نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار حسابداری، دانشگاه مازندران، بابلسر، ایران
2 دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه مازندران، بابلسر، ایران
3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه مازندران، بابلسر، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Competition in the product market with the effect on the Earning Predictability (as one of the quality of earning criteria), causes the accounting information to be relevant and improves the needed information of investors for economic decision making an it changes the expectations of investors and is valued by them which finally changes the stock returns of firms. So the main purpose of the study is to mediating effect of earning predictability on the relationship between product market competition and Stock returns in listed companies at tehran stock exchange. So 76 listed companies at Tehran stock exchange in the period from 2011 to 2015 were selected purposefully and Their data have been analyzed using hybrid analysis. In this study, the Herfindahl-Hirschman index was used to measure the competition in the product market and to estimate the Forecasting power of earnings, Volari and Jenkins [44] model have been used. Findings of the research show that there is a positive and significant relationship between product market competition and Earning Predictability. Also, Earning Predictability has a Mediating effect on the relationship between product market competition and stock returns.
کلیدواژه‌ها [English]
به‌دنبال رسواییهای شرکتهای بزرگ دنیا و افزایش بی‌اطمینان ناشی از پیچیده‌‌تر‌شدن محیطهای تجاری، در سال‌‌های اخیر، اعتماد سرمایهگذاران به درستی ارقام حسابداری و همچنین، توان پیش‌‌بینی عملکرد آتی واحدهای تجاری با استفاده از اطلاعات تاریخی به‌دلیل ضعف در محیطهای کنترلی تضعیف شده است ]5[. همچنین، رسواییهای مالی موجب شده است مفهوم کیفیت سود، عاملی مهم در تعیین اعتبار و قابلیت اتکای ارقام گزارش‌شده در صورت‌‌های مالی تلقی شود ]13[؛ اما علی‌رغم معیارهای مختلف کیفیت سود در ادبیات حسابداری و مالی همچون، پایداری سود، قدرت پیش‌‌بینی سود و کیفیت اقلام تعهدی ]38، 42، 30[، ولاری و جنکینز ]44[ معتقدند از میان معیارهای مزبور، قدرت پیشبینیکنندگی سود از اهمیت ویژه‌‌ای برخوردار است؛ چراکه سرمایهگذاران آن را معیاری برای ارزیابی ارزش شرکت و همچنین، پیش‌‌بینی جریان‌‌های نقدی آتی می‌دانند.
ادبیات حسابداری مالی نشان می‌‌دهند عوامل متعددی بر قدرت پیش‌‌بینی سود تأثیرگذار است ]23،14،10[. در تبیین این عوامل، رقابت در بازار محصول و چگونگی میزان تأثیر آن از جمله عواملی است که علی‌رغم رقابت جهانی و کم‌شدن فاصلۀ جهانی بازارها، در سال های اخیر کمتر به بحث گرفته شده است.
واعظ و همکاران ]22[ معتقدند در حال حاضر رقابت‌‌پذیری معیار مهمی برای ارزیابی میزان موفقیت واحدهای تجاری در محیطهای رقابتی، سیاسی، اقتصادی و تجاری محسوب میشود. همچنین، افزایش رقابت در بازار محصول، عدم‌تقارن اطلاعاتی و هزینه‌‌های نمایندگی را کاهش میدهد که این مسأله باعث به‌وجود‌آمدن فرصتی بزرگ برای سرمایهگذاران میشود تا از این طریق بتوانند میزان عملکرد آتی شرکت را در بین رقبا در بازار محصول اندازهگیری کنند ]27[. ریس ]41[ معتقد است رقابت در بازار محصول موجب کاهش اقدام‌‌های نادرست مدیریت میشود و با کاهش فرصت دستکاری سود، کیفیت سود و در نتیجه کیفیت اطلاعات حسابداری را افزایش میدهد؛ بنابراین، بر مبنای نظریۀ نمایندگی، رقابت در بازار محصول با کاهش هزینه‌‌های نمایندگی و افزایش کیفیت اطلاعات ارائه‌شده، می‌‌تواند بر قدرت پیشبینیکنندگی اطلاعات برای سرمایهگذاران اثرگذار باشد. علی‌رغم این نظرات، طیف دیگری از پژوهشگران، بر این دیدگاه هستند که بازارهای رقابتی موجب افزایش جریان‌‌های اطلاعاتی، نه لزوماً اطلاعات با‌کیفیت، به بازار می‌‌شوند. در این رابطه لی ]36[ معتقد است رقابت در بازار محصول موجب میشود مدیران اطلاعات ناقص و غیر‌شفافی دربارۀ عملکرد مالی و چشم‌اندازهای آتی شرکت افشا کنند که این امر موجب کاهش در کیفیت اطلاعات ارائه‌شده به بازار میشود. بر همین اساس، شدت و نحوۀ تأثیر میزان رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود شرکت‌‌ها موضوعی قابل پژوهش است که پرسش اول پژوهش حاضر درصدد پاسخگویی آن است؛ یعنی با توجه به وضعیت رقابتی بیشتر صنایع در بورس اوراق بهادار، پژوهش اول به شرح زیر قابل طرح است:
تأثیر‌‌گذاری رقابت در بازار محصول، بر قدرت پیشبینیکنندگی سود در شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران چگونه است؟
همچنین، پژوهش‌‌ها نشان میدهد سرمایهگذاران برای قیمت‌‌گذاری سهام به اطلاعات با کیفیت و مربوطی که مدیران گزارش می‌‌کنند، توجه زیادی نشان می‌‌دهند ]35[. در واقع این اطلاعات بیانکننده انتظارهای مدیران دربارۀ رویدادهای احتمالی آتی است و هرچه این اطلاعات از کیفیت بیشتر و مربوط‌‌تری برخوردار باشد، قابلیت پیشبینیکنندگی بیشتری را برای سرمایهگذاران و تحلیلگران میسر می‌‌سازد. این امر موجب میشود سرمایهگذاران با اتکا به این اطلاعات و پیش‌‌بینی‌‌ها اقدام به سرمایه‌‌گذاری کنند، واکنشی که تغییرات در قیمت و بازده سهام شرکت‌‌ها را به‌دنبال دارد ]9[. در واقع بازده سهام منعکس‌کنندۀ انتظارهای سرمایهگذاران از عملکرد آتی شرکت است و انتظار میرود اطلاعات با کیفیت بتواند بر تغییر انتظارهای سرمایهگذاران اثر بگذارد ]6،1[. بر همین اساس، کیفیت سود از جنبۀ قدرت پیشبینیکنندگی سود، جنبۀ بسیار مهمی از سود حسابداری است که بر قیمت سهام و در نهایت بازده سهام شرکت‌‌ها اثرگذار است. به‌عبارتی، انتظار داریم سرمایهگذاران این ارزش را قیمت‌‌گذاری کنند؛ این قیمت‌‌گذاری از طریق تغییرات قیمت یا بازده قابل مشاهده و بررسی است. با توجه به مطالب یادشده، ضرورت بررسی بیشتر دربارۀ قدرت پیشبینیکنندگی سود و اینکه چگونه بر قدرت پیشبینیکنندگی سود بازده سهام تأثیر می‌گذارد، موضوع با اهمیت دیگری است که در این پژوهش به آن پرداخته میشود. مرور پژوهش‌‌ها در همین رابطه نیز نشان میدهد رقابت در بازار محصول بر بازده سهام تأثیر دارد ]31[. با توجه به این مطلب که قدرت پیشبینیکنندگی سود بر بازده سهام تأثیرگذار است و بیان این نکته که رقابت بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود تأثیر دارد، می‌‌توان انتظار داشت دلیل ارتباط بین رقابت بازار محصول و بازده سهام از قدرت پیشبینیکنندگی سود تأثیر میگیرد؛ به عبارتی، این ارتباط غیرمستقیم قدرت پیشبینیکنندگی سود (یکی از معیارهای کیفیت سود) است که سبب میشود تا ارتباط مستقیمی بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام مشاهده شود.
مبانی نظری یادشده و مرور پژوهش‌‌های گذشته نشان میدهد علی‌رغم وجود پژوهش‌‌های زیادی که به تأثیر مستقیم رقابت در بازار محصول بر بازده سهام پرداخته‌‌اند ]34،28،43،33،20[، پژوهشی که به بررسی اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام پرداخته باشد، وجود ندارد. بر این اساس، پژوهش حاضر درصدد پاسخ به این پرسش است که آیا قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام اثر میانجی دارد یا نه.
