد در صورتی نابهنجاری‌های رشد علت اصلی نابهنجاری اقلام تعهدی است که اقلام تعهدی نشان‌دهنده رشد شرکت باشد. ژانگ (2007) برای تأیید ادعای خود دیدگاه سرمایه‌گذاری را معرفی کرد. ادبیات حسابداری، اقلام تعهدی را به‌صورت تغییر در سرمایه در گردش اندازه‌گیری می‌کند. تغییر در سرمایه در گردش، همانند سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت شکلی از سرمایه‌گذاری شرکت را نشان می‌دهد. از دیدگاه سرمایه‌گذاری، اقلام تعهدی نشان‌دهنده میزان سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش است که به عنوان یکی از موارد رشد تجاری شرکت است. بنابراین، به منظور نشان‌دادن رشد شرکت، سرمایه‌گذاری در سرمایه ‌در ‌گردش مستلزم رشد سایر معیارهای شرکت، از جمله رشد کارکنان، انتشار اوراق بدهی و سرمایه‌ای، سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت و رشد فعالیت‌های تجاری شرکت مانند رشد فروش نقدی است ]28[.

وو و همکاران (2010) ]26[ در تشریح نابهنجاری اقلام تعهدی مبتنی بر ریسک، با تفسیر اقلام تعهدی به عنوان سرمایه‌‌گذاری در سرمایه ‌در گردش و براساس نظریه q سرمایه‌گذاری^[11] نشان دادند که شرکت‌ها به‌صورت بهینه در واکنش به تغییرات نرخ تنزیل (ریسک)، اقلام تعهدی را تعدیل می‌کنند.

زمانی‌که نرخ تنزیل کاهش می‌یابد، اکثر پروژه‌ها سودآورشده، اقلام تعهدی افزایش می‌یابد، ولی بازده‌های آتی کاهش می‌یابد، زیرا نرخ تنزیل پایین به معنی بازده مورد انتظار پایین در آینده است و برعکس. در نتیجه، بین اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه منفی ایجاد می‌شود.

دو دیدگاه رفتاری (قیمت‌گذاری نادرست سرمایه‌گذاران) و انتظارات عقلایی (ریسک و رشد)، منابع و علل نابهنجاری اقلام تعهدی را تشریح می‌کنند، با این حال، هنوز منابع و علل نابهنجاری اقلام تعهدی کامل و جامع نیست ]11[. در بسیاری از پژوهش‌ها، از جمله بیور (2002) ]9[، ‌دیسای و همکاران (2004) ]12[ و سایرین، از نسبت B/M به عنوان اندازه و تشریح‌کننده نابهنجاری اقلام تعهدی در بازار سرمایه استفاده کرده‌اند. این نسبت تأثیر جداگانه ریسک و رشد و قیمت‌گذاری نادرست سرمایه‌گذاران را بر نابهنجاری اقلام تعهدی نشان نمی‌دهد. در دیدگاه انتظارات عقلایی از ارزش بازار به عنوان جایگزینی برای ارزش ذاتی استفاده کرده‌اند.

در مقابل، در دیدگاه رفتاری ارزش دفتری منعکس‌کننده و جایگزین ارزش ذاتی است. ارزش دفتری، بهای تمام شده تاریخی را منعکس می‌کند، در حالی‌که ارزش ذاتی منعکس‌کننده چشم اندازهای آتی شرکت است. همچنین، استانداردها و میثاق‌های حسابداری مانند محافظه‌کاری باعث ارائه کمتر از واقع ارزش دفتری می‌شوند. بنابراین، ارزش دفتری در بهترین حالت یک برآوردگر اریب و سوگیرانه از ارزش ذاتی است. ارزش بازار نیز در همه زمان‌ها، در برگیرنده ارزش ذاتی شرکت نیست ]11[.

