Authors
1 Professor Accounting Department, Faculty of Humanities, Nagaf abad Branch,Islamic Azad university, Isfahan, Iran
2 MA in Accounting Department, Nagaf abad Branch,Islamic Azad university, Isfahan, Iran
3 Assistant Professor of Economy, University of Isfahan, Iran
Abstract
Keywords
براساس مبنای حسابداری تعهدی، سود شامل دو قسمت است: قسمتی از سود حسابداری، نقدی است و قسمتی از آن را اقلام تعهدی تشکیل میدهد. بخش تعهدی سود در ارزیابی عملکرد شرکت، به مراتب از بخش نقدی آن دارای اهمیت بیشتری است. وجه نقد بهدست آمده در طی یک دوره مالی، اطلاعات مربوطی به حساب نمیدهد؛ چون وجه نقد شناسایی شده مشکلات «زمانبندی» و«تطابق» را دارد که میتواند به اندازهگیری نادرست عملکرد شرکت منجر شود. برای کاستن از این مشکلات، اصول پذیرفتهشده حسابداری در این مورد رهنمودهایی دارد تا دقت در اندازهگیری عملکرد شرکت را به وسیله استفاده از اقلام تعهدی، افزایش دهد و در نتیجه، مشکلات زمانبندی و تطابق شناسایی گردش وجه نقد در سود حسابداری را اصلاح کند ]7[.
هیـأت استانداردهای حسابداری مالی آمریکا در بیانیه مفاهیم حسابداری شماره ۶] 26[ نیز استفاده از مبنای تعهدی را ارجح دانسته است. این هیأت همچنین اظهار میدارد که سود حسابداری که بر مبنای تعهدی محاسبه میشود، نسبت به اطلاعات جریان نقدی قدرت پیشگوییکنندگی بهتری برای پیشبینی جریانهای نقدی آتی دارند. اسلون (۱۹۹۶) ]36[ نیز براساس نظریه سرمایهگذاران عقلایی به بررسی و تجزیه و تحلیل تأثیر اجزای نقدی و تعهدی سود بر درک سرمایهگذاران از پایداری سود حسابداری پرداخت. مطالعات وی نشان داد که اقلام تعهدی نسبت به جریانهای نقدی با ذهنیتگرایی و قضاوت بیشتری همراه است. در نتیجه، جزء تعهدی سود نسبت به جزء نقدی از پایداری کمتری برخوردار است.
پژوهشگران در مطالعات خود به ارتباط بین متغیرهایی نظیر: نسبت قیمت به سود، اندازه شرکت، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و اقلام تعهدی با بازده سهام پی بردند. این موارد تحت ناهنجاریهای بازار[1] در ادبیات معاصر بررسی شده است.
ناهنجاریهای بازار، نتایج پژوهشهای تجربی هستند.
اندازه شرکت (حجم و گستردگی فعالیتهای شرکت) شاخصی برای تولید اطلاعات است و رابطه مثبتی بین اندازه شرکت و پیشبینی سود توسط مدیریت در شرکتها وجود دارد ]22[.
متغیر دوم که با میزان سود تقسیمی و بازده مورد انتظار سهام و میزان تغییرات قیمت سهام رابطه دارد، نوع صنعت است. ورنر فلت و مونتو میری (۱۹۸۸) ]۳9[ با استفاده از ضریب q توبین شواهدی یافتند که نشان میداد تأثیر عواملی مانند: نوع صنعت، منابع و متغیرهای شرکت بر سودآوری مهم است. بنابراین، طبق یک نتیجهگیری کلی، نوع صنعت بر پایداری سود تأثیرگذار است.
میزان سود تقسیمی، براساس مطالعاتی که در زمینه عوامل تأثیرگذار بر تصمیمات سرمایهگذاری انجام گرفته است، یک متغیر تأثیرگذار بر قیمت سهام است که سرمایهگذاران در تصمیمات سرمایهگذاری، قیمت سهام شرکتی را بیشتر برآورد میکنند که پایداری سود بیشتری دارد و پایداری سود را برای شرکتهایی که سود تقسیمی بالاتری دارند، بیشتر برآورد میکنند ]14[. بازده مورد انتظار سرمایهگذاران از دو قسمت سود سرمایه و سود تقسیمی تشکیل شده است. حال این سرمایهگذاران نسبت به شرکتهایی که سود سهام نقدی پرداخت و توزیع میکنند، واکنش شدید نشان میدهند و پایداری سود آنها را نیز بیشتر برآورد نموده، سهام این شرکتها را به میزان بیشتری قیمتگذاری میکنند ]15و33[.
از دیگر عوامل تأثیرگذار بر پایداری سود، سوددهی شرکتها است. سوددهی، تداوم سود را تحتتأثیر قرار میدهد و شرکتهای زیانده پایداری کمتری دارند ]32[. در این مقاله، برخی از ویژگیهای شرکت به عنوان متغیرهایی که در بازار سرمایه، کارایی بازار را از نظر قیمتگذاری بر مبنای پایداری جزء نقدی و تعهدی سود تحت تأثیر زیادی قرار میدهند، به عنوان متغیرهای مداخلهگر انتخاب شدهاند. این متغیرها، شامل: اندازه شرکت، نوع صنعت، سوددهی و نحوه پرداخت سود سهام است، که ابتدا در مدل رگرسیون لحاظ نمیشوند و سپس برای تشخیص آثار حذف یا از قلم افتادگی، آن ها را در مدل رگرسیون وارد میکنیم. این متغیرها نمونهای از متغیرهای شناسایی و معرفیشده توسط کرافت و همکاران (2007) ]33[ و اندرسون و همکاران (2009) ]15[ است که توانایی تأثیرگذاری بر نتایج تحقیقات گوناگون را دارند ]15[.
با توجه به مطالب ذکر شده، این پژوهش براساس نظریه سرمایهگذاران عقلایی به دنبال پاسخگویی به سؤال زیر است:
آیا میزان پایداری جزء نقدی سود نسبت به جزء تعهدی آن تحت تأثیر ویژگیهای شرکت بر ناهنجاری اقلام تعهدی قرار میگیرد؟
مبانی نظری و پیشینه پژوهش
میزان مربوط بودن سودهای جاری برای پیشبینی سودهای آتی، به پایداری سودها بستگی دارد. چنانچه سرمایهگذاران موفق به تشخیص اجزای پایدار سود شوند، احتمالاً سودهای آتی را به خوبی پیشبینی خواهند کرد و چون سود گزارش شده مهمترین منبع اطلاعاتی پرداخت سود آتی شرکت محسوب میشود، بنابراین، با در اختیار داشتن این پیشبینیها ممکن است میزان سود نقدی آتی خود را بهتر برآورد نمایند. از آنجا که اقلام تعهدی بهگونهای تعدیلات جریان نقدی را نشان میدهد و مجموع آن در طول عمر یک شرکت صفر است، اقلام تعهدی بالا در یک دوره سبب میشود که این اقلام در دورههای آتی معکوس شوند و با توجه به اینکه سود حسابداری متشکل از دو جزء نقدی و تعهدی است، متعاقباً با معکوسشدن اقلام تعهدی سودهای آتی نیز کاهش خواهد یافت ]41[.
طبق پژوهش بیور (۱۹۶۸) ]16[ که از طریق عرضه روابط ریاضی، نقش سود حسابداری را در تعیین ارزش واحد انتفاعی بررسی کرده است، سود حسابداری از دو جزء تعهدی و نقدی تشکیل میشود. به همین علت، در تبیین رفتار بازدهی سهام، بررسی محتوای اطلاعاتی افزاینده سود و جریان نقد عملیاتی حائز اهمیت است. جونز (۱۹۹۱) ]31[ اقلام تعهدی را تفاوت بین سود و وجوه نقد حاصل از عملیات تعریف کرد. زای (۲۰۰۱) ]40[ نیز با استفاده از مدل جونز، اقلام تعهدی را به دو دسته اختیاری و غیراختیاری تقسیم کرد و نشان داد که پرتفوی شرکتهایی که براساس اقلام تعهدی اختیاری مرتب شدهاند، بازدههای اضافهتری کسب میکنند.
