نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 گروه مهندسی مالی، دانشکده مالی، دانشگاه خوارزمی، تهران، ایران
2 گروه مدیریت مالی و مهندسی مالی؛ دانشکده علوم مالی، دانشگاه خوارزمی، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Earning is one of the important components in capital market analysis. And Regarding the importance of the Earning in analyzing the companies, the study of Earnings components and its effect on other accounting variables can be useful. Earning is composed of accrual and cash flow. The accrual component is less persistent and some of the investors can’t distinguish this differential persistence. This matter is the cause of accrual anomaly formation. This study investigates the Accrual anomaly in Tehran Stock Exchange during 2007 to 2015 by using two accrual measures, percent accrual and traditional accrual. For this purpose in this study hedge portfolio method in whole sample, profit and loss firms and the arbitrage risk quantiles is used. The result shows that percent accrual measure is relatively better than traditional accrual in detecting accrual anomaly. And the results of this study robust after controlling other scales for traditional accrual. But the result weren’t robust for controlling Jensen alpha in CAPM and Fama French models.
کلیدواژهها [English]
سرمایهگذاران و اعتباردهندگان سود را معیاری برای ارزیابی عملکرد در تعیین ارزش شرکت، پیشبینی سود آتی، تفسیر سایر معیارها و اطلاعات مالی، ارزیابی عملکرد مدیران، قراردادهای اعتباردهی و نیز ارزیابی شرکتهای خواستار ورود به بازار سرمایه میدانند [9]. بسیاری از اقلام لحاظشده در محاسبة سود، تعهدیاند. جزء تعهدی سود پایداری کمتری از جزء نقدی آن دارد؛ اما سرمایهگذاران ظاهراً تفاوت پایداری اجزای سود را بهطور کامل در پیشبینیهای خود وارد نمیکنند؛ بنابراین پیشبینیهایی که آنها براساس اقلام تعهدی انجام میدهند، شاید هرگز به واقعیت تبدیل نشود [26].
تشخیصندادن تفاوت پایداری اجزای سود ازسوی برخی سرمایهگذاران به شکلگیری بیقاعدگی اقلام تعهدی منجر میشود. وقتی رفتار اقلام تعهدی خلاف قاعده است، سرمایهگذاران سودهای آتی را با توجه به اطلاعات گذشته برآورد میکنند. هنگامی که سودهای آینده اعلام میشود، میزان این سود با توجه به حرکت معکوس اقلام تعهدی، نسبتبه انتظارات سرمایهگذاران پایینتر یا بالاتر خواهد بود و بهنوعی، موجب غافلگیری سرمایهگذاران میشود [15]. اسلوان[1] ]26[ معتقد است که قیمت پس از مدتی به مقدار واقعی خود بازمیگردد؛ یعنی قیمت سهام دارای اقلام تعهدی بالا، کمتر و قیمت سهام دارای اقلام تعهدی پایین، بیشتر از قبل شود. با توجه به وجود بیقاعدگی اقلام تعهدی، با ایجاد پرتفویی پوششی[2] یا به عبارتی دیگر، با اتخاذ موقعیت خرید برای سهام دارای اقلام تعهدی پایین و موقعیت فروش بر روی سهام دارای اقلام تعهدی بالا، ایجاد بازده غیرعادی ممکن میشود.
اگر بازار کاملاً کارا باشد، دیگر هیچکدام از سرمایهگذاران نمیتوانند با استفاده از اطلاعات موجود در بازار سرمایه به پیشبینی آینده بپردازند و سود غیرعادی به دست آورند. ایجاد استراتژی معاملاتی ویژهای که بتواند سود غیرعادی کسب کند، افزون بر اینکه نشاندهندۀ ناکارایی بازار است، برای سرمایهگذاران جذابیت زیادی دارد؛ زیرا آنها با اتخاذ چنین استراتژیای میتوانند سود بیشتری به دست آورند. این نوع استراتژیها کمک بسزایی به مدیریت ریسک صندوقهای سهام در کسب بازده غیرعادی خواهند کرد.