چن و جیانگ (2012) ]11[ با توجه به دلایل مذکور، با استفاده از ارزش ذاتی، نسبت B/M را به دو جزء نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی (B/V)^[12] و نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار (V/M) ^[13] تجزیه نمودند. جزء ارزش دفتری به ارزش ذاتی اختلاف بین ارزش ذاتی و ارزش دفتری را در برمی‌گیرد. مدل سود باقیمانده اولسون (1991 و 1995) ]18[ ]19[ بیان می‌کند که این اختلاف تابعی از تغییرات نرخ تنزیل و سرمایه‌گذاری مرتبط با رشد شرکت (ریسک و رشد) است که از لحاظ ساختاری مستقل از قیمت‌گذاری نادرست است. تحت بحث ریسک و رشد، از آنجایی که مدل ارزش فعلی بیان می‌کند که سهام با قیمت‌های بالا می‌تواند به جریان‌های نقدی بالا (اثر صورت کسر) و یا نرخ تنزیل پایین (اثر مخرج کسر) قابل انتساب باشند، نابهنجاری اقلام تعهدی ممکن است که به هر دو آن‌ها قابل انتساب باشد. اثر صورت کسر بیان می‌کند که نابهنجاری اقلام تعهدی به علت سطح بالای سرمایه‌گذاری (رشد) است و اثر مخرج کسر بیان می‌کند که نابهنجاری اقلام تعهدی به علت نرخ تنزیل (ریسک) است. جزء دوم اختلاف بین ارزش ذاتی و ارزش بازار را در برمی‌گیرد که قیمت‌گذاری نادرست را برای بیش ارزش‌گذاری و کم ارزش‌گذاری اندازه‌گیری می‌کند. چن و جیانگ (2012) بیان کردند که با این تجزیه طراحی شده، قادر خواهند بود تا اثر جداگانه دو دیدگاه مذکور را به‌طور همزمان بر نابهنجاری اقلام تعهدی آزمون کنند ]11[.

مروری بر پیشینه پژوهش

چن وجیانگ (2012) در پژوهشی با عنوان «تجزیه نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M) و نابهنجاری اقلام تعهدی» نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار را به دو جزء "نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی" و "نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار" تجزیه کردند و به این موضوع پرداختند که آیا اقلام تعهدی و نابهنجاری آن با جزء ریسک/ رشد (ارزش دفتری به ارزش ذاتی) و یا جزء ارزش‌گذاری نادرست (ارزش ذاتی به ارزش بازار) ارتباط بیشتری دارد. نتایج این پژوهش نشان داد که اقلام تعهدی از جزء ریسک و رشد ناشی می‌شود. همچنین، آنان به این نتیجه رسیدند که هر دو بخش می‌تواند حداقل به‌صورت جزئی نابهنجاری اقلام تعهدی را توضیح دهد؛ اما قدرت توضیح‌دهندگی به‌صورت کلی به جزء ریسک و رشد قابل انتساب است ]11[.

ریستاک (2010) به بررسی نابهنجاری اقلام تعهدی و تأثیر بازده نامشهود بر این نابهنجاری پرداخت. یافته‌های وی نشان می‌دهد که بین اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه معکوسی وجود دارد؛ ولی برخلاف ادبیات پیشین، سرمایه‌گذاران به شیوه‌های صحیح اطلاعات موجود در اقلام تعهدی را ارزیابی می‌کنند و نابهنجاری اقلام تعهدی می‌تواند به دلیل واکنش سرمایه‌گذاران نسبت به اطلاعاتی باشد که به وسیله اقلام تعهدی اندازه‌گیری و بیان نشده‌اند.

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 ]21[.

هیرشلیفر و همکاران (2010) در پژوهش خود تغییرات همزمان بازده و اقلام تعهدی را پس از کنترل کردن سایر عوامل مشترک استناد نمودند. آن‌ها نشان دادند که پیش‌بینی بازده به وسیله ویژگی‌های اقلام تعهدی صورت می‌گیرد و وزن پایداری جزء تعهدی در برابر جزء نقدی تشریح‌کننده این پیش‌بینی نیست. نتایج آن‌ها همچنین گویای این است که سرمایه‌گذاران ویژگی‌های اقلام تعهدی را نادرست قیمت‌گذاری می‌کنند ]15[.