«ناهنجاری اقلام تعهدی» که در ادبیات حسابداری مستند شده است، نخستین بار توسط اسلون (۱۹۹۶) بیان شد که بیانگر رابطه منفی بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام است و اسلون علت ناهنجاری اقلام تعهدی را پایداری کمتر اقلام تعهدی نسبت به جزء نقدی سود دانست که به علت ذهنیتگرایی و قضاوت بیشتر در برآورد اقلام تعهدی بهوجود میآید. اسلون (۱۹۹۶) دریافت که ارزشگذاری اشتباه اقلام تعهدی غیرعادی و اختیاری و بهخصوص تغییرات موجودیها باعث ناهنجاری اقلام تعهدی میشوند ]37[.
کرافت و همکاران (۲۰۰۷) ]33[ در پژوهش خود بیان کردند که واردشدن متغیرهای توضیحی اضافی در آزمون میشکین بهمنظور قیمتگذاری منطقی اقلام تعهدی باعث حذف و از بین رفتن ناهنجاری اقلام تعهدی بیان شده توسط اسلون (۱۹۹۶) میگردد. اندرسون و همکاران (۲۰۰۹) ]15[ بر اساس نتایج پژوهش کرافت و همکاران (۲۰۰۷) در آزمون میشکین بیان کردند که حجم ناهنجاری اقلام تعهدی تحت تأثیر ویژگیهای شرکت یا همان متغیرهای سوددهی، نحوه پرداخت سود سهام، نوع صنعت، و اندازه شرکت است و این حجم ناهنجاری اقلام تعهدی در شرکتها با ویژگیهای گوناگون، متفاوت است که این بررسیها به آثار نامتقارن این متغیرها بر ناهنجاری اقلام تعهدی مربوط است.
اندازه شرکت یکی از عوامل تأثیرگذار در سودآوری شرکتها به شمار می رود؛ به این معنا که شرکتهای بزرگ با برخورداری از تنوع محصول، تصاحب سهم بیشتری از بازار، صرفهجویی در مقیاس و امکان تنوعبخشی به فعالیتهای تجاری خود ریسک تجاری خود را کاهش و سودآوری خود را افزایش میدهند ]38[. این دو پژوهشگر، همچنین بیان کردند که شرکتهای بزرگ نسبت به شرکتهای کوچک از نظر سیاست حساستر هستند ]38[.شمالینسی (۱۹۸۵) ]35[ با انتخاب شرکتهای دارای بیشتر از ۵۰۰ میلیون دلار دارایی، و مک گاهان و پورتر (۱۹۹۷) ]34[ با انتخاب شرکتهای دارای بیشتر از ۱۰ میلیون دلار فروش، در تحقیقات خود به این نتیجه رسیدند که نوع صنعت نقش مهمی در سودآوری شرکتها دارد.اندرسون و همکاران (۲۰۰۹) ]15[ بیان کردند شرکتهایی که سود نقدی پرداخت میکنند، نسبت به شرکتهایی که سود نقدی پرداخت نمیکنند، پایداری سود آنها بالاتر و بیشتر است.
سوددهی متغیری است که بر پایداری سود اثرگذار است؛ به گونهای که شرکتهای زیانده پایداری سود کمتری را تجربه میکنند و زیان بر پایداری اجزاء سود فوقالعاده اثرگذار است ]29[.
فدیک و همکاران (۲۰۱۱) در پژوهشی به «بررسی و آزمون فرضیه ثبات» پرداختند. براساس این فرضیه، ناهنجاری اقلام تعهدی مبتنی بر قیمتگذاری نادرست در نتیجه تمرکز سرمایهگذاران بر سود بدون در نظر گرفتن ماهیت برگشتپذیر اقلام تعهدی است و با برگشت اقلام تعهدی در دوره آینده، قیمتگذاری نادرست بازار تصحیح میشود. نتایج بررسی نشان میدهد که ارتباط بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام منفی است و با برگشت اقلام تعهدی اختیاری در دورههای آینده، این رابطه منفی حذف میشود ]27[. هرشلیفر و همکاران (۲۰۱۰) در پژوهشی به «بررسی عامل ریسک در ناهنجاری اقلام تعهدی» پرداختند. آنها در این پژوهش، علاوه بر متغیرهای الگوی سه عاملی فاما و فرنچ، یک متغیر به نام عامل ریسک نیز در نظر گرفتند. آنها عامل ریسک را تفاوت بین بازده پرتفوهایی با اقلام تعهدی کم (شرکتهای محافظهکار) و بازده پرتفوهایی با اقلام تعهدی زیاد، تعریف کردند. نتایج نشان داد که اقلام تعهدی حتی پس از کنترل عامل ریسک نیز میتواند بازدههای آینده را پیشبینی کند و ارتباط منفی بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام را نمیتوان به عوامل ریسک نسبت داد ]30[.
سوارس و همکاران (۲۰۱۱) از پژوهش یک مرحلهای تعدیلشده میشکین برای بررسی وجود و یا عدم ناهنجاری اقلام تعهدی در بازده سالیانه بریتانیا استفاده کردند. نتایج آنها نشان داد که ناهنجاری اقلام تعهدی در بازار سرمایه از سایر ناهنجاریها قابل تشخیص نیست، در حالیکه ناهنجاری جریانهای نقدی کاملاً محسوس است ]37[.
بوبکری (۲۰۱۲) در پژوهش خود با عنوان «رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی، پایداری سود و ناهنجاری اقلام تعهدی در کانادا» اثر اقلام تعهدی را که دارای قابلیت اطمینان پایین هستند، بر ضریب پایداری سود مطالعه کرد. او همچنین درک سرمایهگذاران را از پایداری اجزای سود با قابلیت اطمینان پایین نیز بررسی کرد و به این نتیجه رسید که: قابلیت اطمینان پایین تعدادی از اجزای اقلام تعهدی تا حدی توضیحدهنده ضریب پایداری سود است و سرمایهگذاران کانادایی پایداری اجزای اقلام تعهدی با قابلیت اطمینان پایین و برخی از اقلام تعهدی با قابلیت بالا را نیز بیشتر در نظر میگیرند ]17[.
پژوهش چنگ و همکاران (2012) در رابطه با مقایسه سه الگوی جونز تعدیل شده، جونز تعدیلشده با بازده داراییها و جونز تعدیلشده با جریانهای نقد عملیاتی و ناهنجاریهای اقلام تعهدی حاصل در این الگوها نشان داد که الگوی جونز تعدیلشده با جریانهای نقد عملیاتی نسبت به دو الگوی دیگر برتری دارد و ناهنجاری اقلام تعهدی کمتری در این الگو مشاهده شد ]21[.
نتایج پژوهش هان و همکاران (2013) که به بررسی ارتباط بین عدمتقارن اطلاعات و ناهنجاری اقلام تعهدی پرداختند، نشان داد که پایداری کم اقلام تعهدی مربوط به جزء اختیاری این اقلام است و تحریفات موقت حسابداری ریشه در خطای برآورد این اقلام تعهدی دارد و بازده غیرعادی فقط برای پرتفوهایی است که براساس این جزء دستهبندی شدهاند. مدیریت سود و تحریفات موقت باعث عدم تقارن اطلاعات و به دنبال آن، موجب ایجاد ناهنجاری اقلام تعهدی میگردد و هر چه این عدمتقارن اطلاعات بیشتر باشد، ناهنجاری اقلام تعهدی نیز بیشتر است ]28[.
سیلیک و همکاران (2013) نیز طی پژوهشی به بررسی ناهنجاری اقلام تعهدی در بازار سهام ترکیه (131 شرکت تولیدی تجاری) پرداختند. در این پژوهش که از روش اسلون (1996) استفاده شده بود، نتایج آزمون میشکین شواهد و مستندات ناچیزی را برای اثبات ناهنجاری اقلام تعهدی در بازار سرمایه ترکیه نشان داد.]20[.
کائو و همکاران (۲۰۱۳) به بررسی اثرهای نظریه کیو و نظریه پذیرایی در توجیه رابطه بین فرصتهای رشد و ناهنجاریهای اقلام تعهدی پرداختهاند. نتایج نشان داده است که در کل یافتههای پژوهش سازگاری بیشتر با نظریه کیو در مقایسه با نظریه پذیرایی در توجیه ناهنجاریهای اقلام تعهدی دارد.
