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

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

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

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

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

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

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

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

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

فرضیه‌های پژوهش

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

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

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

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

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

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

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

روش پژوهش

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

روش و ابزار گردآوری اطلاعات

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

روش تجزیه و تحلیل اطلاعات

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

تعریف عملیاتی متغیرها

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

F = 5.52x_{1 i, t} + 0.212x_{2 i, t} + 0.073x_{3 i,t} + 1.27x_{4 i,t} – 0.12x_{5 i,t} + 2.335x_{6 i,t} + 0.575x_{7 i,t} + 1.082x_{8 i,t} + 0.894x_{9 i,t} – 6.075                                رابطۀ (1)

نگارۀ 1. متغیرهای شاخص فالمر

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

E (R_it) = _i +                                                   رابطۀ (2)

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

_i و : شاخص‌های برآوردی برای الگوی بازار،

: بازده واقعی پرتفوی بازار در دورۀ t.

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

R_it = _i +  + رابطۀ (3)                         

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

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

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

متغیر وابسته

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

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

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

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

که در رابطۀ (4) و (5):

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

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

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

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

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

یعنی معادلۀ رگرسیون به صورت رابطۀ (7) است:

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

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

متغیرهای تعدیل‌کننده

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

رابطۀ (8)

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

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

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

درصد اعضای غیرموظف =

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

متغیرهای کنترلی

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

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

مدل‌های آزمون فرضیه‌های پژوهش

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

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

مدل آزمون فرضیۀ اصلی یک ]33[:

UX_it/P_it =  + UR_it +  UR_it × DR_it +  UR_it × BETA_it +  UR_it ×GROWTH_it +  _itرابطۀ (9)                                                               

که در آن:

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

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

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

مدل آزمون فرضیۀ اصلی دو ]33[:

UX_it/P_it = α₀ + α₁ UR_it + α₂ UR_it × DR_it + α₃ UR_it × DR_it × CG_it + α₄ UR_it × CG_it + α₅ UR_it × BETA_it + α₆ UR_it ×GROWTH_it +  _it

رابطۀ (10)

که در آن:

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

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

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

UX_it/P_it = α₀ + α₁UR_it + α₂UR × DR_it + α₃UR × DR × OWNCON _it α+₄UR × OWNCON _it + f (control variables) +  رابطۀ (11)                     

که در آن:

OWNCON: تمرکز مالکیت

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

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

UX_it/P_it = α₀ + α₁UR_it + α₂UR_it × DR_it + α₃UR_it × DR_it × INSOWN _it α+₄UR_it × INSOWN_it + f (control variables) +                         رابطۀ (12)

که در آن:

INSOWN: مالکیت نهادی

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

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

UX_it/P_it = α₀ + α₁UR_it + α₂UR _it × DR_it + α₃UR _it × DR _it × BRDIND _it α+₄UR _it × BRDIND _it + f (control variables) +                         رابطۀ (13)

که در آن:

BRDIND: استقلال هیأت‌مدیره

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

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

UX_it/P_it = α₀ + α₁UR_it + α₂UR_it × DR_it + α₃UR_it × DR_it × AUD_it α+₄UR_it × AUD_it + f (control variables) +                                       رابطۀ (14)

که در آن:

AUD: نوع حسابرس

جامعه و نمونۀ آماری

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

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

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

یافته‌های پژوهش

بررسی آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

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

نگارۀ 2. آمار توصیفی متغیر‌های پژوهش

منبع : یافته‌های پژوهش

بررسی مانایی متغیرهای پژوهش

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

نگارۀ 3. آزمون مانایی متغیر‌های پژوهش

منبع: یافته‌های پژوهش

آزمون F لیمر برای تشخیص تلفیقی یا ترکیبی‌بودن

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

نگارۀ 4. نتایج آزمون F لیمر

منبع: یافته‌های پژوهش

آزمون ناهمسانی واریانس‌ها و خودهمبستگی

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

آزمون فرضیه‌های پژوهش

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

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

نگارۀ 5. نتایج آزمون فرضیۀ اصلی یک پژوهش

منبع: یافته‌های پژوهش

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

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

نگارۀ 6. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی یک پژوهش

منبع : یافته‌های پژوهش

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

نگارۀ 7. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی دو پژوهش

منبع: یافته‌های پژوهش

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

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

مدل رگرسیون فرضیۀ فرعی سه:

UX_it/P_it = α₀ + α₁CAR_it + α₂CAR × DR_it + α₃CAR × DR × BRDIND _it α+₄CAR × BRDIND _it + f (control variables) +

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

نگارۀ 8. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی سه پژوهش

منبع‌: یافته‌های پژوهش

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

آزمون فرضیۀ فرعی چهار پژوهش

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

مدل رگرسیون فرضیۀ فرعی چهار:

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

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

نگارۀ 9. نتایج آزمون فرضیۀ فرعی چهار پژوهش

منبع‌: یافته‌های پژوهش