ژانگ (2007) دو فرضیه رقیب "سرمایه‌گذاری و رشد" و "پایداری جزء تعهدی" را برای تشریح نابهنجاری اقلام تعهدی بررسی کرد. نتایج پژوهش وی نشان داد که اقلام تعهدی با ویژگی‌های رشد، مانند: رشد در تعداد کارکنان، تأمین مالی خارجی و رشد فروش نقدی ارتباط دارد. وی بیان کرد که اقلام تعهدی دست‌کم به صورت جزئی، اطلاعات رشد و سرمایه گذاری را نشان می‌دهد. همچنین، صنایع و شرکت‌هایی که اقلام تعهدی آن‌ها ارتباط مثبت قوی با سایر معیارهای رشد (به ویژه رشد کارکنان) دارد، این اقلام، رابطه منفی قوی با بازده‌های آتی سهام دارند ]28[.

فیرفیلد و همکاران (2003) در پژوهش خود نشان دادند که نابهنجاری اقلام تعهدی از سرمایه در گردش تعهدی آزمون شده توسط اسلون (1996) تا رشد در دارایی‌های عملیاتی بلندمدت (اقلام تعهدی غیرجاری) ادامه دارد. با ارتباط دادن هر دو نوع اقلام تعهدی به رشد کلی شرکت، آن‌ها بیان کردند که نابهنجاری اقلام تعهدی را می‌توان ارزش‌گذاری بیش از حد هر دوی سرمایه در گردش تعهدی و رشد خالص دارایی‌های عملیاتی بلندمدت توسط سرمایه‌گذاران نسبت داد.

به‌جای نسبت دادن این رابطه به شکست سرمایه‌گذاران در توجه به پایداری‌های متفاوت در حساب‌های تعهدی مختلف، فیرفیلد و همکاران (2003) نابهنجاری اقلام تعهدی را به شکست سرمایه‌گذاران در تعدیل برای بازده نزولی سرمایه‌گذاری که همزمان با رشد شرکت است، نسبت می‌دهند. در نتیجه نابهنجاری اقلام تعهدی مورد خاصی از نابهنجاری کلی‌تر براساس رشد در خالص دارایی‌های عملیاتی است که لاکونیشاک (1996) معرفی کرد ]16[.

زای (2001) در پژوهشی با عنوان «قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی غیرعادی» کل اقلام تعهدی را با استفاده از مدل تعدیل‌شده جونز به اجزای اختیاری و غیراختیاری تقسیم کرد. مطالعه وی نشان داد که پایداری کمتر جزء تعهدی سود به جزء اختیاری اقلام تعهدی مربوط است و بازده‌های غیرعادی فقط برای پرتفوهایی که براساس اقلام تعهدی اختیاری دسته‌بندی شده‌اند، به دست می‌آید. به اعتقاد وی اقلام تعهدی اختیاری دستخوش دستکاری عمدی مدیریت و اشتباهات غیرعمد در برآورد این اقلام است که این امر به پایداری و قابلیت اتکای پایین‌تر منجر می‌گردد ]27[.

هاشمی و جلالی مقدم (1392) در پژوهشی با عنوان "تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی با بازده آتی سهام" به بررسی تأثیر اقلام تعهدی بر رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی تعدیل شده براساس اندازه سهام پرداختند. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که اقلام تعهدی با بازده آتی سهام ارتباط مثبت و معنادار دارد و تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام ارتباط معنادار ندارد. پس از اضافه کردن متغیر اقلام تعهدی به رابطه تأمین مالی خارجی با بازده آتی سهام، رابطه مذکور منفی و معنادار گردید که این بیانگر وجود نابهنجاری تأمین مالی خارجی است ]7[.

فروغی و همکاران (1391) به بررسی تأثیر بازده نامشهود دوره‌های قبل بر رابطه بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام پرداختند. نتایج بررسی آن‌ها نشان می‌دهد که ارتباط معکوس و معناداری بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام (نابهنجاری اقلام تعهدی) وجود دارد؛ همچنین، بازده نامشهود دوره‌های قبل بر رابطه بین اقلام تعهدی و بازده سهام تأثیر دارد. به عبارت دیگر، با ورود این متغیر به الگوی پژوهش، ارتباط معکوس و معنادار اقلام تعهدی و بازده آینده سهام از بین می‌رود ]3[.