انتظار میرود یافته‌‌های این پژوهش، اطلاعات بیشتری را برای تجزیه و تحلیل در اختیار سرمایهگذاران، تحلیلگران و مدیران، در محیط رقابتی قرار دهد و همچنین، موجب تبیین بهتر محیط تجاری شود و شواهد تجربی روشن‌‌تری از رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام ارائه کند.
بر این اساس، در ادامه پس از مرور مبانی نظری پژوهش و پیشینۀ پژوهش‌‌های گذشتۀ داخل و خارج، فرضیه‌‌های پژوهش بررسی و سپس روش پژوهش ارائه و در پایان به تجزیه و تحلیل داده‌‌ها و ارائۀ نتایج پرداخته میشود.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
رقابت در بازار محصول و قدرت پیشبینیکنندگی سود
در ادبیات مالی، ارتباط میان رقابت در بازار محصول و قدرت پیشبینیکنندگی سود بر مبنای نظریۀ نمایندگی قابل تفسیر است. بر اساس نظریۀ نمایندگی، سهامداران و سرمایهگذاران علاقه دارند بازده سرمایه‌‌گذاری و قیمت اوراق بهادار حداکثر شود، حال آنکه الزاماً این موضوع به حداکثر‌کردن تابع مطلوبیت مدیران منجر نمیشود. بر این اساس، قانون‌‌گذاران و بازیگران بازار سرمایه همواره به‌دنبال سازوکارهایی بودند تا تابع مطلوبیت مدیران و ذی‌نفعان را همسو و هم‌‌جهت سازند ]14[. هارت ]32[ معتقد است رقابت در بازار محصول، یک سازوکار نظارتی و نظم‌‌دهنده، برای در کنترل در‌آوردن مشکلات نمایندگی است؛ یعنی اینکه رقابت در بازار محصول سبب کاهش هزینه‌‌های نمایندگی میشود و این سطح پایین هزینه‌‌های نمایندگی شرکت‌‌ها، در کیفیت اطلاعات ارائه‌شدۀ آنها منعکس خواهد شد. بر این اساس، رقابت در بازار محصول، در مدیران انگیزه‌‌ای را فراهم میکند که با دقت هرچه بیشتر منافع آنها با منافع سهامداران منطبق شود. همچنین، رقابت در بازار محصول یکی از عوامل مهمی است که در تصمیم‌‌های افشای داوطلبانۀ مدیران، نقش بسزایی دارد و با افزایش آن در بازار و اعمال فشار بر مدیران دربارۀ ارائۀ اطلاعات قابل اتکا و به‌‌موقع، به بهبود کیفیت اطلاعات مالی منجر میشود ]27،21[. در یک فضای متمرکز و غیررقابتی، اطلاعات با کیفیت مناسب افشا نخواهد شد و با بهبود وضعیت رقابتی، شرایط لازم برای افشای مناسب و با کیفیت اطلاعات فراهم میشود. به‌عبارت دیگر، در صنایع با رقابت پایین شرکت‌‌ها از ترس جلب توجه رقبا، انگیزۀ کمتری برای افشای اطلاعات مؤثر و سودمند دارند؛ زیرا شرکت‌‌ها قصد دارند انحصار موجود را به نفع خود حفظ کنند و از مزایای آن بهره‌‌مند شوند ]11[؛ بنابراین انتظار میرود در محیطهای رقابتی با افزایش کیفیت اطلاعات ارائه‌شده ازسوی مدیران و کاهش هزینه‌‌های نمایندگی، اطمینان و اعتماد سرمایهگذاران به درستی ارقام حسابداری افزایش یابد و همچنین، توان پیشبینیکنندگی سودهای آتی واحدهای تجاری برای آنان بهبود یابد. به‌عبارت دیگر، با توجه به تمرکز سرمایهگذاران به رقم نهایی سود، انتظار میرود افزایش رقابت در بازار محصول، موجب تغییر کیفیت سود ارائه‌شده ازسوی مدیران شود و در نتیجه بر سودمندی و قدرت پیشبینیکنندگی سود تأثیر بگذارد؛ یعنی رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود اثر بگذارد و به‌دنبال آن بر تصمیم‌‌گیری‌‌های اقتصادی استفاده‌‌کنندگان را تأثیرگذار باشد. در این پژوهش درصدد پاسخگویی به این پرسش هستیم که میزان تأثیر رقابت در بازار محصولات بر قدرت پیشبینیکنندگی سود شرکت‌‌ها چگونه است.
قدرت پیشبینیکنندگی سود و بازده سهام
قدرت پیشبینیکنندگی سود، مکمل مناسبی برای ارزیابی مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری تلقی میشود و سودی تعریف میشود که سرمایهگذاران می‌‌توانند بر اساس اطلاعات گذشته و جاری، سود و جریان‌‌های نقدی آتی را پیش‌‌بینی کنند و در آن سهیم باشند ]24[. پژوهش‌‌ها نشان میدهد فعالان بازار علاقه‌‌مند به داشتن آگاهی از قدرت پیشبینیکنندگی سود هستند؛ چراکه این اطلاعات می‌‌تواند اطلاعات مربوطی برای اخذ تصمیمات منطقی آنها را فراهم آورد. اینکه چگونه می‌‌توان ارتباط نظری بین قدرت پیشبینیکنندگی سود و قیمت و بازده سهام را پیدا کرد، به نظریۀ بازار و نظریۀ انتظارات سرمایهگذاران بر می‌‌گردد ]6،37[. مطابق نظریۀ بازار و نظریۀ انتظارات، قیمت سهام انعکاسی از انتظارات سرمایهگذاران است. همچنین، انتظارات سرمایهگذاران ریشه در اطلاعات دارد؛ بنابراین، تغییر قیمت‌‌ها در بازار تابعی از تغییر انتظارات است. به عبارتی، بازار با توجه به اطلاعات با کیفیتی که از منابع اطلاعاتی مختلف دریافت میکند، به‌خصوص اطلاعات حسابداری، واکنش نشان میدهد و از این طریق موجب تغییرات بازده سهام شرکت‌‌ها میشود ]7[. علی‌رغم این مهم، یافته‌‌های پژوهش‌‌ها نشان میدهد عوامل متعددی بر انتظارات سرمایهگذاران و قیمت‌‌گذاری آنها تأثیر دارد ]2،4،7،9،15[؛ که در این میان، کیفیت سود که قدرت پیشبینیکنندگی یکی از جنبه‌‌های مهم آن است، با اهمیت تلقی میشود؛ بنابراین، مطالعه و بررسی اثر قدرت پیشبینیکنندگی سود بر بازده سهام شرکت‌‌ها بهعنوان یک پرسش مطرح میشود. به‌عبارت دیگر، مطابق با نظریۀ انتظارات شناسایی چگونگی واکنش بازار از طریق بازده سهام شرکت‌‌ها نسبت به اطلاعات مرتبط با کیفیت سود به‌ویژه قدرت پیشبینیکنندگی سود در ارزیابی میزان سودمندی اطلاعات حسابداری مفید است.