علاوه بر این، تعدادی از شاخصهای چرخه عمر شرکت میتواند در توجیه صرف اقلام تعهدی مفید باشد، درحالی که مدلهای عوامل همزمان که عامل احساسی در سطح بازار به آن افزوده شده، نتوانسته است ناهنجاریهای اقلام تعهدی را بهطور کامل نشان دهد ]19[.
از نظر سرمایهگذاران سودهای باثبات اهمیت زیادی داشته، بادوام تلقی میشوند. هرچه پایداری سود بیشتر باشد، شرکت توان بیشتری برای حفظ سودهای جاری دارد و فرض میشود کیفیت سود بالاتر است ]6[. بازدهی شرکتها تحت تأثیر مقدار کم و زیاد اقلام تعهدی نیست. این موضوع میتواند نشانهای از عدم عکسالعمل بازار نسبت به میزان اقلام تعهدی شرکتها باشد ]4[. محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی نسبت به جریانهای نقدی بیشتر است ]9[. بازده سهام شرکتها تحت تأثیر میزان اقلام تعهدی و اجزای مربوط به آن قرار میگیرد ]10[.
اجزای نقدی سود حسابداری قدرت توضیحدهندگی ارزش بازار شرکت را دارند، در حالیکه اجزای تعهدی سود توان پیشبینی و توضیح تغییرها در ارزش بازار شرکت را ندارند ]11[. واکنش بیش از اندازه سرمایهگذاران به اقلام تعهدی، موجب اقلام تعهدی خلاف قاعده در بازار میشود ]1[.
کیفیت سود (پایداری سود) با کیفیت اقلام تعهدی رابطه مستقیم دارد؛ ضمن اینکه با کاهش کیفیت اقلام تعهدی و افزایش اندازه اقلام تعهدی بازده سهام افزایش مییابد ]5[.
پژوهش خانی و صالحی (1391) در تببین نابهنجاری اقلام تعهدی براساس اجزای اقلام تعهدی در شرایط وجود نابهنجاری ارزشی ـ رشدی، نشاندهنده رابطه معکوس و معنادار بین اقلام تعهدی در سطح کل و اجزای آن با بازده غیرعادی آینده سهام است؛ حتی با اضافه کردن متغیر جریان نقد عملیاتی به قیمت به الگوی تحقیقات، این رابطه عکس همچنان برقرار میماند ]2[.
محافظهکاری نیز با ناهنجاری اقلام تعهدی رابطه مثبت و معنادار و با پایداری سود، رابطه معکوس و معنادار دارد ]13[.
نتایج پژوهش خانی و ابراهیمی (1392) با عنوان «توانایی الگوهای اقلام تعهدی غیرعادی براساس تعدیل الگوهای جونز و پیشبینی قیمتگذاری نادرست سهام» مشابه نتایج پژوهش چنگ و همکاران (2012) است؛ یعنی به ترتیب الگوی جونز تعدیل شده با جریان های نقد عملیاتی نسبت به الگوی جونز تعدیل شده با بازده داراییها و هر دو این الگوها نسبت به الگوی جونز تعدیل شده در تخمین اقلام تعهدی غیرعادی برتری دارند ]2[.
نتایج پژوهش خانی و صادقی (1392) نیز که به بررسی تأثیر برگشت، پایداری و ناهنجاری اقلام تعهدی بر سود دوره پرداختند، نشان داد که بین فروش و اقلام تعهدی و بین اقلام تعهدی موجودی کالا و کاهش ارزش موجودی کالا، رابطه عکس و بین نوسانهای سرمایه در گردش و اقلام تعهدی نیز رابطه معنادار وجود دارد؛ اما اشتباه در تخمین؛ یعنی اقلام تعهدی بد بهصورت معنادار بر پایداری و ناهنجاری اقلام تعهدی تأثیر ندارد؛ اما توانایی پیشبینی این بخش از اقلام را دارد ]3[.
فرضیههای پژوهش
در راستای دستیابی به اهداف پژوهش، فرضیههای پژوهش به شرح زیر تدوین شدهاند:
فرضیه اصلی ۱: پایداری جزء نقدی سود عملیاتی (جریانهای نقدی عملیاتی) بیشتر از پایداری جزء تعهدی (اقلام تعهدی) سود عملیاتی در صنایع منتخب است.
فرضیه اصلی ۲: میزان پایداری جزء نقدی سود نسبت به جزء تعهدی آن تحت تأثیر ویژگیهای شرکت بر ناهنجاری اقلام تعهدی قرار میگیرد.
فرضیههای فرعی فرضیه اصلی ۲:
فرضیه فرعی ۲-۱-: اندازه شرکت بر قیمتگذاری نادرست اقلام تعهدی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
فرضیه فرعی ۲-۲-: اندازه شرکت بر قیمتگذاری نادرست جریان وجوه نقدی عملیاتی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
فرضیه فرعی ۲-۳-: نوع صنعت بر قیمتگذاری نادرست اقلام تعهدی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
فرضیه فرعی ۲-۴-: نوع صنعت بر قیمتگذاری نادرست جریان وجوه نقدی عملیاتی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
فرضیه فرعی ۲-۵-: نحوه پرداخت سود بر قیمتگذاری نادرست اقلام تعهدی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
فرضیه فرعی ۲-۶-: نحوه پرداخت سود بر قیمتگذاری نادرست جریان وجوه نقدی عملیاتی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
فرضیه فرعی ۲-۷-: سوددهی بر قیمتگذاری نادرست اقلام تعهدی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
فرضیه فرعی ۲-۸-: سوددهی بر قیمتگذاری نادرست جریان وجوه نقدی عملیاتی در صنایع منتخب تأثیر دارد.
روش پژوهش
پژوهش حاضر از نظر هدف، کاربردی است؛ زیرا نتایج این پژوهش به عنوان راهنمایی برای تصمیمگیری سرمایهگذاران استفاده میگردد.
همچنین، این پژوهش به لحاظ ماهیت و روش، از نوع توصیفی ـ همبستگی است و از نوع همبستگی چندگانه است؛ زیرا به بررسی رابطه بین چندین متغیر میپردازد و از طرفی، چون از دادهها و اطلاعات پس از وقوع رویداد استفاده میشود این پژوهش پسرویدادی نیز محسوب میگردد. روش جمعآوری اطلاعات اسنادکاوی است. دادهها و اطلاعات مربوط به متغیرهای پژوهش بهصورت ترکیبی از صورتهای مالی و یادداشتهای همراه آن و به وسیله نرمافزار تدبیرپرداز و رهآورد نوین استخراج شده است.
همچنین، برای سایر اطلاعات مورد نیاز از لوح فشرده بورس و پایگاه رسمی بورس اوراق بهادار تهران [2] استفاده شده است. از طرفی، ابزار جمعآوری و پردازش اولیه و تجزیه و تحلیل دادهها و اطلاعات به ترتیب به وسیله نرمافزارهای Excel و Eviews7 وStata11 انجام شده است. آزمون فرضیهها با استفاده از مدلهای رگرسیون چندمتغیره در آزمون میشکین [3](MT)، که آزمونی از نوع راستینمایی و تابعی از مشکلات ایجاد شده توسط ارتباط متغیرهای از قلم افتاده است، انجام گرفته است. با استفاده از این آزمون، تأثیر از قلم افتادن متغیرهای توضیحی بر میزان ناهنجاریهای اقلام تعهدی و قیمتگذاری نادرست اقلام تعهدی و جریان وجوه نقد در MT بررسی میشود که قیمتگذاری نادرست یک متغیر نیست تا بتوان تأثیر متغیرهای از قلم افتاده را روی آن سنجید، بلکه یک مفهوم است که با MT سنجیده میشود. آزمون میشکین که در سال ۱۹۸۳ ارائه شده است؛ به گستردگی برای آزمون منطق قیمتگذاری اعداد حسابداری بهکار رفته است. برعکس برداشت عمومی در ادبیات حسابداری؛ حذف متغیرهایی از آزمون پیشبینی و قیمتگذاری میشکین به بروز مشکل متغیرهای حذفشده منجر میشود که استنتاج درباره قیمتگذاری منطقی متغیرهای حسابداری را تحت تأثیر قرار میدهد. تنها زمانی که متغیرهای حذف شده بهطور منطقی قیمتگذاری شده باشند؛ حذف آن ها نامربوط است. بیتوجهی به این موضوع باعث میشود پژوهشگران حسابداری بدون در نظر گرفتن این نکته که چگونه متغیرهای حذف شده بر استنتاج آنها تأثیر میگذارد، از آزمون میشکین استفاده کنند. این بدان معنی است که ناهنجاریهای اقلام تعهدی که در مقاله اسلون ۱۹۹۶ نشان داده شده است، وقتی که متغیرهای توصیفی اضافی در آزمون میشکین استفاده شود، ناپدید میگردد، که در این مقاله نیز نشان داده شده است.