حقیقت و ایرانشاهی (1389) به بررسی میزان پایداری اجزاء سود و واکنش بیش از اندازه سرمایه‌گذاران نسبت به پایداری اقلام تعهدی پرداختند. نتایج آن‌ها نشان می‌دهد جزء تعهدی سود نسبت به جزء نقدی از پایداری کمتری برخوردار است. همچنین، در بازار سرمایه ایران، واکنش بیش از واقع سرمایه‌گذاران نسبت به پایداری اقلام تعهدی وجود دارد؛ اما این نتایج از نظر آماری معنادار نیست. به عبارت دیگر، پایداری اقلام تعهدی عامل گمراهی سرمایه‌گذاران نیست ]1[.

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 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 ـ رشدی نیست ]5[.

قائمی و همکاران (1387) در پژوهشی با عنوان «کیفیت سود و بازده سهام شرکت‌ها» رابطه بین کیفیت سود را از طریق اقلام تعهدی و اجزای تشکیل‌دهنده آن با با بازده عادی و غیرعادی شرکت‌ها بررسی کردند. آن‌ها در این پژوهش اقلام تعهدی را به دو جزء اختیاری و غیراختیاری تقسیم کردند. نتایج بررسی نشان داد که بازده سهام شرکت‌ها، تحت تأثیر میزان اقلام تعهدی و اجزای مربوط به آن قرار می‌گیرد؛ به بیان دیگر، بین بازده شرکت‌هایی که اقلام تعهدی را به بیشترین و کمترین میزان گزارش می‌کنند، اختلاف معناداری وجود دارد ]4[.

فرضیه‌های پژوهش

همان‌گونه که در قسمت مبانی نظری و پیشینه پژوهش بیان شد، نسبت B/V معیار تغییرات نرخ تنزیل و سرمایه‌گذاری مرتبط با رشد شرکت (ریسک و رشد) و براساس دیدگاه انتظارات عقلایی و نسبت V/M معیار قیمت‌گذاری نادرست سرمایه‌گذاران و براساس دیدگاه رفتاری است. در نتیجه، فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر تدوین شده‌اند:

1- نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی سهام (B/V) بر اقلام تعهدی تأثیر دارد.

2- نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار سهام (V/M)، بر اقلام تعهدی تأثیر دارد.

3- اقلام تعهدی سال جاری بر بازده سال آتی سهام تأثیر دارد.

4- تأثیر اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام ناشی از تأثیر نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی سهام (B/V) بر بازده آتی سهام است.

5- تأثیر اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام ناشی از تأثیر نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار سهام (V/M) بر بازده آتی سهام است.

جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری این پژوهش کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی 1381 تا 1388 است. شایان توضیح است که برای محاسبه متغیرهای پژوهش از اطلاعات صورت‌های مالی شرکت‌های نمونه از سال 1379 تا 1391 استفاده شده است. در این پژوهش برای انتخاب اعضای نمونه آماری از روش حذف منظم با اعمال شرایط زیر استفاده شده است:

1- به منظور قابل مقایسه بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفند ماه باشد.

2- جزو شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشد.

3- کلیه داده‌های مورد نیاز پژوهش برای شرکت‌های مورد بررسی در دسترس باشد.

4- معاملات سهام شرکت‌ها به‌طور مداوم در بورس اوراق بهادار تهران صورت گرفته باشد و توقف معاملاتی بیش از یک ماه نداشته باشند.

5- شرکت‌ها در بازه زمانی پژوهش دارای ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام مثبت باشند.

براساس شرایط فوق، هشتاد شرکت از بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شدند.

همچنین، در این پژوهش برای گردآوری اطلاعات مربوط به مبانی نظری پیشینه پژوهش از روش کتابخانه‌ای منظور با مراجعه به کتب، مقالات و پایگاه های تخصصی و برای جمع آوری اطلاعات مورد نیاز برای آزمون فرضیه ها از روش اسنادکاوی استفاده شده است.

متغیرهای پژوهش

در این پژوهش، اقلام تعهدی (در فرضیه اول و دوم) و بازده آتی تعدیل شده براساس اندازه (در فرضیه سوم و چهارم)، متغیر وابسته هستند. نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی، ارزش ذاتی به ارزش بازار، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (در تمامی فرضیه‌ها) و اقلام تعهدی (در فرضیه سوم و چهارم و پنجم)، متغیرهای مستقل هستند. متغیر اندازه شرکت نیز متغیر کنترلی است.