رقابت در بازار محصول، قدرت پیشبینیکنندگی سود و بازده سهام
با توجه به تأثیر رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود مطابق با نظریۀ نمایندگی و همچنین، تأثیر قدرت پیشبینیکنندگی سود بر بازده سهام، مطابق با نظریۀ بازار و نظریۀ انتظارات، اثر دومینویی رقابت در بازار محصول بر بازده سهام از طریق تأثیر بر قدرت پیشبینیکنندگی سود انتظار میرود؛ یعنی ساختار رقابتی بازار با تأثیر بر قدرت پیشبینیکنندگی سود (یکی از معیارهای کیفیت سود) بر مربوط‌بودن اطلاعات مورد نیاز سرمایهگذاران در تصمیم‌‌های اقتصادیشان اثر می‌گذارد و همچنین، از طریق کاهش ریسک سرمایه‌‌گذاری و افزایش احتمال کسب بازده مورد انتظار به آنها کمک میکند تا اطلاعات مربوط و قابل پیش‌‌بینی بازار را ارزش‌‌گذاری کنند و به مبادلات بپردازند. مبادلاتی که سبب افزایش حجم معاملات سهام در بازار میشود و در نهایت بر قیمت و بازده سهام شرکت‌‌ها تأثیر می‌گذارد ]18[. به‌عبارت دیگر، رقابت در بازار
محصول با تأثیر بر قدرت پیشبینیکنندگی سود به سرمایهگذاران در ارزیابی مربوط‌بودن اطلاعات افشا‌شدۀ شرکت‌‌ها کمک میکند و سبب میشود تا آنان با اتکای به این موضوع، با قابلیت اتکای بیشتری عملکرد و سودآوری آتی شرکت را برآورد کنند. حال اگر رقابت در بازار محصول باعث کاهش قدرت پیشبینیکنندگی سود شود، در نتیجه ساختار رقابتی بازار بر ارزش‌‌گذاری سرمایهگذاران تأثیر کمتری خواهد داشت یا حتی حذف میشود که به تبع آن قیمت‌‌گذاری دارای ریسک بالا و بازده سهام پایین خواهد بود ]30[. با توجه به این امر استفاده‌‌کنندگان از صورت‌‌های مالی برای اینکه سرمایه‌‌گذاری سودآورتری داشته باشند، باید اثر ساختار رقابتی بازار بر قدرت پیشبینیکنندگی سود را ارزش‌‌گذاری کنند و در تصمیمات خود دخالت دهند. با توجه به چنین ارتباطی انتظار داریم قدرت پیشبینیکنندگی سود (یکی از معیارهای کیفیت سود) اثر میانجی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام داشته باشد. بر همین اساس، در این پژوهش درصدد هستیم تا به بررسی اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود در ارتباط بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام شرکت‌‌ها بپردازیم. بهمنظور دستیابی به هدف فوق، مرور پیشینۀ پژوهش‌‌های انجام‌شده مفید است که در ادامه به آن پرداخته میشود. همچنین، الگوی مفهومی این پژوهش برای آزمون اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام بهصورت زیر قابل ارائه است:
الگوی مفهومی پژوهش
بهطور کلی، پژوهشی وجود ندارد که بهطور مستقیم به بررسی اثر رقابت در بازار محصول و قدرت پیشبینیکنندگی سود و همچنین، بررسی اثر قدرت پیشبینیکنندگی سود بر بازده سهام و در نهایت به بررسی اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام پرداخته باشد. در ادامه به برخی از پژوهش‌‌های مرتبط در این حوزه پرداخته میشود.
بالاکریشان و کوهن ]25[ به بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول و کیفیت اطلاعات حسابداری پرداختند. نتایج آنان نشان داد رقابت در بازار محصول نیروی محدود‌‌کننده در مدیران در خصوص گزارشگری مالی نادرست اطلاعات است. همچنین، نمازی و همکاران ]21[ در پژوهشی مشابه در ایران به این نتیجه رسیده‌‌اند بهطور کلی بین شاخص‌‌های رقابت در بازار محصول و معیار کیفیت اطلاعات مالی، رابطۀ مستقیم و معناداری وجود دارد. چنگ و همکاران ]27[ در پژوهشی به بررسی رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پرداختند. نتایج پژوهش آنها نشان داد بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود رابطۀ معنادار مثبتی وجود دارد. در پژوهشی مشابه در ایران، غیوری و همکاران ]11[ به این نتیجه دست یافتند رقابت در بازار محصول تأثیر مثبت و معناداری بر کیفیت سود دارد. همچنین، در رابطه با ارتباط بین ساختار رقابتی بازار و بازده سهام، در پژوهشی هو و رابینسون ]34[ با مطالعۀ شرکتهای آمریکایی به این نتیجه دست یافتند شرکتهای موجود در صنایع رقابتی بازده سهام بیشتری کسب می‌‌کنند. نمازی و ابراهیمی ]20[ نیز در پژوهشی مشابه در ایران به این نتیجه دست یافتند هرچقدر رقابت بین صنایع بیشتر باشد، بازده سهام نیز بیشتر خواهد بود. به بیان دیگر، شرکتهای موجود در صنایع رقابتی بازده بیشتری کسب می‌‌کنند. همچنین، در رابطه با قدرت پیشبینیکنندگی سود، فخاری و همکاران ]14[ در پژوهشی به بررسی تأثیر مدیریت سود بر قدرت پیشبینیکنندگی سود پرداختند. نتایج آنها نشان داد مدیریت سود منجر به کاهش قدرت پیشبینیکنندگی سود شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران میشود. در پژوهشی دیگر، دستگیر و همکاران ]7[ به بررسی رابطه بین کیفیت سود (پراکندگی سود) و بازده سهام پرداختند. نتایج آنها نشان داد بین کیفیت سود و بازده سهام رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. همچنین، در پژوهشی دیگر رضازاده و آشتاب ]9[ به بررسی رابطه بین دقت پیش‌‌بینی سود و بازده سهام شرکتهای تازه‌وارد به بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج آنها نشان داد بین خطای پیش‌‌بینی سود و بازده اولیۀ سهام شرکتهای تازه‌وارد، رابطۀ معنادار وجود دارد. بدین ترتیب معلوم میشود سرمایهگذاران می‌‌توانند خطای پیش‌‌بینی سود را تشخیص دهند و از آن در قیمت‌‌گذاری سهام استفاده کنند. ناظمی و همکاران ]19[ نیز دریافتند بین کیفیت افشای اطلاعات مالی و بازده سهام شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران یک رابطۀ دوطرفه وجود دارد.
بهطور کلی، مرور پیشینۀ پژوهش‌‌ها نشان میدهد رقابت در بازار محصول، تأثیر مثبت و معناداری بر کیفیت سود و همچنین اطلاعات حسابداری ارائه‌شده به بازار داشته است. بر این اساس، پرسشهای اصلی پژوهش حاضر بهصورت زیر قابل طرح است:
- آیا رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود اثر دارد؟
-آیا قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام اثر میانجی دارد؟
فرضیه‌‌های پژوهش
بر اساس مبانی نظری مبتنی بر نظریه‌های نمایندگی، انتظارات و بازار، بهمنظور رسیدن به پاسخ پرسشهای پژوهش، فرضیه‌‌هایی به شرح زیر تدوین شده است:
فرضیۀ اول: رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود تأثیر معناداری دارد.
فرضیۀ دوم: قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام اثر میانجی دارد.
روش پژوهش
پژوهش حاضر بر حسب هدف کاربردی و بر اساس روش جمع‌‌آوری داده‌‌ها جزء پژوهش‌‌های توصیفی همبستگی مبتنی بر رگرسیون چند‌متغیره است که در آن از روش تحلیل ترکیبی داده‌‌ها استفاده شده است. همچنین، با توجه به اینکه پژوهش حاضر بر اساس یک‌سری از اطلاعات واقعی شرکت‌‌ها انجام میشود، در حوزۀ پژوهش‌‌های اثباتی و تجربی حسابداری قرار میگیرد. برای آزمون فرضیه‌‌ها از اطلاعات گردآوری‌شده مبتنی بر اطلاعات واقعی بازار سهام، صورت‌‌های مالی و یادداشت‌‌های همراه صورت‌‌های مالی شرکت‌‌ها استفاده شده است. برای به‌دست آوردن بخشی از اطلاعات راجع به صورت‌‌های مالی، از سایت سازمان بورس استفاده شده است. جامعۀ آماری پژوهش حاضر متشکل از کلیۀ شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1390 تا 1394 است. همچنین، برای اندازهگیری متغیر قدرت پیش‌‌بینی سود، از اطلاعات پنج‌سال قبل (1386 تا 1394) از دوره زمانی استفاده شده است. در این پژوهش در انتخاب نمونه از روش هدفمند استفاده شده است، بدین ترتیب که نخست تمام شرکت‌‌ها در دوره زمانی 1386 تا 1394 انتخاب شدند، سپس از بین شرکتهای موجود، شرکت‌‌هایی که هریک از شرایط زیر را نداشتند، از نمونه خارج شدند:
1- قبل از سال 1386 در بورس پذیرفته شده باشند.
2- اطلاعات آنها در دسترس باشد.
3- جزء شرکتهای سرمایه‌‌گذاری و واسطه‌‌گری مالی نباشد.
4- معاملات سهام آنها طی دورۀ پژوهش بیش از سه ماه در بورس اوراق بهادار تهران متوقف نشده باشد.
5- شرکت‌‌ها نباید سال مالی خود را تغییر داده باشند.