در پژوهشهای حسابداری که نمونه آماری آن بزرگ باشد؛ آزمون رگرسیون حداقل مربعات با آزمون میشکین نتایج یکسانی ارایه میدهند. در نتیجه پژوهشگران حسابداری باید از آزمون رگرسیون حداقل مربعات استفاده کنند و یا از مزایای مشخص آزمون میشکین نسبت به آزمون رگرسیون حداقل مربعات آگاه باشند ]28[.
در این پژوهش برای آزمون فرضیه اول با استفاده از آزمون والد (که در خروجی نرمافزار با عنوان آماره میشکین در نسخه هشتم برنامه آزمون میشکین است) ضریب ACCRUALSt و CFt با یگدیگر مقایسه میشوند و برای آزمون فرضیات فرعی از نسخه هشتم برنامه آزمون میشکین که برنامه آزمون سیستم معادلات همزمان و قابل اجرا با نرمافزار Stata 11 را دارد، استفاده شده است. آزمون فرضیات فرعی مربوط به فرضیه اصلی دوم شامل دو مرحله کلی است که هر کدام از این مراحل به سه مرحله تفکیک میگردد؛ یعنی بهمنظور اجرای این آزمون، ابتدا قیمتگذاری عقلایی سود و اجزای تعهدی و نقدی آن بدون در نظرگرفتن متغیرهای اندازه ، نوع صنعت، پرداخت سود سهام و سوددهی و سپس با در نظر گرفتن این ویژگیها بررسی و برآورد میشوند؛ به این طریق که در هر دو مرحله؛ ابتدا معادله پیشبینی و سپس معادله ارزشگذاری در سیستم معادلات همزمان برآورد میشوند و در مرحله سوم از آزمون، ضرایب برآورد شده متغیرهای همنام در دو معادله پیشبینی و ارزشگذاری با استفاده از آزمون والد مقایسه میشوند.
جامعه آماری و نمونه آماری
جامعه آماری این پژوهش را شرکتهای فعال در صنایع فلزات اساسی و کانه فلزی و محصولات فلزی که طی دوره زمانی پژوهش ۱۳۸۰ تا ۱۳۹۰ در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شدهاند، تشکیل میدهند.
ذکر این نکته لازم است که نمونه آماری این پژوهش بزرگ است و تمام شرکتهای عضو جامعه آماری که دارای ویژگیهای زیر باشند، نمونه آماری را تشکیل میدهند:
- شرکتهایی که سال مالی آنها منتهی به ۲۹ اسفند هر سال باشد؛
- قبل از 1380 در بورس پذیرفته شده باشند.
متغیرهای پژوهش
در این پژوهش، سود و اقلام تعهدی و جریان وجوه نقد عملیاتی سال t متغیرهای مستقل و سود و بازده غیرنرمال سال t+1 متغیرهای وابسته و ویژگیهای شرکت، از جمله: اندازه شرکت، نوع صنعت، نحوه پرداخت سود سهام و سوددهی به عنوان متغیرهای کنترل انتخاب شدند. محاسبه و اندازهگیری متغیرهای پژوهش به شرح زیر است:
سود EARNINGt براساس رابطه (1) محاسبه شده است.
= سود (1)
دچو و همکاران (۲۰۰۴) در مقاله خود از رابطه زیر برای تفکیک بخش تعهدی و بخش نقدی سود استفاده میکنند ]24[:
INCOME=ACCRUALS+∆CASH+DIST_EQ+DIST_D
که:
= INCOME سود
= ACCRUALSاقلام تعهدی
=∆CASH تغییرات جریان نقد عملیاتی
=DIST_EQ جریان نقدی خالص توزیع شده به سهامداران
=DIST_D جریان نقد خالص (غیر از هزینه بهره) توزیع شده به طلبکاران (دارندگان اوراق بدهی)
آنها قبل از استفاده از رابطه بالا در آزمون فرضیه خود مربوط به پایداری اقلام تعهدی و اقلام نقدی؛ موارد زیر را در نظر گرفتهاند: اول آن که سه متغیر آخر رابطه بالا را در ادبیات حسابداری جریان نقد آزاد گویند؛ به عبارت دیگر :
FCF = ∆CASH + DIST_EQ + DIST_D
بنابراین:
INCOME = ACCRUALS + FCF
توجه شود که اقلام تعهدی مبین تفاوت بین سود و جریان نقد آزاد است؛ که معیار فراگیری از اجزای سود را در حسابداری تعهدی ارایه میدهد. دچو و همکاران (۲۰۰۴) در پژوهش خود با استفاده از متغیرهای بالا، تجزیه و تحلیل جامعی از پایداری جزء نقدی سود (جریان نقد آزاد) ارائه دادند.
پژوهشهای دیگری نیز از جریان نقد آزاد به عنوان جزء نسبتاً همگرا و قابل اتکای سود استفاده کردهاند؛ برای مثال؛ ریچاردسون و همکاران a۲۰۰۴ و b۲۰۰۴ (نقل از دچو و همکاران ۲۰۰۴).
جریانهای نقدی CFt نیز مانند اندرسون و همکاران (2009) به صورت رابطه (2) بهدست آمده است:
(2)
=
اقلام تعهدی (ACCRUALS) براساس اقلام سود و زیان (مانند اندرسون و همکاران (2009)) به صورت رابطه (3) به صورت زیر محاسبه میشود:
= (3)
رابطه (4) نیز روش محاسبه میانگین داراییها را نشان داده است.
= میانگین داراییها (4)
در محاسبه سود واجزای آن از میانگین داراییها استفاده شده است تا از اثرهای احتمالی که اندازه بر نتایج پژوهش میگذارد، جلوگیری شود.
بازده غیر عادی ARETt با استفاده از رابطه (5) محاسبه شده است.
(5)
میانگین بازده تعدیل شده ـ بازده شرکت در سال t = بازده غیرعادی
با اندازه شرکتها در سال t
بازده RETtکه در رابطه بالا استفاده شده نیز براساس رابطه زیر حاصل شده است:
بازده شرکت =
رابطه (7) نیز بازده تعدیل شده براساس اندازه را نشان میدهد.
SARim=πmt=1(1+Rit)- πmt=1(1+Rst)(7)
بازده خرید و نگهداری بر مبنای اندازه
Rit، بازده سهم شرکتi و Rst، بازده موزون پرتفوی مبتنی بر اندازه که شرکت به آن تعلق دارد
Rstنیز طبق رابطه (8) محاسبه میگردد:
Rst= (8)
Xi: وزن شرکت i در پرتفوی اندازهای که به آن تعلق دارد. با تقسیم اندازه بازار شرکت i به کل ارزش بازار پرتفوی اندازه محاسبه میشود.
Ri: بازده شرکت i، ]8[ و ]18[.
پرتفوهای اندازه براساس دهکهای اندازه شرکتها تشکیل شدهاند. اندازه شرکتها بر اساس ارزش بازار سهام آنها در پایان دوره مالی تعیین میگردد؛ بدین صورت که شرکتها در یکی از چهار گروه اندازه شرکت طبقه و تقسیمبندی میشوند؛ یعنی اگر شرکتها جزء هر یک از دهکهای اندازههای بزرگ و متوسط و کوچک قرار بگیرند، متغیر آنها ضریب یک و در غیر این صورت، ضریب صفر و اگر جزء هیچ یک از دهکهای اندازه بزرگ و متوسط و کوچک نباشند؛ یعنی همه متغیرها ضریب صفر بگیرند به این مفهوم است که جزء شرکتهای بسیار کوچک هستند.