اقلام تعهدی (TA)

این متغیر از تفاوت بین سود عملیاتی و خالص جریان‌های نقدی عملیاتی به دست می‌آید و به وسیله میانگین دارایی‌های طی دوره مدرج می‌شود.

بازده آتی تعدیل شده براساس اندازه سهام ^[14] (SAR)

این متغیر براساس پژوهش چن و جیانگ (2012) ]11[، پاپاناستاسوپولوس و همکاران (2011) ]20[، بازده تعدیل شده براساس اندازه سهام است. با توجه به این‌که شرکت‌ها موظف هستند حداکثر تا چهار ماه بعد از سال مالی صورت‌های مالی خود را منتشر کنند، لذا دوره محاسبه بازده هر سال از ماه پنجم بعد از سال مالی به مدت 12 ماه تعیین شده است.

همچنین، به‌منظور کنترل ریسک، بازده سهام را باید از لحاظ اندازه تعدیل کرد. برای این منظور ابتدا شرکت‌ها براساس ارزش دفتری به ارزش بازار در پایان 31 تیرماه 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، 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 براساس اندازه از طریق رابطه (1) محاسبه می‌شود.

(1)

که در این رابطه SAR بازده تعدیل شده براساس اندازه، ، بازده سهام شرکت i در ماه t و ، بازده ماهانه موزون سهام پرتفوی شرکت i که در پرتفوی مورد نظر قرار دارد.

نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی(B/V) و نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار(V/M)

برای اندازه‌گیری دو نسبت  B/Vو V/M ابتدا نسبت ارزش دفتری به ارز بازار سهام (B/M) مانند رابطه (2) به دو جزء تجزیه می‌شود.

B/M = B/V × V/M                                     (2)

 رابطه (2) را نیز می‌توان به صورت لگاریتمی به شرح رابطه (3) بیان نمود:

                     (3)

بنابراین، دو نسبت B/V و V/M براساس رابطه (4) و (5) اندازه‌گیری می‌شوند:

              (4)

                (5)

برای اندازه‌گیری ارزش ذاتی هر سهم شرکت به پیروی از پژوهش چن و جیانگ ]9[ از مدل سود باقیمانده اولسون (1995، 1991) برای یک دوره زمانی سه ساله به شرح رابطه (6) استفاده شده است:

                      (6)

که در این رابطه:

B_t= ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام در پایان سال t تقسیم بر تعداد سهام منتشر شده شرکت.

FROE_t+i= بازده سهام پیش‌بینی شده برای دوره t+i. این متغیر از نسبت FEPS_t+i/B_t+i-1 اندازه‌گیری می‌شود که FEPS_t+i آخرین سود هر سهم پیش‌بینی شده برای دوره t+i و Bt+i-1 ارزش دفتری هر سهم برای سال t+i-1 است.

ECC_i,t= هزینه سرمایه سهام عادی که در این پژوهش به پیروی از فاما و فرنچ (1992) ]14[ برای برآورد آن از رابطه (7) استفاده شده است.

(7)

 =  + β₁ (  )_t+β₂ +β₃  

که در این رابطه:

 = نرخ بازده بدون ریسک و برابر است با نرخ بازده اوراق مشارکت دولتی در سال t.

 = صرف ریسک بازار در سال t که از میانگین ماهانه این متغیر به دست می‌آید.

= متغیر SMB در سال t که از میانگین ماهانه این متغیر به دست می‌آید.

 = متغیر HML در سال t که از میانگین ماهانه این متغیر به دست می‌آید.

ضرایب رابطه (7) با استفاده از رابطه (8) برآورد شده است:

(8)

 = α₁ + β₁( )+ β₂  + β₃  + e_i,t

که در این رابطه، ، نرخ بازده بازار در پایان ماه t است. برای اندازه‌گیری بازده بازار از بازده شاخص بازده نقدی و قیمت بورس اوراق بهادار تهران (TEDPIX) استفاده شده است. ، عامل ریسک بازده سهام که به اندازه شرکت‌ها مربوط استو ، عامل ریسک بازده سهام که مربوط به نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت‌ها در ماه t است.

برای اندازه‌گیری  و  مراحلی به شرح زیر طی شده است:

1- در پایان هر سال کلیه شرکت‌های نمونه براساس اندازه شرکت‌ها مرتب شده‌اند.