با در نظر گرفتن محدودیت‌‌های فوق در نهایت تعداد 76 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در 9 صنعت (گروه فلزات اساسی، خودرو و ساخت قطعات، مواد و محصولات دارویی، محصولات شیمیایی، محصولات کانی غیرفلزی، ماشین‌‌آلات و تجهیزات، گروه صنایع سیمانی، محصولات غذایی و آشامیدنی، لاستیک و پلاستیک)، در دوره زمانی 1390 تا 1394، نمونه انتخاب شدند. همچنین، برای خلاصه‌کردن اطلاعات از نرم‌افزار صفحه گسترده اکسل[1] استفاده شده است. در نهایت با استفاده از نرم‌افزار ایویوز[2] و اس‌پی‌اس‌اس[3] تجزیه و تحلیل داده‌‌ها و آزمون فرضیه صورت گرفته است. نگارۀ (1) نحوۀ انتخاب نمونه آماری بررسی‌‌شده در این پژوهش را بهصورت خلاصه نشان میدهد.
|
نگارۀ 1- مراحل انتخاب نمونه آماری |
|
|
عنوان |
تعداد |
|
تعداد شرکت‌‌هایی که دوره مالی آنها منتهی به 29 اسفند‌ماه بوده است. |
320 |
|
شرکتهای سرمایه‌‌گذاری و واسطه‌‌گری مالی و بانک‌‌ها |
(45) |
|
شرکت‌‌هایی که صورت‌‌های مالی آن حسابرسی نشده است. |
(126) |
|
شرکت‌‌هایی که سهام آنها معامله نشده است. |
(24) |
|
شرکت‌‌هایی که اطلاعات لازم برای اندازهگیری متغیرها را نداشتند. |
(49) |
|
تعداد نمونۀ نهایی این پژوهش |
76 |
الگو و متغیرهای پژوهش
در بیشتر پژوهش‌‌ها، برای آزمون اثر میانجی متغیرها از رویکرد بارون و کنی ]26[ استفاده می‌‌کنند ]17،16،8[. ولی اخیراً ژائو و همکاران ]46[ نقد و اصلاحاتی را در خصوص این آزمون مطرح کرده‌‌اند. بر اساس رویکرد بارون و کنی، اثر متغیر میانجی باید سه شرط داشته باشد: 1- متغیر یا متغیرهای مستقل باید بر متغیر میانجی تأثیر داشته باشند؛ 2- متغیر یا متغیرهای مستقل باید بر متغیر وابسته تأثیر داشته باشد؛ 3- متغیر میانجی باید بر متغیر وابسته در رگرسیونی از متغیرهای مستقل و متغیر میانجی بر متغیر وابسته تأثیر داشته باشد. بارون و کنی ]26[ معتقد بودند اثر میانجی کامل زمانی ایجاد میشود که متغیر یا متغیرهای مستقل در معادلۀ سوم هیچ تأثیری بر متغیر وابسته نداشته باشند؛ اما در معادلۀ سوم اگر متغیر مستقل بر متغیر وابسته تأثیر کمتری نسبت به معادلۀ دوم داشته باشد، در آن صورت متغیر میانجی جزئی خواهد بود ]45[.
اخیراً ژائو و همکاران ]46 [ بیان داشتند شرط دوم آزمون بارون و کنی، یعنی بررسی رابطه بین متغیر مستقل و متغیر وابسته، نه‌تنها ضروری نیست، گمراه‌‌کننده نیز هست؛ چراکه بررسی اثر کلی متغیر مستقل بر متغیر وابسته در‌بردارندۀ اثر مستقیم و غیرمستقیم متغیر مستقل بر وابسته است. این در صورتی است که متغیر میانجی تنها باید با وجود اثر غیرمستقیم سنجش شود. در واقع، الگو‌‌های میانجیگر معطوف به بررسی و آزمون اثرات غیرمستقیم طراحی می‌‌شوند و اثرات مستقیم کمتر بهعنوان هدف پژوهش مطرح میشود. به بیان ساده‌‌تر، برای نشان دادن اثر میانجی، باید اثر غیرمستقیم متغیر مستقل به همراه متغیر میانجی در یک الگو سنجش شده باشد ]46[؛ بنابراین، آنها برای بررسی اثر میانجی، از دو مرحلۀ رگرسیون استفاده کرده‌‌اند. با توجه به برتری روش ژائو نسبت به روش بارون و کنی، در پژوهش حاضر برای آزمون اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام از الگوی ژائو و همکاران ]46[ استفاده شده است. همچنین، از روش بوت استراپ[4] در برنامۀ ماکرو پریچر و هایز[5]]39[ نیز برای تعیین معناداری مسیرهای غیرمستقیم متغیر مستقل بر متغیر وابسته از طریق متغیر میانجی استفاده شد. در فن مطرح شدۀ پریچر و هایز ]39[ از روش بوت استراپ و فاصلۀ اطمینان حاصل از آن استفاده میشود که نقش میانجی را بهصورت مستقیم ارزیابی میکند. در آزمون سوبل[6]، مشکل مربوط به توزیع غیرنرمال اثر غیرمستقیم نمونه وجود داشت. چون روش بوت استراپ، بازنمود تجربی توزیع اثر غیرمستقیم نمونه را فراهم می‌‌آورد، دیگر پژوهشگر با چنین مشکلی روبه‌‌رو نیست. به علاوه روش بوت استراپ، توان آماری بیشتری دارد ]46[. در روش بوت استراپ برای سنجش اثر غیرمستقیم متغیر مستقل، از طریق متغیر میانجی بر متغیر وابسته، حداقل هزارمرتبه از نمونه، بهصورت تصادفی نمونه‌‌گیری میشود و در هر نمونه‌‌گیری مجدد، اندازۀ اثر غیرمستقیم محاسبه میشود. اندازۀ اثرهای غیرمستقیم از کوچک‌ترین به بزرگ‌ترین مقادیر مرتب میشود. اگر در فاصلۀ اطمینان مورد نظر، کران بالا و پایین اندازۀ اثر غیرمستقیم، صفر نباشد، فرضیۀ پژوهشگر، مبنی بر اثر غیرمستقیم متغیر مستقل از طریق متغیر میانجی بر متغیر وابسته تأیید میشود؛ بنابراین، در این پژوهش از برنامۀ ماکرو در نرم‌افزار spss پریچر و هایز ]39[ استفاده شد. بر همین مبنا دو معادلۀ زیر برای سنجش اثر میانجی قدرت پیش‌‌بینی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام، ارائه شده است:
|
رابطۀ (1) |
EPi,t=a0 + a1 HHIi,t + a2SIZEi,t + a3LEVi,t + a4DLOSSi,t £+i,t |
|
رابطۀ (2) |
b0 + b1HHIi,t + b2EPi,t+ REi,t= b3SIZEi,t + b4PTBi,t + b5BETAi,t + b6LEVi,t+ b7ROAi,t + γi,t |
رابطۀ (1)، برای بررسی شرط اول میانجیگری، یعنی تأثیر رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود است که شکل تعدیل‌شدۀ الگوی آلدماری و اسماعیل ]23[ است.
متغیر وابسته در رابطۀ (1) قدرت پیش‌‌بینی سود (EPi,t) است که مشابه با پژوهش‌‌های ولاری و جنکینز ]44[، لی ]36[ و فخاری و فقیه ]12[ از رابطۀ (3) برای اندازهگیری متغیر قدرت پیش‌‌بینی سود استفاده شده است که شامل ضریب β1رابطه (3) است. همچنین، برای اندازهگیری آن از اطلاعات پنج‌سال قبل از دوره زمانی استفاده شده است و برای هر سال بهصورت سری زمانی برای مدت پنج‌سال برآورد شده است؛ یعنی با استفاده از رگرسیون‌های سری‌‌های زمانی برای هر شرکت در هر سال محاسبه شده است.
|
رابطۀ (3) |
β0 + β1EARNt |
CFOt+1= |
CFOt+1: جریان‌‌های نقدی حاصل از فعالیت‌‌های عملیاتی در دورۀ t+1، تقسیم بر دارایی‌‌های دورۀ t
EARNt: سود عملیاتی در دورۀ t، تقسیم بر دارایی‌‌های دورۀ t
HHIi,t: رقابت در بازار محصول و بهعنوان متغیر مستقل در رابطۀ (1) که باکمک شاخص هرفیندال- هیرشمن[7] محاسبه میشود. شاخص هرفیندال- هیرشمن میزان تمرکز صنعت را اندازهگیری میکند، هرچه این شاخص بزرگ‌تر باشد، میزان تمرکز بیشتر است و رقابت کمتری در صنعت وجود دارد و برعکس. شایان ذکر است این شاخص در پژوهش‌‌های چنگ و همکاران ]27[، نمازی و ابراهیمی ]20[ و خواجوی و همکاران ]6[ استفاده شده است. این شاخص از حاصل جمع توان دوم سهم بازار تمامی بنگاههای فعال در صنعت است که همانند رابطۀ (4) محاسبه میشود:
|
رابطۀ (4) |
HHI = |
که در آن HHI شاخص هرفیندال– هیرشمن، k تعداد بنگاههای فعال در بازار و si سهم بازار شرکت i ام است که همانند رابطۀ (5) محاسبه میشود:
|
رابطۀ (5) |
Si = |
که در آن Xj نشاندهندۀ فروش شرکت jام و l نشاندهندۀ نوع صنعت است.