شرکتهایی که در دهک اول قرار میگیرند، شرکتهای بزرگ (Dl)، شرکتهایی که در دهک دوم و سوم قرار میگیرند، شرکتهای متوسط (Dm)، شرکتهایی که در دهک چهارم و پنجم و ششم قرار میگیرند، شرکتهای کوچک (DS) هستند و در نهایت، اگر شرکتی در هیچ یک از دهکهای فوق قرار نگیرد، جزء شرکتهای بسیار کوچک هستند و چون تمام ضرایب برای این دسته صفر است، در مدلها وارد نشدهاند.
نحوه بررسی و آزمون فرضیهها
در این پژوهش آزمون آماری به دو بخش کلی تفکیک میگردد: بخش اول آزمون مربوط به فرضیه اصلی اول است که برای آزمون آن از مدل (10) استفاده شده است، که طبق آزمون والد ضریب ACCRUALStو CFt که نشاندهنده پایداری این دو جزء هستند، مقایسه میشود و بخش دوم، آزمون آماری مربوط به فرضیات فرعی است. آزمون مربوط به فرضیات فرعی طی دو مرحله انجام میگیرد، که در مرحله اول دستگاه معادلات «الف» که شامل مدل پیشبینی (8) و مدل ارزشگذاری (9) است و دستگاه معادلات «ب» که شامل مدل پیشبینی (10) و مدل ارزشگذاری (11) است، بدون متغیرهای حذفشده برآورد شده است. ضرایب EARNINGSt و ACCRUALStو CFt در معادلههای پیشبینی که نشاندهنده پایداری واقعی سود و اجزای آن هستند، با ضرایب EARNINGSt و ACCRUALStو CFt در معادلههای ارزشگذاری که نشاندهنده پایداری ضمنی سود و اجزای آن هستند، مقایسه میشود و به این طریق، آزمون فرضیه انتظارات عقلایی در مورد سود و هر یک از اجزای آن اجرا میشود. سپس در مرحله دوم با لحاظ کردن متغیرهای محذوف (اندازه، نوع صنعت، پرداخت سود سهام و سوددهی) در مدلهای پیشبینی و ارزشگذاری دستگاه معادلات «الف» و «ب»، دستگاه معادلات همزمان «ج» (شامل: مدل پیشبینی (12) و ارزشگذاری (13)) و دستگاه معادلات همزمان «د» (شامل: مدل پیشبینی (14) و ارزشگذاری (15)) حاصل و برآورد شده و ضرایب متغیرهای همنام بهدست آمده از برآورد این دو مدل نیز برای آزمون فرضیههای فرعی استفاده شده است.
بهطورکلی، ضریب α در مدلهای پیشبینی نشاندهنده پایداری واقعی و α*در مدلهای ارزشگذاری پایداری ضمنی سود و اجزای آن را نشان میدهد. برای مثال پس از لحاظ متغیر پرداخت سود سهام در معادلات، آزمون فرضیه فرعی 5-2 به شرح زیر انجام گرفته است:
H0:α16DdivACCRUALSt-α⃰16Ddiv ACCRUALSt = 0
H1:α16DdivACCRUALSt-α⃰16Ddiv ACCRUALSt ≠ 0
که از ضریب α16Ddiv که نشاندهنده پایداری واقعی در معادله پیشبینی و α⃰16Ddiv که نشاندهنده پایداری ضمنی در معادله ارزشگذاری استفاده شده است.
در پژوهش حاضر، شرکتهایی با شرایط خاص و ویژگیهای زیر تشکیلدهنده «حالت پایه» هستند که آنها همان متغیرهای مجازیاند. این ویژگیها شامل موارد زیر است:
شرکتهایی که سود سهام نقدی پرداخت نمیکنند، زیانده و جزء صنایع فلزات اساسی هستند، شرکتهایی که جزء گروه چهارم؛ یعنی شرکتهای بسیار کوچک هستند.
«حالت پایه» همان مبنایی است که باید در آزمون میشکین وجود داشته باشد تا انحراف ضرایب سایر شرکتها با آن مقایسه گردد. ضریب شرکتهای حالت پایه صفر و ضریب شرکتهایی با ویژگیهای غیر از حالت پایه یک است.
مدلها:
(8)
EARNINGSt+1=α0+α1EARNINGSt+εt+1
(9)
AERTt+1=β)EARNINGSt+1 - )α*0+ α*1EARNINGSt)+εt+1
(10)
EARNINGS t+1 = α0+ α1 ACCRUALSt + α2CFt+ε t+1
(11)
AERTt+1=β] EARNINGS t+1-)α*0+ α*1 ACCRUALSt + α*2CFt)] + εt+1:
(12)
EARNINGS t+1=α0 + α1Ds+ α2Dm + α3Dl+ α4Dind1+ α5Dind2 + α6Ddiv+ α7Dp +( α10 + α11Ds+ α12Dm + α13Dl+ α14Dind1+ α15Dind2 + α16Ddiv+ α17Dp)× EARNINGS t + ε t+1
(13)
AERTt+1=β] EARNINGS t+1- (α*0+ α*1Ds+ α*2Dm+ α*3Dl + α*4Dind1 + α*5Dind2 + α*6Ddiv + α*7Dp +( α*10+ α*11Ds+ α*12Dm+ α*13Dl + α*14Dind1 + α*15Dind2 + α*16Ddiv+ α*17Dp)× EARNINGS t)]+εt+1
(14)
EARNINGSt+1=α0+α1Ds+α2Dm+α3Dl+α4Dind1+α5Dind2+α6Ddiv+α7Dp+(α10+α11Ds+α12Dm+α13Dl+α14Dind1+α15Dind2+α16Ddiv+α17Dp)×ACCRUALSt+(α20+α21Ds+α22Dm+α23Dl(+α24Dind1+α25Dind2+α26Ddiv+α27Dp)×CFt+ε t+1
(15)
AERTt+1=β] EARNINGS t+1- (α*0+ α*1Ds+ α*2Dm+ α*3Dl + α*4Dind1 + α*5Dind2 + α*6Ddiv + α*7Dp +(α*10+ α*11Ds+ α*12Dm+ α*13Dl + α*14Dind1 + α*15Dind2+α*16Ddiv+ α*17Dp)× ACCRUALSt+(α*20+ α*21Ds+ α*22Dm+ α*23Dl + α*24Dind1 + α*25Dind2 + α*26Ddiv+ α*27Dp)×CFt)]+εt+1
که:
EARNINGS t+1: سود سالt+1
EARNINGS t: سود سال t
در مدل 8: ضریب α1: پایداری واقعی سود
در مدل 9: ضرایب α*1: پایداری ضمنی سود
AERTt+1: بازده غیرنرمال ناشی از نگهداری سهام در سال t+1
β: ارزیابی ضریب تغییرات است.
ACCRUALSt: اقلام تعهدی در سال t
CFt: جریان های نقدی آزاد در سال t
در مدل 10: ضرایب α1 و α2 به ترتیب بیانگر پایداری واقعی اجزای تعهدی و نقدی سود هستند.
در مدل 11: ضرایب α*1 وα*2به ترتیب بیانگر پایداری ضمنی اجزای تعهدی و نقدی سود هستند.
در مدلهای 12 و 14: αهای بدون ستاره، پایداری واقعی سود و اجزای آن را نشان میدهد.
در مدلهای 13 و 15: α* های ستارهدار پایداری ضمنی سود و اجزای آن را نشان میدهد.
اندازه شرکت: شرکتهای بزرگ (Dl)، شرکتهای متوسط (Dm)، شرکتهای کوچک (DS)
نوع صنعت: Dind1 و Dind2
پرداخت سود سهام: (Ddiv)
سوددهی: (Dp)
یافتههای پژوهش
قبل از برآورد مدلهای پژوهش، برای اطمینان از مانایی متغیرهای پژوهش از آزمونهای ریشه واحد پسران و همکاران، دیکی فولر تعمیم یافته (نوع فیشر) و آزمون فیلیپس و پرون (نوع فیشر) استفاده شده است. نتایج آزمونها در نگاره (1) ارائه شدهاند.