2- میانه اندازه شرکت‌ها محاسبه شده و شرکت‌های بالای میانه از نظر اندازه، بزرگ (Big) و شرکت‌های پایین میانه، کوچک (Small) به حساب آمده‌اند.

3- در پایان هر سال کلیه شرکت‌های نمونه براساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M) مرتب شده‌اند.

4- شرکت‌های مرتب شده در مرحله سه براساس 30 درصد شرکت‌هایی که در بالاترین رتبه و 30 درصد شرکت‌هایی که در پایین‌ترین رتبه و 40 درصدی که در میانه قرار می‌گیرند، به سه گروه تفکیک شده‌اند. تقسیم‌بندی صورت گرفته در این قسمت به تشکیل سه پرتفوی براساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار منجر می‌شود: شرکت‌های دارای نسبت B/M بالا (High)، شرکت‌های دارای نسبت B/M متوسط (Median)، شرکت‌های دارای نسبت B/M پایین (Low).

5- از ترکیب پرتفوی‌های محاسبه شده، شش پرتفوی براساس اشتراک دو پرتفوی براساس اندازه و سه پرتفوی مبتنی بر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار تشکیل شده است، که به صورت نگاره (1) است.

نگاره 1. ماتریس پرتفوی‌های ترکیب شده براساس

اندازه و نسبت B/M

6- پس از تشکیل پرتفوهای شش‌گانه، بازده ماهانه آن‌ها محاسبه و برای به دست آوردن متغیرهای SMB و HML استفاده شده است.

SMB_t= عامل ریسک بازده سهام که به اندازه شرکت‌ها مربوط است و عبارت است از تفاوت میانگین ساده بازده سه پرتفوی کوچک (S/H, S/M, S/L) و میانگین ساده بازده سه پرتفوی بزرگ (B/H, B/M, B/L). بنابراین، SMB از تفاوت بین بازده سهام پرتفوهای کوچک و بزرگی که از نظر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار تقریبا دارای وزن یکسانی هستند به دست می‌آید، بنابراین، از تأثیر این نسبت مستقل است.

HML_t= عامل ریسک بازده سهام که به نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت‌ها مربوط است و به عنوان تفاوت میانگین ساده بازده دو پرتفوی دارای بالاترین نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/H, S/H) و میانگین ساده بازده دو پرتفوی دارای کمترین میزان این نسبت (B/L, S/L) تعریف می‌شود. هر دو جزء HML بازده پرتفوهای دارای بالاترین (پایین‌ترین) نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار است که تقریباً دارای میانگین اندازه یکسان هستند.

بنابراین، تفاوت بازده دو پرتفوی عمدتاً از تأثیرعامل اندازه در بازده سهام مستقل است.

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M)

این نسبت از طریق رابطه (9) به‌دست آمده است:

            (9)

اندازه شرکت (SIZE): برابر با لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام شرکت i در پایان سال t است.

الگوهای پژوهش

برای تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه اول و دوم مطابق با چن و جیانگ ]9[ از الگوی (1) استفاده شده است.

الگوی (1)

TA_i,t = g + g₁B/V_i,t + g₂V/M_i,t + g₃SIZE_i,t + e_t

برای آزمون فرضیه اول از ضریب g₁ استفاده می‌شود. در آزمون فرضیه اول براساس دیدگاه انتظارات منطقی و عقلایی ضریب مزبور باید منفی و معنی‌دار باشد. در آزمون فرضیه دوم، براساس دیدگاه رفتاری (قیمت‌گذاری نادرست) اگر ضریب g₂ مثبت (منفی) و معنی‌دار بود، نشان‌دهنده واکنش کمتر از حد (بیشتر از حد) سرمایه‌گذاران نسبت به اقلام تعهدی است.

همچنین، با توجه به این‌که انتظار می‌رود اجزای B/M نسبت به خود نسبت B/M دارای توضیح‌دهندگی بیشتری برای اقلام تعهدی باشند، دو الگوی (1) و (2) برآورد و با یکدیگر مقایسه می‌شوند. ضریب تعیین تعدیل شده (R²) در الگوی (1) باید نسبت به الگوی (2) بزرگتر باشد.