همچنین، متغیرهای کنترلی رابطۀ (1) شامل:
SIZEi,t: اندازۀ شرکت (لگاریتم ارزش بازار شرکت در پایان سال) که از حاصل‌‌ضرب تعداد کل سهام در قیمت بازار هر سهم شرکت i در سال t به‌دست می‌‌آید. LEVi,t: برابر با نسبت کل بدهی به کل دارایی شرکت i در سال t. DLOSSi,t: زمانی که شرکت i در سال t زیان‌ده باشد، این متغیر برابر یک و زمانی که شرکت سود‌‌ده باشد برابر صفر خواهد بود. تمامی این متغیرهای کنترلی در پژوهش آلدماری و اسماعیل ]24[، متغیرهای تأثیرگذار بر قدرت پیش‌‌بینی سود در نظر گرفته شده‌‌اند.
رابطۀ (2) برای بررسی شرط دوم نقش میانجی، یعنی بررسی تأثیر قدرت پیش‌‌بینی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام است که شکل تعدیل‌شدۀ الگوی پژوهش نمازی و ابراهیمی ]20[ و هاشم ]33[ است:
همچنین، در رابطۀ (2) REi,tبازده سهام (متغیر وابسته) شرکت i در سال t است. این متغیر در پژوهش‌‌های نمازی و ابراهیمی ]20[، دن و همکاران ]28[ و هاشم ]33[ متغیر وابسته درنظر گرفته شده است که از طریق رابطۀ (6) محاسبه میشود:
|
رابطۀ (6) |
: قیمت سهام برای شرکت در زمان t؛ : قیمت سهام برای شرکت در زمان t-1؛ : سود نقدی سهام عادی برای شرکت در طی دورۀ t؛ : مزیت حق تقدم خرید سهام شرکت در زمان t، : مزیت سهام جایزه شرکت در زمان t است.
HHIi,t: شاخص هرفیندال- هیرشمن و معیار رقابت در بازار محصول است که نحوۀ محاسبۀ آن پیش از این بیان شده است.
همچنین، در رابطه با متغیرهای کنترلی رابطۀ (2): SIZEi,t: لگاریتم اندازۀ شرکت (ارزش بازار شرکت در پایان سال) که از حاصل‌‌ضرب تعداد کل سهام در قیمت بازار هر سهم شرکت i در سال t به‌دست می‌‌آید. این متغیر در پژوهش‌‌های نمازی و ابراهیمی ]20[، دن و همکاران ]28[ و هاشم ]33[ یک متغیر اثرگذار بر بازده سهام در نظر گرفته شده است. PTBi,t: نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t است که در پژوهش‌‌های نمازی و ابراهیمی ]20[، دن و همکاران ]28[ و هاشم ]33[ متغیر کنترلی اثرگذار بر بازده سهام در نظر گرفته شده است. BETAi,t: ریسک نظام‌مند بر حسب کوواریانس بازده سهم هر شرکت و بازده بازار، تقسیم بر واریانس بازده بازار اندازهگیری میشود ]20،28،33[. LEVi,t: اهرم مالی که برابر با نسبت کل بدهی به کل دارایی شرکت i در سال t است. این متغیر نیز در پژوهش هاشم ]33[ متغیر کنترلی اثرگذار بر بازده سهام در نظر گرفته شده است. ROAi,t: بازده دارایی‌‌ها، نسبت سود قبل از اقلام غیرعادی بر کل دارایی‌‌های شرکت i در سال t است. این متغیر در پژوهش دستگیر و همکاران ]7[ عامل اثرگذار بر بازده سهام در نظر گرفته شده است.
یافته‌‌های پژوهش
آمار توصیفی
به منظور بررسی و تجزیه و تحلیل داده‌‌ها، آمار توصیفی متغیرهای پژوهش محاسبه و در نگارۀ (1) ارائه شده است. همان‌طور که از نگارۀ (2) قابل مشاهده است، میانگین شاخص هرفیندال- هیرشمن برای کل شرکتهای نمونه 1683/0 است که به بیان دیگر، میانگین فروش خالص بر مجموع فروش صنعت حدود 16 درصد است. همچنین، شاخص هرفیندال- هیرشمن با انحراف‌معیار 0963/0 دارای کمترین پراکندگی از میانگین و متغیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری، با انحراف‌معیار 1097/1 دارای بیشترین پراکندگی از میانگین است. میانگین قدرت پیش‌‌بینی سود و میانه آن و چولگی این متغیر نشان میدهد متغیر قدرت پیشبینیکنندگی سود از یک توزیع نرمال برخوردار است. همچنین، میانگین و میانه بازده سهام به‌ترتیب 2363/0 و 1423/0 است.
|
نگارۀ 2- آمار توصیفی |
|||||||
|
متغیر |
نماد |
میانگین |
میانه |
بیشترین |
کمترین |
انحراف‌معیار |
چولگی |
|
جریان نقد عملیاتی/ دارایی |
CFO |
1503/0 |
1336/0 |
1495/1 |
3676/0- |
1675/0 |
2521/1 |
|
سود عملیاتی/ دارایی |
EARN |
1535/0 |
1352/0 |
6004/0 |
3211/0- |
1260/0 |
5520/0 |
|
شاخص هرفیندال- هیرشمن |
HHI |
1684/0 |
1624/0 |
3508/0 |
0499/0 |
0964/0 |
3009/0 |
|
قدرت پیشبینیکنندگی سود |
EP |
1876/0 |
1143/0 |
9945/1 |
9943/0- |
7211/0 |
4660/2 |
|
بازده سهام |
RE |
2363/0 |
1423/0 |
4120/1 |
3414/0- |
4439/0 |
9755/3 |
|
لگاریتم اندازۀ شرکت |
SIZE |
9444/11 |
8884/11 |
1921/14 |
3187/10 |
7461/0 |
5591/0 |
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
PTB |
8654/1 |
6529/1 |
7332/4 |
4156/0 |
1097/1 |
4087/3 |
|
ریسک نظام‌مند |
BETA |
8345/0 |
7051/0 |
6024/2 |
1936/0- |
7809/0 |
7384/0 |
|
اهرم مالی |
LEV |
6079/0 |
6132/0 |
5656/1 |
1470/0 |
1996/0 |
5869/0 |
|
بازده دارایی‌‌ها |
ROA |
1532/0 |
1338/0 |
6004/0 |
3211/0- |
126/0 |
5587/0 |
|
متغیر ساختگی (سود یا زیان) |
DLOSS |
0712/0 |
0 |
1 |
0 |
2576/0 |
3337/3 |
|
منبع: یافته‌‌های پژوهش |
|||||||
آمار استنباطی
قبل از تخمین الگو، پایایی متغیرهای الگو بررسی میشود. پایایی متغیرهای پژوهش بدان معناست که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌‌های مختلف ثابت بوده
است و در نتیجه استفاده از این متغیرها به رگرسیون کاذب منجر نمیشود. برای سنجش پایا‌بودن متغیرهای پژوهش از آزمون لوین، لین و چو[8] استفاده شده است که نتایج آن در نگارۀ (3) نشان داده شده است.
|
نگارۀ 3- نتایج حاصل از سنجش پایایی متغیرها (آزمون لوین، لین و چو) |
|||
|
متغیر |
نماد |
آماره آزمون |
احتمال آماره آزمون |
|
جریان نقد عملیاتی |
CFO |
5819/10 |
0000/0 |
|
سود عملیاتی |
EARN |
0652/14 |
0000/0 |
|
رقابت در بازار محصول |
HHI |
2418/14 |
0000/0 |
|
قدرت پیش‌‌بینی سود |
EP |
302/125 |
0000/0 |
|
بازده سهام |
RE |
1045/18 |
0000/0 |
|
لگاریتم اندازۀ شرکت |
SIZE |
801/4 |
0000/0 |
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
PTB |
7112/17 |
0000/0 |
|
ریسک نظام‌مند |
BETA |
2902/56 |
0000/0 |
|
اهرم مالی |
LEV |
2894/22 |
0000/0 |
|
بازده دارایی‌‌ها |
ROA |
7522/13 |
0000/0 |
|
منبع: یافته‌‌های پژوهش |
|||
نتایج حاصل از آزمون لوین، لین و چو با توجه به سطح خطای آماری برای تمام متغیرها که کمتر از 5 درصد است، نشاندهندۀ پایا‌بودن تمامی متغیرهاست.