نگاره 1.آزمونهای ریشه واحد متغیرها
|
متغیرها |
|
آزمون پسران و همکاران |
آزمون دیکی فولر تعمیمیافته |
آزمون فیلیپس و پرون |
|
RET |
|
***93/17- |
***77/284 |
***61/317 |
|
SARET |
|
***72/6- |
***73/203 |
***00/233 |
|
ARET |
|
***40/6- |
***05/152 |
***22/181 |
|
EARNINGS |
|
***90/2- |
***70/120 |
**01/111 |
|
FCF |
|
***76/3- |
**09/81 |
***87/90 |
|
ACCRUALS |
|
***32/3- |
**00/99 |
***71/120 |
|
*** و ** به ترتیب خطا در سطح %1 و %5 |
||||
نتایج آزمون پسران و همکاران در کل وجود ریشه واحد را در متغیرهای مورد بررسی رد میکند. لذا اجرای تحلیل رگرسیون با استفاده از متغیرها بدون اشکال و قابل اتکا خواهد بود.
برای آزمون فرضیه اول پژوهش، مدل (10) با رویکرد دادههای ترکیبی (اثرهای ثابت) برآورد شده است. نتایج برآورد مدل (10) با رویکرد مذکور در نگاره (2) ارائه شده است.
نگاره 2. نتایج برآورد مدل (10)
|
متغیرها |
ضریب |
آماره تی استیودنت |
معناداری |
|
عرض از مبدا |
**05/0 |
83/2 |
01/0 |
|
FCF |
***83/0 |
12/11 |
00/0 |
|
ACCRUALS |
***58/0 |
06/11 |
00/0 |
|
ضریب تعیین |
%69/48 |
|
|
|
آماره فیشر (معناداری) |
***09/91 (00/0) |
|
|
|
آماره F لیمر (معناداری) |
**98/2 (01/0) |
|
|
|
آماره هاسمن (عدم معناداری) |
90/2 (24/0) |
|
|
|
فرضیه اول: |
آماره والد (معناداری) |
***31/13 (00/0) |
|
|
*** و ** به ترتیب معناداری در سطح %1 و %5 |
|||
نتایج ارائه شده نشان میدهد اجزای نقدی و تعهدی سود توانستهاند حدود 49 درصد از تغییرات سودهای آتی را تبیین نمایند.
معناداری آماره والد (31/13) در سطح %1 نشان میدهد که ضریب متغیر جریان وجوه نقد آزاد به صورت معناداری از ضریب اقلام تعهدی بزرگتر است. این موضوع نشان میدهد که پایداری جزء نقدی سود از پایداری جزء تعهدی آن بیشتر است. بنابراین، فرضیه اول پژوهش رد نمیشود.
قبل از آزمون سایر فرضیههای پژوهش، ابتدا به بررسی قیمتگذاری عقلایی سود حسابداری و بخشهای نقدی و تعهدی آن بدون در نظر گرفتن متغیرهای کنترلکننده اندازه شرکت، نوع صنعت، پرداخت و عدم پرداخت سود تقسیمی و سودآوری، اقدام شده است. بدین منظور، دستگاه معادلات همزمان «الف» و«ب» برآورد و نتایج برآورد دستگاه معادلات مذکور به ترتیب در نگارههای (3) و (4) ارائه شده است.
نگاره 3. نتایج برآورد سیستم معادلات همزمان «الف»
|
متغیرها |
ضریب |
آماره تی استیودنت |
معناداری |
ضریب تعیین |
||||
|
الف) معادله پیشبینی |
||||||||
|
عرض از مبدا |
***03/0 |
00/3 |
00/0 |
%62/42 |
||||
|
EARNINGSt |
***65/0 |
65/14 |
00/0 |
|||||
|
ب) معادله ارزشگذاری |
||||||||
|
EARNINGSt+1 |
***81/2 |
20/5 |
00/0 |
%66/10 |
||||
|
عرض از مبدا |
***19/0- |
75/3- |
00/0 |
|||||
|
EARNINGSt |
***81/0 |
10/5 |
00/0 |
|||||
|
ج) آزمون میشکین |
||||||||
|
EARNINGSt |
|
***60/28 (00/0) |
|
|
||||
*** معناداری در سطح %1
نتایج ارائه شده در نگاره (3) نشان میدهد که در معادله پیشبینی، سود دوره جاری توانسته است حدود 43 درصد از تغییرات سودهای آتی را تبیین نماید. نتایج برآورد معادله ارزشگذاری نیز نشان میدهد که متغیرهای مستقل توانستهاند حدود 11 درصد از تغییرات سودهای آتی را تبیین نمایند. پس از برآورد معادلات پیشبینی و ارزشگذاری، با استفاده از آزمون میشکین به بررسی معناداری اختلاف ضرایب سود حسابداری دو معادله پرداخته شده است. نتایج آزمون میشکین (60/28) نشان میدهد که متولیان بازار سرمایه، پایداری سود حسابداری را به صورت معناداری بیش از واقع برآورد مینمایند و این نشاندهنده درک متفاوت و نادرست آنها از واقعیت است که به قیمتگذاری نادرست و غیرعقلایی سهام در بورس اوراق بهادار تهران منجر میشود. در واقع، نتایج وجود ناهنجاری اقلام تعهدی را نشان میدهد.
نگاره 4. نتایج برآورد سیستم معادلات همزمان «ب»
|
متغیرها |
ضریب |
آماره تی استیودنت |
معناداری |
ضریب تعیین |
|
الف) معادله پیشبینی |
||||
|
عرض از مبدا |
***04/0 |
76/3 |
00/0 |
%67/46 |
|
FCF |
***80/0 |
06/11 |
00/0 |
|
|
ACC |
***57/0 |
31/11 |
00/0 |
|
|
ب) معادله ارزشگذاری |
||||
|
EARNINGSt+1 |
***34/2 |
90/3 |
00/0 |
%06/10 |
|
عرض از مبدا |
*14/0- |
99/1- |
05/0 |
|
|
FCF |
***23/1 |
10/4 |
00/0 |
|
|
ACCRUALS |
***82/0 |
49/3 |
00/0 |
|
|
ج) آزمون میشکین |
||||
|
FCF |
|
***91/25 (00/0) |
|
|
|
ACCRUALS |
|
***22/26 (00/0) |
|
|
*** و * به ترتیب معناداری در سطح %1 و %10
نتایج ارائه شده در نگاره (4) نشان میدهد که در معادله پیشبینی اجزای نقدی و تعهدی سود توانستهاند حدود 47 درصد از تغییرات سودهای آتی را تبیین نمایند. نتایج برآورد معادله ارزشگذاری نیز نشان میدهد که متغیرهای مستقل حدود 10 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند.
پس از برآورد معادلات پیشبینی و ارزشگذاری، با استفاده از آزمون میشکین به بررسی معناداری اختلاف ضرایب همنام دو معادله پرداخته شده است.
نتایج آزمون میشکین در خصوص جریان وجوه نقد آزاد (91/25) نشان میدهد که بازار سرمایه پایداری جریان وجوه نقد آزاد را در سطح 1 درصد بیش از واقع ارزیابی کرده است. همچنین، نتایج آزمون میشکین در خصوص اقلام تعهدی (22/26) نشان میدهد که در نمونه مورد بررسی، بازار سرمایه پایداری اقلام تعهدی را در سطح 1 درصد بیش از واقع ارزیابی نموده است. این یافتهها، با نتایج مطالعات اسلوان (1996) سازگاری دارد؛ یعنی در مورد اجزای سود نیز سرمایهگذاران دچار قیمتگذاری نادرست و تصمیمگیری غیرعقلایی میشوند و این نشاندهنده وجود ناهنجاریهای اقلام تعهدی در بازار سرمایه بورس اوراق بهادار تهران است.
در ادامه، برای بررسی ادعای کرافت و همکاران (2007) و اندرسون و همکاران (2009)، متغیرهای توصیفی دو ارزشی سودآوری شرکت، اندازه شرکت، نوع صنعت و پرداخت یا عدمپرداخت سود تقسیمی وارد سیستم معادلات همزمان «الف» و «ب» شده و به ترتیب سیستمهای معادلات همزمان «ج» و «د» حاصل و برآورد شده است. نتایج مربوط به برآورد سیستمهای مذکور در نگاره های (5) تا (10) ارائه شده است. نتایج ارائه شده در نگاره (5) نشان میدهد که در معادله پیشبینی، متغیرهای مستقل توانستهاند حدود 50 درصد از تغییرات سودهای آتی را تبیین نمایند.