TA_i,t= d + d₁B/M_i,t + d₂SIZE_i,t + e_t        الگو (2)

همچنین، برای آزمون فرضیه سوم تا پنجم مطابق با چن و جیانگ ]11[ به ترتیب از الگوی (3) و (4) استفاده شده است.

SAR_i,t+1= α + α₁TA_i,t + e_t                      الگو (3)

الگو (4)

SAR_i,t+1 = g + g₁TA_i,t+ g₂B/V_i,t + g₃V/M_i,t + e_t

در صورتی‌که ضریب α₁ در الگوی (3) منفی و معنی‌دار باشد، فرضیه سوم تأیید می‌شود. همچنین، در آزمون فرضیه چهارم، در صورتی‌که ضریب g₂ در الگوی (4) مثبت و معنی‌دار باشد، نشان‌دهنده این است که منبع و علت اولیه نابهنجاری اقلام تعهدی مطابق با دیدگاه انتظارات عقلایی (ریسک و رشد) است.

علاوه بر این، در صورتی‌که ضریب g₃ الگوی (4) مثبت و معنی‌دار باشد، نیز نشان‌دهنده این است که نابهنجاری اقلام تعهدی بیشتر معرف دیدگاه رفتاری (قیمت‌گذاری نادرست) است.

آزمون فرضیه‌های پژوهش

در این پژوهش برای تجزیه تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها، از داده‌های ترکیبی و مدل‌های رگرسیونی استفاده شده است. با توجه به این‌که از داده‌های ترکیبی استفاده شده است، ابتدا نتیجه حاصل از تشخیص نوع داده‌های ترکیبی ارائه می‌شود.

سپس الگوهای پژوهش به روش OLS برآورد و مفروضات رگرسیون خطی کلاسیک بررسی شده و در صورت نقض فروض مربوط راهکارهای رفع نقض فروض مربوطه بیان می‌شود. در انتها نیز نتیجه برآورد الگوی‌های مورد استفاده برای آزمون فرضیه‌های 1 تا 4 ارائه شده است.

برای تشخیص نوع داده‌های ترکیبی، ابتدا از آزمون F لیمر برای تعیین تلفیقی یا تابلویی بودن داده‌ها استفاده شد. درصورتی که داده‌ها از نوع تابلویی بود، از آزمون هاسمن برای تعیین اثرهای ثابت یا تصادفی بودن داده‌ها استفاده گردید. نتایج حاصل از انجام این آزمون‌ها در نگاره (2) ارائه شده است.

نگاره 2. نتایج حاصل از تشخیص نوع داده‌های ترکیبی

الگوی 1 تا 4 ابتدا به روش رگرسیون حداقل مربعات معمولی (OLS) برآورد شدند. از آنجا که قبل از استفاده از نتایج حاصل از برآورد به روش حداقل مربعات معمولی باید از برقراری مفروضات رگرسیون خطی کلاسیک اطمینان حاصل نمود، مفروضات رگرسیون خطی کلاسیک با توجه به روش‌های متداول و مناسب بررسی شد. از میان مفروضات، همسانی واریانس در تمامی الگوهای 1 تا 6 نقض گردید. برای رفع این مشکل از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) برای برآورد تمامی الگوها استفاده گردید. برای تشخیص خود همبستگی نیز از آزمون دوربین ـ واتسون استفاده شده است. نتایج این آزمون در نگاره‌های مربوط به نتایج هر یک از الگوهای پژوهش آورده شده است و بیانگر این است که در تمامی الگوها مشکل خودهمبستگی وجود ندارد.

نتایج آزمون فرضیه اول و دوم

برای آزمون فرضیه اول مبتنی بر تأثیر نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی سهام (B/V) بر اقلام تعهدی و فرضیه دوم مبنی بر تأثیر نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار سهام (V/M) بر اقلام تعهدی، الگوی رگرسیونی (1) برآورد گردیده و نتایج آن در نگاره (3) نشان داده شده است.

نگاره 3. نتایج حاصل از برآورد الگوی رگرسیونی (1) و (2)

با توجه به نتایج مندرج در نگاره (3)، مشخص می‌شود که ضریب نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی بر اقلام تعهدی منفی (05/0-) و معنی‌دار است.