داده‌‌های پژوهش دارای ماهیت ترکیبی از دو بعد زمانی و مقطعی هستند که می‌‌توان آنها را بر مبنای دو رویکرد تلفیقی یا تابلویی، تجزیه و تحلیل کرد. برای تعیین نوع ترکیب داده‌‌ها بهمنظور تخمین الگو از آزمون F لیمر استفاده شده است. فرضیۀ صفر آزمون F لیمر نشاندهندۀ یکسان‌بودن عرض از مبدأها و فرضیۀ یک بیانکننده ناهمگونی آنهاست. در صورت تأیید فرضیۀ صفر، داده‌‌ها بهصورت تلفیقی و بر مبنای رگرسیون معمولی تخمین زده می‌‌شوند و در صورت تأیید فرضیۀ یک، نوع داده‌‌ها تابلویی است. برای تخمین داده‌‌های تابلویی بر اساس نوع روش اثرات ثابت و تصادفی عرض از مبدأها، از آزمون هاسمن[9] استفاده میشود. همچنین، یکی از پیش‌فرض‌‌های کلاسیک برای تخمین الگوی رگرسیونی، عدم‌هم‌خطی میان متغیرهای مستقل پژوهش است که برای بررسی این موضوع از عامل تورم واریانس (VIF) بهره گرفته میشود. بهعنوان یک قاعدۀ تجربی اگر مقدار VIF بزرگ‌تر از 10 باشد، هم‌خطی شدید است.
آزمون فرضیۀ اول پژوهش
فرضیۀ اول پژوهش و شرط نخست اثر میانجی، تبیین تأثیر معنادار رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود است. به همین منظور الگوی اول مطرح و بررسی شده است؛ اما قبل از بررسی نتایج لازم است تا به نحوۀ انتخاب الگو و آزمون فرضیات کلاسیک رگرسیون پرداخته شود. نتایج آزمون F لیمر در نگارۀ (4) ارائه شده است. مقدار احتمال آماره F لیمر کمتر از سطح 5 درصد بوده است و بنابراین برای آزمون فرضیۀ فوق، استفاده از روش داده‌‌های تلفیقی منتفی است. همچنین، به‌دلیل انتخاب‌نکردن الگوی داده‌‌های تلفیقی در برابر داده‌‌های ترکیبی به انجام آزمون هاسمن، به منظور انتخاب الگوی اثرات ثابت ترکیبی در برابر الگوی اثرات تصادفی ترکیبی پرداخته شده است. نتیجۀ آزمون هاسمن در نگارۀ (4) ارائه شده است. مقدار احتمال آماره هاسمن کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین از الگوی اثرات ثابت برای آزمون فرضیه استفاده می‌‌کنیم.
مطابق با نگارۀ (4) معناداری ضریب شاخص هرفیندال هیرشمن (0000/0sig=) و منفی‌بودن آن نشان میدهد هرچه شاخص هرفیندال- هیرشمن کمتر (رقابت در بازار محصول بیشتر)، قدرت پیش‌‌بینی سود بیشتر خواهد بود؛ یعنی رقابت در بازار محصول باعث افزایش قدرت پیش‌‌بینی سود میشود؛ بنابراین، فرضیۀ اول پژوهش و شرط اول میانجیگری، یعنی تأثیر رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود تأیید میشود. همچنین، نتایج مربوط به آمارهF نشان میدهد الگو در حالت کلی معنادار بوده است و با توجه به آماره دوربین- واتسون، بدون مشکل خودهمبستگی است. علاوه بر این، نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان میدهد حدود 43 درصد از تغییرات متغیر وابسته باکمک متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده میشود.
|
نگارۀ 4- نتایج حاصل از آزمون شرط اول میانجی |
|||||||
|
رابطۀ (1) |
EPi,t=a0 + a1 HHIi,t + a2SIZEi,t + a3LEVi,t + a4DLOSSi,t +£i,t |
||||||
|
متغیر |
نماد |
ضریب |
خطای معیار |
آماره t |
معناداری |
VIF |
|
|
مقدار ثابت |
C |
7420/6 |
2013/2 |
0626/3 |
0024/0 |
- |
|
|
شاخص هرفیندال |
HHI |
7926/14- |
2868/2 |
4685/6- |
0000/0 |
1041/1 |
|
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
2933/0- |
1191/0 |
4616/2- |
0145/0 |
0642/1 |
|
|
اهرم مالی |
LEV |
9014/0- |
5858/1 |
5684/0- |
5702/0 |
1691/1 |
|
|
متغیر ساختگی |
DLOSS |
0561/0- |
0745/0 |
7529/0- |
4520/0 |
0887/1 |
|
|
آماره آزمون |
5416/2 |
ضریب تعیین تعدیل شده |
4307/0 |
||||
|
احتمال آماره آزمون |
0000/0 |
دوربین- واتسون |
4408/2 |
||||
|
آماره آزمون F لیمر |
0207/2 |
آماره آزمون هاسمن |
0371/19 |
||||
|
احتمال آماره آزمون F لیمر |
0000/0 |
احتمال آماره آزمون هاسمن |
0003/0 |
||||
|
منبع: یافته‌‌های پژوهش |
|||||||
آزمون شرط دوم اثر متغیر میانجی
قبل از آزمون این الگو نیز ابتدا به انتخاب الگوی مناسب برای الگوی رگرسیونی پرداخته شده است. نتایج آزمون F لیمر در نگارۀ (5) ارائه شده است. مقدار احتمال آماره F لیمر کمتر از سطح 5 درصد بوده است و بنابراین برای آزمون الگوی فوق، استفاده از روش داده‌‌های تلفیقی منتفی است. به‌دلیل انتخاب‌نکردن الگوی داده‌‌های تلفیقی در برابر داده‌‌های ترکیبی به انجام آزمون هاسمن، بهمنظور انتخاب الگوی اثرات ثابت ترکیبی در برابر الگوی
اثرات تصادفی ترکیبی پرداخته شده است. نتیجۀ آزمون هاسمن نیز در نگارۀ (5) ارائه شده است. مقدار احتمال آماره هاسمن کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین از الگوی اثرات ثابت برای آزمون فرضیه استفاده می‌‌کنیم. بر اساس نتایج ارائه‌شده در نگارۀ (5) ضریب تعیین تعدیل‌شده 3913/0 است که نشان میدهد 39 درصد از تغییرات متغیر وابسته باکمک متغیر مستقل و کنترلی تبیین میشود. همچنین، با توجه به احتمال آماره F (0000/0)، معناداری الگو تأیید میشود. آماره دوربین- واتسون 7508/1 نشان از نبودنِ خودهمبستگی بین خطاهاست. همچنین، بر اساس نگارۀ (5)، قدرت پیشبینیکنندگی سود رابطۀ مثبتی با بازده سهام دارد؛ اما این رابطۀ معناداری نیست. همچنین، نتایج نگارۀ (5) نشان میدهد شاخص هرفیندال- هیرشمن (رقابت در بازار محصول) هیچ تأثیری بر متغیر وابسته ندارد که بر این اساس اثر میانجی کامل به‌واسطۀ قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام تأیید نمیشود.