نگاره 5. نتایج برآورد معادله پیشبینی سیستم معادلات همزمان «ج»
|
متغیرها |
ضریب |
آماره Z |
معناداری |
ضریب تعیین |
|
الف) معادله پیش بینی |
||||
|
عرض از مبدا |
*08/0 |
88/1 |
06/0 |
%74/49 |
|
***96/0 |
20/4 |
00/0 |
||
|
00/0 |
19/0 |
85/0 |
||
|
02/0- |
71/0- |
48/0 |
||
|
**15/0 |
79/2 |
01/0 |
||
|
03/0- |
60/0- |
55/0 |
||
|
**05/0- |
02/2- |
04/0 |
||
|
02/0- |
10/1- |
27/0 |
||
|
05/0- |
37/1- |
17/0 |
||
|
**51/0- |
74/2- |
01/0 |
||
|
15/0- |
61/0- |
54/0 |
||
|
**75/0- |
81/2- |
01/0 |
||
|
29/0 |
45/1 |
15/0 |
||
|
05/0- |
19/0- |
85/0 |
||
|
01/0- |
05/0- |
96/0 |
||
|
11/0- |
39/0 |
70/0 |
|
|
*، ** و *** به ترتیب معناداری در سطح %10، %5 و %1
نگاره 6. نتایج برآورد معادله ارزشگذاری سیستم معادلات همزمان «ج»
|
متغیرها |
ضریب |
آماره Z |
معناداری |
ضریب تعیین |
|
ب) معادله ارزشگذاری |
||||
|
***90/2 |
18/5 |
00/0 |
%49/17 |
|
|
عرض از مبدا |
**34/0- |
23/2- |
03/0 |
|
|
65/0 |
97/0 |
33/0 |
||
|
01/0- |
17/0- |
87/0 |
||
|
15/0 |
63/1 |
10/0 |
||
|
06/0- |
35/0- |
72/0 |
||
|
05/0 |
33/0 |
74/0 |
||
|
02/0- |
33/0- |
74/0 |
||
|
02/0- |
36/0 |
72/0 |
||
|
*18/0 |
68/1 |
09/0 |
||
|
60/0- |
09/1- |
27/0 |
||
|
12/1- |
53/1- |
13/0 |
||
|
03/0- |
03/0- |
97/0 |
||
|
02/0 |
04/0 |
97/0 |
||
|
13/0- |
19/0- |
85/0 |
||
|
*74/0- |
75/1- |
08/0 |
||
|
06/1 |
29/1 |
20/0 |
|
|
** و *** به ترتیب معناداری در سطح %5 و %1
نتایج برآورد معادله ارزشگذاری (نگاره 6) نیز نشان میدهد که متغیرهای مستقل حدود 17 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند. نتایج آزمون میشکین (نگاره 7) نشان میدهد که با اعمال متغیرهای کنترلی، حجم نابهنجاری موجود در سود حسابداری (که قبل از کنترل متغیرهای مذکور شاهد آن بودیم) ناپدید میشود و ادعای کرافت و همکاران (2007) و اندرسون و همکاران (2009) در این خصوص تأیید میشود.
نگاره 7. نتایج آزمون میشکین (1983)
|
ج) آزمون میشکین (1983) |
||
|
|
آماره |
معناداری |
|
19/0 |
67/0 |
|
|
02/0 |
88/0 |
|
|
59/1 |
21/0 |
|
|
74/0 |
39/0 |
|
|
18/0 |
67/0 |
|
|
01/0 |
91/0 |
|
|
73/2 |
10/0 |
|
|
20/1 |
27/0 |
|
نتایج نگاره (8) نشان میدهد که در معادله پیش بینی، متغیرهای مستقل توانستهاند حدود 52 درصد از تغییرات سودهای آتی را تبیین نمایند. نتایج برآورد معادله ارزشگذاری در نگاره (9) نیز نشان میدهد متغیرهای مستقل حدود 21درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند. پس از برآورد معادلات پیشبینی و ارزشگذاری، با استفاده از آزمون میشکین به بررسی معناداری اختلاف ضرایب همنام دو معادله پرداخته شده است.
نگاره 8. نتایج برآورد معادله پیشبینی سیستم معادلات همزمان «د»
|
متغیرها |
ضریب |
آماره Z |
معناداری |
ضریب تعیین |
|
عرض از مبدا |
***21/0 |
55/3 |
00/0 |
%39/52 |
|
***63/1 |
94/3 |
00/0 |
||
|
50/0 |
33/1 |
18/0 |
||
|
***11/0- |
85/2- |
00/0 |
||
|
08/0- |
67/1- |
10/0 |
||
|
03/0- |
40/0- |
70/0 |
||
|
*18/0- |
94/1- |
05/0 |
||
|
***11/0- |
02/3- |
00/0 |
||
|
05/0- |
60/1- |
11/0 |
||
|
04/0- |
86/0- |
39/0 |
||
|
**92/0- |
50/2- |
01/0 |
||
|
56/0- |
27/1- |
21/0 |
||
|
**37/1- |
09/2- |
04/0 |
||
|
90/0 |
58/1 |
11/0 |
||
|
41/0- |
88/0- |
38/0 |
||
|
15/0- |
67/0- |
50/0 |
||
|
01/0 |
01/0 |
99/0 |
||
|
17/0- |
64/0- |
53/0 |
||
|
15/0- |
45/0- |
65/0 |
||
|
19/0- |
51/0- |
61/0 |
||
|
***82/0 |
20/2 |
02/0 |
||
|
05/0 |
14/0 |
89/0 |
||
|
14/0 |
80/0 |
42/0 |
||
|
14/0 |
40/0 |
69/0 |
|
نگاره 9. نتایج برآورد معادله ارزشگذاری سیستم معادلات همزمان «د»
|
متغیرها |
ضریب |
آماره Z |
معناداری |
ضریب تعیین |
|
***31/2 |
68/3 |
00/0 |
%03/21 |
|
|
عرض از مبدا |
05/0- |
23/0- |
82/0 |
|
|
81/1 |
30/1 |
19/0 |
||
|
84/1 |
41/1 |
16/0 |
||
|
04/0 |
32/0 |
75/0 |
||
|
06/0 |
40/0 |
69/0 |
||
|
29/0- |
98/0- |
33/0 |
||
|
16/0- |
53/0- |
60/0 |
||
|
13/0- |
08/1- |
28/0 |
||
|
05/0- |
43/0- |
66/0 |
||
|
06/0- |
33/0- |
74/0 |
||
|
24/1- |
99/0- |
32/0 |
||
|
76/1- |
15/1- |
25/0 |
||
|
31/2 |
95/0 |
34/0 |
||
|
79/1- |
88/0- |
38/0 |
||
|
71/0- |
46/0- |
65/0 |
||
|
04/0- |
05/0- |
96/0 |
||
|
60/0 |
41/0 |
68/0 |
||
|
94/0- |
05/1- |
30/0 |
||
|
66/0- |
60/0- |
55/0 |
||
|
66/0 |
52/0 |
60/0 |
||
|
64/0 |
51/0 |
61/0 |
||
|
72/0 |
61/0 |
54/0 |
||
|
93/0- |
41/1- |
16/0 |
||
|
10/0 |
08/0 |
94/0 |
|
** و *** به ترتیب معناداری در سطح %5 و %1
در نگاره (10) عدم معناداری آماره آزمون میشکین در خصوص متغیرهای DS.F (06/0)،DM.F (57/0) و DL.F (15/2) نشان میدهد که با لحاظ متغیر اندازه شرکت در معادلات پیشبینی و ارزشگذاری بین ضرایب جریان وجوه نقد در این معادلات تفاوت معناداری وجود ندارد و فرضیه صفر این فرضیه پذیرفته میشود و این بدین معناست که اندازه شرکت بر قیمتگذاری نادرست و ایجاد ناهنجاری جریان وجوه نقد تأثیر نداشته است.
بنابراین، فرضیه فرعی 2-2 رد شده است. همچنین، عدم معناداری آماره آزمون میشکین در خصوص متغیرهای DS.A (68/0)،DM.A (20/0) و DL.A (42/0) نشان میدهد که اندازه شرکت تأثیر معناداری بر ایجاد نابهنجاری اقلام تعهدی نیز ندارد، لذا فرضیه فرعی 1-2 رد شده است. نتایج در کل، گویای ردّ فرضیه فرعی اول پژوهش است؛ زیرا در نظر گرفتن ویژگی اندازه شرکت، باعث گسترش دید و درک صحیح سرمایهگذار از پایداری سود و اجزای آن و به نسبت آن باعث تصمیمگیری عاقلانه و قیمتگذاری سهام شرکتها توسط آنها میگردد و موجب ایجاد ناهنجاری نمیگردد.