گاهی تفاوت در اندازۀ شرکتها به ارزشگذاری اشتباه منجر میشود که به آن «اثر مقیاس»[3] میگویند. همگنکردن متغیرها براساس یکی از معیارهای اندازه راهحل مناسبی برای این مشکل است؛ به عبارتی بهتر، نیاز است که متغیر بهصورت نسبتی از یک مقیاس از اندازه بیان شود. بیشتر پژوهشهایی که در حوزة بیقاعدگی اقلام تعهدی و برمبنای پژوهش اسلوان انجام شدهاند، از کل دارایی بهعنوان مقیاس[4] برای ساخت معیار اقلام تعهدی و جریان نقد استفاده کردهاند [19].
در این پژوهش به تبعیت از کیم و همکاران[5] [19]، علاوه بر استفاده از کل دارایی بهعنوان مقیاس، از مقیاس سود خالص نیز استفاده میشود. در پژوهشهای پیشین نیز نشان داده شد مشاهدة بیقاعدگی اقلام تعهدی در حالتی که شرکتهای زیانده در نمونه حضور داشته باشند، کمرنگتر میشود [12، 19، 22 و 24]. تحقیقات بسیاری نشان دادهاند بیقاعدگی اقلام تعهدی، بیشتر در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد متمرکز است [19، 21 و 23].
طبق تعریف، قیمتگذاری نادرست ورقة بهادار بهنحوی که سود بدون ریسک ایجاد کند، «آربیتراژ»[6] نامیده میشود. فرصتهای آربیتراژی هنگامی وجود دارند که بازار کارا نباشد. این فرصتهابهعلت ناکارایی در قیمتهای یک بازار پدید میآیند ]8[. مشروالا و همکاران ]23[ ثابت کردند که بیقاعدگی اقلام تعهدی در شرکتهای با نوسان بالای جزء خطا متمرکز شده است. آنها نوسانات بالای جزء خطا را نمایندهای برای ریسک بالای آربیتراژ در نظر گرفتند. این پژوهشگران معتقدند که نوسانات بالای جزء خطای بازده سهام موجب جلوگیری استفاده سرمایهگذاران از موقعیتهای آربیتراژی مرتبط با بیقاعدگی اقلام تعهدی میشود. علاوه بر مشروالا و همکاران ]23[، پژوهشگرانی مانند حفیظالله و همکاران ]18[ و کیم و همکاران ]19[ ریسک آربیتراژ را بهوسیلة واریانس جزء خطای مدل رگرسیونی برای بازده هر سهم نسبتبه بازده شاخص کل بازار سهام اندازهگیری کردهاند.
پژوهشهای انجامشده دربارة بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران معمولاً به بررسی وجود یا نبود بیقاعدگی اقلام تعهدی بهصورت کلی در این بورس پرداختهاند [2، 3، 5، 6 و 7] و تحقیقی دربارة این نوع از بیقاعدگی در حالتهای مختلف (مانند وجود یا نبود ریسک آربیتراژ و نیز زیاندهی یا سوددهی سهام) انجام نشده است. نویسندگان این مقاله، علاوه بر بررسی وجود بیقاعدگی اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران، با تحقیق دربارة بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای با سهام سودده و زیانده و نیز بررسی در بین طبقههای مختلف ریسک آربیتراژ، قصد دارند تحلیل جامعی دربارة این نوع از بیقاعدگی در بورس اوراق بهادار تهران ارائه دهند.
مسئلة اصلی پژوهش این است که انتخاب مقیاسهای مختلف اقلام تعهدی چه تأثیری بر شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی دارد. این پژوهش با استفاده از دو معیار متفاوت از اقلام تعهدی به بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران میپردازد. این معیارها عبارتند از: اقلام تعهدی سنتی[7] و اقلام تعهدی درصدی[8]. معیارهای اقلام تعهدی بهصورت نسبی بیان میشوند؛ بهصورتی که در معیار نخست اقلام تعهدی نسبتبه دارایی و در معیار دوم اقلام تعهدی نسبتبه سود محاسبه میشوند.