|
نگارۀ 5- نتایج حاصل از آزمون شرط دوم میانجی |
||||||||
|
رابطۀ (2) |
b0 + b1HHIi,t + b2EPi,t + b3SIZEi,t + b4PTBi,t + b5BETAi,t + b6LEVi,t+ b7ROAi,t + γi,t |
REi,t= |
||||||
|
متغیر |
نماد |
ضریب |
خطای معیار |
آماره t |
معناداری |
VIF |
||
|
مقدار ثابت |
C |
4342/2- |
0236/3 |
8050/0- |
4214/0 |
- |
||
|
رقابت در بازار محصول |
HHI |
5548/0- |
3892/0 |
4254/1- |
1551/0 |
1714/1 |
||
|
قدرت پیش‌‌بینی سود |
EP |
0001/0 |
0007/0 |
1732/0 |
8626/0 |
0112/1 |
||
|
لگاریتم اندازۀ شرکت |
SIZE |
1563/0 |
2471/0 |
6325/0 |
5275/0 |
1998/1 |
||
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
PTB |
1232/0 |
0268/0 |
5919/4 |
0000/0 |
0417/1 |
||
|
ریسک نظام‌مند |
BETA |
1490/0 |
0155/0 |
5879/9 |
0000/0 |
0597/1 |
||
|
اهرم مالی |
LEV |
4182/0 |
2114/0 |
9778/1 |
0489/0 |
3036/1 |
||
|
بازده دارایی‌‌ها |
ROA |
9691/1 |
2459/0 |
0057/8 |
0000/0 |
4263/1 |
||
|
آماره آزمون |
9643/3 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
3913/0 |
|||||
|
احتمال آماره آزمون |
0000/0 |
دوربین- واتسون |
7508/1 |
|||||
|
آماره آزمون F لیمر |
9414/45 |
آماره آزمون هاسمن |
0946/70 |
|||||
|
احتمال آماره آزمون F لیمر |
0000/0 |
احتمال آماره آزمون هاسمن |
0000/0 |
|||||
|
منبع: یافته‌‌های پژوهش |
||||||||
همچنین، از روش بوت استراپ در برنامۀ ماکرو پریچر و هایز نیز برای تعیین معناداری مسیرهای غیرمستقیم متغیر مستقل بر متغیر وابسته از طریق متغیر میانجی استفاده شد. اگر در فاصلۀ اطمینان مورد نظر، کران بالا و پایین اندازۀ اثر غیرمستقیم، صفر نباشد، فرضیۀ پژوهشگر، مبنی بر اثر غیرمستقیم متغیر مستقل از طریق متغیر میانجی بر متغیر وابسته تأیید میشود.
|
نگارۀ 6- نتایج آزمون بوت استراپ |
|||
|
Boot SE |
Effect |
BootULCI |
BootLLCI |
|
0130/0 |
0041/0 |
0372/0 |
0132/0- |
همان‌طور که در نگارۀ (6) نشان داده شده است، کران پایین 0132/0- و کران بالا 0372/0 است. فاصلۀ اطمینان 95درصد و تعداد نمونه‌‌گیری‌‌های
مجدد 2000 است. قرار‌گرفتن صفر در این فاصلۀ
اطمینان نشاندهندۀ معنادارنبودن این مسیر غیرمستقیم است؛ بنابراین بر اساس معنادارنبودن این مسیر غیرمستقیم، فرضیۀ اصلی تأیید نمیشود؛ از این‌رو فرضیۀ پژوهش، مبنی بر اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام پذیرفته نمیشود.
نتیجه‌‌گیری
هدف اصلی این پژوهش، بررسی اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام شرکت‌‌ها بوده است. مطابق با نظریۀ نمایندگی، یافته‌‌های پژوهش نشان میدهد بین رقابت در بازار محصول و قدرت پیشبینیکنندگی سود رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. این موضوع بیانکننده این است که در محیطهای رقابتی با افزایش کیفیت اطلاعات حسابداری از جمله کیفیت سود به‌دستِ مدیران و کاهش هزینه‌‌های نمایندگی، اعتماد سرمایهگذاران به درستی ارقام حسابداری افزایش می‌یابد و در نهایت سبب افزایش قدرت پیشبینیکنندگی سودهای آتی واحد تجاری برای استفاده‌‌کنندگان خواهد شد. به‌عبارت دیگر، افزایش رقابت در بازار محصول، موجب تغییر کیفیت سود ارائه‌شده ازسوی مدیران میشود و در نهایت بر سودمندی و قدرت پیشبینیکنندگی آن تأثیر می‌گذارد. نتایج این بررسی با نتایج مطالعات بالاکریشان و کوهن ]25[، چنگ و همکاران ]27[ و نمازی و همکاران ]21[ همخوانی دارد. همچنین، یافته‌‌های این پژوهش نشان داد قدرت پیشبینیکنندگی سود دارای اثر میانجی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام شرکت‌‌ها نیست که این موضوع حاکی از رد فرضیۀ دوم پژوهش حاضر است. همچنین، رقابت در بازار محصول در این پژوهش از طریق شاخص هرفیندال- هیرشمن ارزیابی شده است و ممکن است در صورتی که با معیارهای دیگر بتوان آن را اندازهگیری کرد، نتایج پژوهش متفاوت باشد.
به پژوهشگران پیشنهاد میشود در پژوهش‌‌های آتی، به بررسی اثر میانجی قدرت پیشبینیکنندگی سود بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و بازده سهام، در یک صنعت خاص بپردازند؛ چرا که ممکن است نتایج پژوهش متفاوت باشد. با توجه به تأثیر رقابت در بازار محصول بر قدرت پیشبینیکنندگی سود (بهعنوان معیاری از کیفیت سود) به استفاده‌‌کنندگان پیشنهاد میشود ساختار رقابتی بازار را سازوکاری مهم در پیش‌‌بینی‌‌ها و تصمیمات سرمایه‌‌گذاری خود در نظر گیرند. همچنین، به مدیران، سیاست‌‌گذاران بازار و قانون‌‌گذاران پیشنهاد میشود با تمرکززدایی از صنایع و افزایش رقابت در بازار، به افزایش قدرت پیشبینیکنندگی سود برای تصمیمات منطقی استفاده‌‌کنندگان کمک کنند.
باید در تعمیم نتایج پژوهش حاضر به سایر شرکت‌‌هایی که دارای شرایط غربالگری نبوده‌‌اند، با توجه به انتخاب شرکت‌‌ها بر مبنای غربالگری احتیاط شود؛ بنابراین به بهره‌‌گیران از این پژوهش توصیه میشود تا به محدودیت تعمیم نتایج پژوهش حاضر با توجه به شرکتهای انتخابی توجه داشته باشند. همچنین، محدودیت دیگر پژوهش حاضر، به انتخاب شرکتهای نمونه مربوط است. بدین ترتیب که صنایعی که در آن تعداد شرکت‌‌ها بسیار کم بوده‌‌اند و باعث آشفتگی نتایج می‌‌شده‌‌اند، از نمونه حذف شدند که این موضوع سبب کاهش تعداد شرکتهای نمونه در این پژوهش شده است. همچنین، برای اندازهگیری متغیر رقابت در بازار محصول از شاخص هرفیندال- هیرشمن استفاده شده است که برای محاسبۀ دقیق این شاخص باید تمامی شرکتهای فعال و حاضر در هر صنعت خاص (هم شامل بورسی و هم غیربورسی) در نظر گرفته شود؛ چراکه در بسیاری از صنایع حجم زیادی از فروش در صنعت را شرکت‌‌هایی شامل می‌‌شوند که عضو بورس اوراق بهادار تهران نیستند؛ اما در این پژوهش با توجه به اینکه دسترسی به اطلاعات شرکتهای غیربورسی امکان‌پذیر نبوده است، تنها از داده‌‌های شرکتهای حاضر در بورس برای اندازهگیری این شاخص استفاده شده است.
10. ستایش، محمدحسین. (1382). مقایسۀ قدرت پیش‌‌بینی سود خالص و سود عملیاتی. مجلۀ علوم اجتماعی و انسانی دانشگاه شیراز، دورۀ نوزدهم، شمارۀ 2، صص 113-124.
11. غیوری‌‌مقدم، علی، حاجب، حمیدرضا و حجت پارسا. (1393). بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مجلۀ پژوهش حسابداری، شمارۀ 15، صص 19-34.