در خصوص سایر فرضیههای فرعی و زیر فرضیههای آنها نیز نتایج مشابهی حاصل شده است.
به عبارت دیگر، نتایج نشان میدهد که اندازه شرکت، نوع صنعت، نحوه پرداخت سود و سودآوری شرکتها هیچیک تأثیر معناداری بر ایجاد نابهنجاری اقلام تعهدی و جریان وجوه نقد ندارند، بلکه در نظر گرفتن آنها در مدلها باعث قیمتگذاری به صورت عقلایی و صحیح میگردد؛ لذا کلیه فرضیههای فرعی رد شدهاند. این نتایج، با یافتههای پژوهش کرافت و همکاران (2007) و اندرسون و همکاران (2009) سازگاری کاملی دارد. به عبارت دیگر، نتایج ارائه شده در نگارههای (5) تا (9) نشان میدهند که در شرکتهای فعال در زمینه فلزات و کانههای فلزی، نابهنجاری مشاهده شده در سود (حاصل شده در نگاره 3)، جریان وجوه نقد آزاد و اقلام تعهدی (حاصل شده در نگاره 4) تنها ناشی از عدم لحاظ متغیرهای کنترلی اندازه شرکت، نوع صنعت، نحوه پرداخت سود و سودآوری شرکتها بوده است.
نگاره 9. نتایج آزمون میشکین
|
فرضیهها |
متغیرها |
آماره |
معناداری |
|
|
02/0 |
90/0 |
|
|
|
98/0 |
32/0 |
|
|
فرضیه فرعی 1-2 |
68/0 |
41/0 |
|
|
20/0 |
66/0 |
||
|
42/0 |
52/0 |
||
|
فرضیه فرعی 2-2 |
06/0 |
81/0 |
|
|
57/0 |
45/0 |
||
|
15/2 |
14/0 |
||
|
فرضیه فرعی 3-2 |
02/0 |
89/0 |
|
|
30/0 |
58/0 |
||
|
فرضیه فرعی 4-2 |
61/1 |
20/0 |
|
|
03/0 |
85/0 |
||
|
فرضیه فرعی 5-2 |
47/2 |
12/0 |
|
|
فرضیه فرعی 6-2 |
02/0 |
89/0 |
|
|
فرضیه فرعی 7-2 |
00/0 |
97/0 |
|
|
فرضیه فرعی 8-2 |
15/0 |
70/0 |
نتیجهگیری
سرمایهگذاری به عنوان یکی از قویترین اهرمهای توسعه است و سرمایهگذاران پیوسته میکوشند که بازده سهام شرکتها را پیشبینی کنند؛ یعنی سرمایهگذاران همواره به دنبال پربازدهترین فرصتها برای سرمایهگذاری منابع مازاد خود در بازارهای سرمایه هستند و به همین علت، توجه قابل ملاحظهای به صورتهای مالی و اطلاعات و اخبار اعلام شده در رابطه با آن دارند؛ اما واکنش یکسان و همانندی نسبت به این اطلاعات نشان نمیدهند و همین عکسالعمل متفاوت، امکان ایجاد ناهنجاری در بازار سهام را به دنبال دارد.
یکی از انواع ناهنجاریهای بازار سهام، ناهنجاری اقلام تعهدی است که بر اثر قیمتگذاری نادرست اجزای سود ایجاد میگردد.
نتایج بررسیهای این پژوهش نشان میدهد که: 1- جزء نقدی سود از بخش تعهدی آن پایدارتر است؛ 2- نتایج برآورد سیستم معادلات همزمان «الف» و «ب» بر اساس آزمون میشکین بیانگر آن بود که دستاندرکاران بازار سرمایه به صورت غیرعقلایی، پایداری سود حسابداری و پایداری جزء تعهدی سود را نسبت به جزء نقدی آن بیش از واقع برآورد مینمایند؛ یعنی آنها درکی متفاوت نسبت به واقعیت دارند و این نتیجه با نتایج پژوهش اسلون (1966) همخوانی دارد.
نتایج برآورد سیستم معادلات همزمان «ج» و «د» براساس آزمون میشکین، که بر اثر افزودن متغیرهای مربوط به ویژگیهای شرکت (متغیر توصیفی) به معادلات همزمان «الف» و «ب» حاصل گردیده، نشان میدهد با اعمال این متغیرها، ایجاد ناهنجاری موجود در سود حسابداری ناپدید میشود.
در واقع، با اضافه کردن این متغیرها در مدل رگرسیونی قیمتگذاری عقلایی، دیگر تفاوتی بین پایداری واقعی و برآوردی سرمایهگذاران از سود و اجزای آن وجود ندارد. به عبارت دیگر، ادعای کرافت و همکاران (2007) و اندرسون و همکاران (2009) در این خصوص که با تفکیک شرکتها بر اساس خصوصیات و ویژگی آنها، درک سرمایهگذاران از پایداری اجزای آن صحیحتر خواهد شد و قیمتگذاری بهصورت عقلایی انجام میگیرد تأیید میشود و دیگر ناهنجاری اقلام تعهدی که در مرحله قبل از افزودن شاهد آن بودیم، از بین خواهد رفت. این یافته برای تصمیمات آگاهانه و وسیعتر شدن دید سرمایهگذاران و دستیابی راحتتر و درستتر به اهداف آنها میتواند مفید و اثرگذار واقع گردد.
پیشنهادهای کاربردی
میدانیم که نقش تحلیلگران مالی و سرمایهگذاران آگاه نیز در رفتار بازار سهام انکارناپذیر است. بنابراین، توجه و تأکید خاص و زیاد به سود گزارش شده، اجزای نقدی و تعهدی آن و عدم توجه به کیفیت و پایداری آنها میتواند باعث اشتباه در تفسیر وضعیت یک شرکت شود. به نظر میرسد توجه به ابعاد کیفی سود و استفاده از فرمولهای مناسب برای محاسبه کیفیت سود، که دارای محتوای اطلاعاتی برای تفسیر وضعیت یک شرکت است، میتواند به عکسالعمل صحیح و منطقی بازار در مقابل گزارش سود توسط شرکتها منجر شود.
به تمامی سرمایهگذاران بالفعل و بالقوه در بازار سهام پیشنهاد میشود برای برآورد صحیحتر پایداری سود و اجزای نقدی و تعهدی آن و جلوگیری از قیمتگذاری اشتباه سهام (برآورد بیش با کمتر از واقع بازده سهام) به ویژگیها و خصوصیات شرکتهای مورد بررسی توجه و دقت خاص نمایند و مقایسه این اقلام را در شرکتهایی با ویژگیهای مشترک انجام دهند تا از درک نادرست آنها در مورد میزان پایداری سود و اجزای آن که به ایجاد ناهنجاری اقلام تعهدی و تصمیمات اقتصادی اشتباه منجر میگردد، جلوگیری شود.
محدودیتهای پژوهش
همواره گام نهادن در راه رسیدن به هدف با محدودیتهایی همراه است که باعث میشود رسیدن به هدف مورد نظر با کُندی همراه شود. در این راستا محدودیتهای پژوهش حاضر به شرح زیر قابل ذکر است:
1- پژوهش حاضر با استفاده از دادههای 49 شرکت فعال در صنایع فلزی و کانه فلزی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازده زمانی 1380 تا 1390 انجام شده و دربردارنده همه شرکتهای عضو در بورس اوراق بهادار تهران است. لذا در تسری نتایج حاصل از آن، به کل به شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار و شرکتهای غیربورسی و دولتی و دوره قبل و بعد از بازده زمانی مذکور باید جانب احتیاط رعایت گردد.
2- 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.
3- برای محاسبه متغیرهای پژوهش از «سود بعد از مالیات و اقلام غیرعادی و قبل از اقلام غیرمترقبه» استفاده شده است. شرکتهای بورس اوراق بهادار تهران در افشای اقلام غیرمترقبه در صورتهای مالی با احتیاط بیش از اندازه عمل میکنند و به ندرت اقلام غیرمترقبه را به صورت واقعی گزارش مینمایند.
)