 این بدین معناست که هر چه نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی شرکت (معیار تغییرات نرخ تنزیل و سرمایه‌گذاری مرتبط با رشد شرکت) کمتر باشد، سطح اقلام تعهدی شرکت بالاتر است و شرکت‌های با سطح اقلام تعهدی بالا نسبت به شرکت‌های با سطح اقلام تعهدی پایین، نسبت B/V کمتری دارند.

بنابراین، فرضیه اول تأیید می‌شود. با مشاهده نتایج مندرج در نگاره (3)، ضریب متغیر قیمت‌گذاری نادرست سرمایه‌گذاران (نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار) بر اقلام تعهدی منفی (037/0-) و معنی‌دار است. این بدین معنی است که سرمایه‌گذاران به اقلام تعهدی شرکت‌ها بیش از واقع واکنش نشان می‌دهند و نسبت V/M در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا در مقایسه با شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین در زمان واکنش بیش از حد سرمایه‌گذاران، کمتر است.

بنابراین، نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم واکنش بیش از حد سرمایه‌گذاران به اقلام تعهدی در دیدگاه رفتاری را تأیید می‌کند. این نتایج با مبانی پشتوانه آن سازگاری دارد. همچنین، خط رگرسیون برازش شده در این الگو معرف 21 درصد تغییرات در متغیر وابسته است.

درباره اعتبار کلی الگوی رگرسیون نیز با توجه به مقدار F فیشر می‌توان بیان کرد که مدل از لحاظ آماری معنادار است. برای مقایسه بین نسبت‌های B/V و V/M با کل نسبت B/M در تشریح بیشتر تغییرات اقلام تعهدی الگوی (1) و (2) با یکدیگر مقایسه می‌شود. نتایج حاصل از برآورد الگوی (1) و (2) در نگاره (3) آورده شده است.

همان‌طور که بیان شد، انتظار می‌رود که ضریب تعیین تعدیل شده در الگوی (1) نسبت به الگوی (2) بیشتر باشد. میزان این ضریب در الگوی (1) 21/0 و در الگوی (2) 20/0 است، که نشان می‌دهد میزان توضیح‌دهندگی اقلام تعهدی دو نسبت B/V و V/M در مقایسه با نسبت B/M بیشتر است؛ اما این اختلاف قابل توجه نیست.

نتایج آزمون فرضیه سوم

برای آزمون فرضیه سوم مبتنی بر تأثیر اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام، الگوی رگرسیونی (3) برآورد و نتایج حاصل از برآورد این الگو در نگاره (4) ارائه شده است.

نگاره 4. نتایج حاصل از برآورد الگوی (3)

همان‌طور که در نگاره (4) مشاهده می‌شود، ضریب متغیر اقلام تعهدی منفی (066/0-) و معنی‌دار است. این بدین معنی است که با افزایش اقلام تعهدی دوره جاری، بازده سال آتی تعدیل شده براساس اندازه سهام شرکت‌ها کاهش می‌یابد. بنابراین، اقلام تعهدی بر بازده آتی تعدیل شده براساس اندازه شرکت تأثیر منفی دارد. بر این اساس، فرضیه سوم پژوهش نیز تأیید می‌شود. با توجه به نتایج مشخص می‌شود که در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار، نابهنجاری اقلام تعهدی وجود دارد.

این نتیجه‌گیری با مبانی پشتوانه آن سازگاری دارد. همچنین، خط رگرسیون برازش شده در این الگو معرف 12 درصد تغییرات در متغیر وابسته است.

درباره اعتبار کلی الگوی رگرسیون نیز با توجه به مقدار F فیشر می‌توان بیان کرد که مدل از لحاظ آماری معنادار است.

نتایج آزمون فرضیه چهارم و پنجم

برای آزمون فرضیه چهارم مبتنی بر این‌که تأثیر اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام ناشی از تأثیر نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی سهام بر بازده آتی سهام و آزمون فرضیه پنجم مبنی بر این‌که تأثیر اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام ناشی از تأثیر نسبت ارزش ذاتی به ارزش بازار سهام بر بازده آتی سهام است، الگوی رگرسیونی (4) برآورد و نتایج حاصل از برآورد این الگو در نگاره (5) ارائه شده است.

نگاره 5. نتایج حاصل از برآورد الگوی (4)