12. فخاری، حسین و محسن فقیه. (1396). مطالعۀ اثر تعدیل‌‌کنندگی سازوکارهای راهبری شرکتی بر ارتباط بین مدیریت سود و قدرت پیشبینیکنندگی سود. پیشرفت‌‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دورۀ نهم، شمارۀ 1، صص 125-167.
13. فخاری، حسین، تقوی، سیدروح الله و مهدی بشیری. (1394). بررسی اثر شدت رقابت در بازار محصول بر ارزش‌‌گذاری بازار از نگهداشت وجه نقد شرکت‌‌ها. مجلۀ دانش حسابداری مالی، دورۀ دوم، شمارۀ 1، صص 47-65.
14. فخاری، حسین، فقیه، محسن و ولی‌‌اله بی‌‌زر. (1394). بررسی تأثیر مدیریت سود بر قدرت پیش‌‌بینی سود شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. کنفرانس بین‌‌المللی دست‌‌آوردهای نوین پژوهشی در مدیریت و حسابداری.
15. کاشانی‌‌پور، محمد و اسعد رضایی. (1390). بررسی تأثیر میزان سهام شناور بر بازده سهام شرکتهای پذیرفتهۀشده در بورس اوراق بهادار تهران. مجلۀ پژوهش‌‌های حسابداری مالی، سال سوم، شمارۀ 3، صص 95-112.
16. کامیابی، یحیی و مهدیه نورعلی. (1395). بررسی اثر میانجی محافظه‌‌کاری حسابداری بر رابطه بین عدم‌تقارن اطلاعاتی و مدیریت سود. فصلنامۀ علمی پژوهشی حسابداری مالی، سال هشتم، شمارۀ 29، صص 1-26.
17. کامیابی، یحیی، شهسواری، معصومه و رسول سلمانی. (1395). بررسی تأثیر مدیریت سود تعهدی بر رابطه بین مدیریت سود واقعی و هزینۀ سرمایه. مجلۀ بررسی‌‌های حسابداری و حسابرسی، دورۀ بیست و سوم، شمارۀ 1، صص 19-38.
18. مرادی، جواد و زهرا طهمورثی. (1390). تأثیر خصیصه‌‌های سود بر مدل‌‌های قیمت‌‌گذاری سهام و کیفیت سود. مجلۀ پژوهش‌‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دورۀ سوم، شمارۀ 9، صص 23-47.
19. ناظمی، امین، ممتازیان، علیرضا و سجاد بهپور. (1394). بررسی رابطه متقابل بین کیفیت افشای اطلاعات مالی و بازده سهام با استفاده از سیستم معادلات همزمان. مجلۀ پیشرفت‌‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دورۀ هفتم، شمارۀ 2، صص 219-244.
20. نمازی، محمد و شهلا ابراهیمی. (1391). بررسی ارتباط بین ساختار رقابتی بازار محصول و بازده سهام. پژوهش‌‌های تجربی حسابداری مالی، سال دوم، شمارۀ 3، صص 9-27.
21. نمازی، محمد، رضایی، غلامرضا و علیرضا ممتازیان. (1393). رقابت در بازار محصول و کیفیت اطلاعات حسابداری. مجلۀ پیشرفت‌‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دورۀ ششم، شمارۀ 2، ،صص 131-166.
22. واعظ، سیدعلی، قلمبر، محمدحسین و نسرین قنواتی. (1394). بررسی اثر رقابت بالفعل و بالقوة بازار محصول بر سطح کیفیت افشای شرکتهای بورسی با بهره‌‌گیری از تکنیک تحلیل عاملی روی متغیرهای رقابت. مجلۀ راهبرد مدیریت مالی. سال دوم، شمارۀ 7، صص 91-112.
23. ولی‌‌پور، هاشم و محمد آشوب. (1390). بررسی ناپایداری سود و قابلیت پیش‌‌بینی سود آتی در شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجلۀ مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار، دورۀ دوم، شمارۀ 7، صص 21-35.
24. Ahmed AL-Dhamari, R., and K. Nor Izah Ku Ismail. (2014). An Investigation into the Effect of Surplus Free Cash Flow, Corporate Governance and Firm Size on Earnings Predictability. International Journal of Accounting and Information Management, Vol. 22, No. 2, Pp. 118-133.
25. Balakrishnan, K., and D. A. Cohen. (2013). Competition and Financial AccountingMisreporting. Available at SSRN 1927427.
26. Baron, R. M., and D. A. Kenny. (1986). The Moderator–Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual, Strategic, and Statistical Considerations. Journal of Personality and Social Psychology, Vol. 51, No. 6, Pp. 1173.
27. Cheng, P, Man Paul, Y., and H. Cheong. (2013). The Impact of Product Market Competition on Earnings Quality. Accounting and Finance, Vol. 53, Pp. 137-162.
28. Dan, M., Li-yan, H., and L. Dong-hui. (2007). Industry Concentration and Stock Returns in China a-Share Market. In Management Science and Engineering, 2007. ICMSE 2007. International Conference on (pp. 1754-1763). IEEE.
29. Darrough, M. N., and N. M. Stoughton. (1990). Financial Disclosure Policy in an Entry Game. Journal of Accounting and Economics, Vol. 12, No. 1-3, Pp. 219-243.
30. Francis, J., LaFond, R., Olsson, P. M., and K. Schipper. (2004). Costs of Equity and Earnings Attributes. The Accounting Review, Vol. 79, No. 4, Pp. 967-1010.
31. Giroud, X., and H. M. Mueller. (2010). Does Corporate Governance Matter in Competitive Industries?. Journal of Financial Economics, Vol. 95, No. 3, Pp. 312-331.
32. Hart, O. D. (1983). The Market Mechanism as an Incentive Scheme. The Bell Journal of Economics, Pp. 366-382.
33. Hashem, N. (2010). Industry Concentration and the Cross-section of Stock Returns: Evidence from the UK. Available at SSRN 1749393.
34. Hou, K., and D. T. Robinson. (2006). Industry Concentration and Average Stock Returns. The Journal of Finance, Vol. 61, No. 4, Pp. 1927-1956.
35. Jog, V., and B. J. McConomy. (2003). Voluntary Disclosure of Management Earnings Forecasts in IPO Prospectuses. Journal of Business Finance & Accounting, Vol. 30, No. 1‐2, Pp. 125-168.
36. Li, X. (2010). The Impacts of Product Market Competition on the Quantity and Quality of Voluntary Disclosures. Review of Accounting Studies, Vol. 15, No. 3, Pp. 663-711.
37. Pascual, L., Romo, J., and E. Ruiz. (2006). Bootstrap Prediction for Returns and Volatilities in Garch Models. Computational Statistics & Data Analysis, Vol. 50, No. 9, Pp. 2293-2312.
38. Penman, S. H., and X. J. Zhang. (2002). Accounting Conservatism, the Quality of Earnings, and Stock Returns. The Accounting Review, Vol. 77, No. 2, Pp. 237-264.
39. Preacher, K. J., and Hayes, A. F. (2004). SPSS and SAS Procedures for Estimating Indirect Effects in Simple Mediation Models. Behavior Research Methods, Instruments, & Computers, Vol. 36, No. 4, Pp. 717-731.
40. Raith, M. (2001). Competition, Risk and Managerial Incentives. Available at SSRN 262648.
41. Raith, M. (2003). Competition, Risk, and Managerial Incentives. American Economic Review, Vol. 93, No. 4, Pp. 1425-1436.
42. Schipper, K., and L. Vincent. (2003). Earnings Quality. Accounting Horizons, Vol. 17, Pp. 97-110.
43. Sharma, V. (2011). Stock Returns and Product Market Competition: Beyond Industry Concentration. Review of Quantitative Finance and Accounting, Vol. 37, No. 3, Pp. 283-299.
44. Velury, U., and D. S. Jenkins. (2006). Institutional Ownership and the Quality of Earnings. Journal of Business Research, Vol. 59, No. 9, Pp. 1043-1051.
45. Wahba, H., and K. Elsayed. (2015). The Mediating Effect of Financial Performance on the Relationship between Social Responsibility and Ownership Structure. Future Business Journal, Vol. 1, No. 1, Pp. 1-12.
46. Zhao, X., Lynch Jr, J. G., and Q. Chen. (2010). Reconsidering Baron and Kenny: Myths and Truths about Mediation Analysis. Journal of Consumer Research, Vol. 37, No. 2, Pp. 197-206.
)