در ادامة پژوهش، نخست مبانی نظری و نیز پیشینه پژوهشهای خارجی و داخلی مرتبط با موضوع بیان شده است. سپس روش پژوهش، روش و ابزار جمعآوری اطلاعات، مفاهیم مربوط به مدلهای رگرسیونی و مدلهای قیمتگذارای دارایی سرمایهای و بهطور کلی، روش تجزیه و تحلیل دادهها بررسی شده است. بخش بعدی به بررسی یافتههای پژوهش اختصاص دارد. در این بخش، ابتدا به بررسی آمار توصیفی متغیرها پرداخته و سپس بیقاعدگی اقلام تعهدی برای کلّ شرکتهای نمونة آماری بررسی شده است. در ادامه، بیقاعدگی اقلام تعهدی بهصورت جداگانه بین شرکتهای سودده، زیانده و نیز شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ بالا، متوسط و کم تحلیل شده است. درخور ذکر است بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی یک بار با استفاده از معیار اقلام تعهدی سنتی و یک بار با استفاده از معیار اقلام تعهدی درصدی انجام گرفته است.در قسمت بعدی، استواری نتایج بررسی شده است.
بررسی استواری نتایج به دو صورت انجام گرفته است. نخست، با برآورد مدل قیمتگذاری دارایی سرمایهای و مدل فاما فرنچ برای کل شرکتهای عضو نمونه، به توان ایجاد بازده غیرعادی پرتفوهای پوششی ساختهشده بررسی پ شده است. برای این بررسی از آلفای جنسن در دو مدل مذکور استفاده شده است. در حالت دوم، بهصورت جداگانه استواری نتایج درمقابل استفاده از دیگر مقیاسها برای معیار اقلام تعهدی سنتی بررسی شده است. در پایان نیز به بحث و نتیجهگیری دربارة نتایج پژوهش اقدام شده است.
مبانی نظری و مرور پیشینة پژوهش
بیشتر نظریههای اقتصادی بر این فرض بنا شدهاند که افراد هنگام مواجهه با رویدادهای اقتصادی بهصورت منطقی عمل میکنند ]7[. این فرضیه مبنای اصلی بازار کارا را تشکیل میدهد؛ ولی پژوهشهای انجامگرفته در دهههای اخیر، نشاندهندة رفتار غیرمنطقی سرمایهگذاران در تصمیمهای سرمایهگذاری است. اسلوان [26] برمبنای شواهد نشان داد شرکتهای دارای اقلام تعهدی پایینتر نسبتبه شرکتهای دارای اقلام تعهدی بالاتر سود بیشتری در آینده کسب خواهند کرد. پژوهشگران بعدی این پدیده را «بیقاعدگی اقلام تعهدی نامیدند». ایدة اصلی کار اسلوان بررسی این موضوع بود که آیا سرمایهگذاران بدون توجه به پایداری دو جزء سود (قسمت تعهدی و قسمت نقدی)، تنها بر خود سود تمرکز میکنند. این ایده فرضیة «نگرش جانبدارانه به سود»[9] نام گرفت.
تأثیر پژوهش اسلوان بر متخصصین حسابداری و مالی و نیز بر صنعت مالی بسیار چشمگیر بوده است. هزاران پژوهشگر دانشگاهی از تحقیق اسلوان الهام گرفتهاند. در صنعت مالی نیز از ایدة اسلوان و مطالعات تکمیلکنندة آن استفادة بسیاری شده است؛ بهطوری که شرکتهای بزرگ مدیریت دارایی در آمریکا و نیز بسیاری از صندوقهای پوشش ریسک از استراتژیهای برگرفته از بیقاعدگیهای اقلام تعهدی استفاده میکنند [17]. «تئوری نمایندگی»[10] علت دیگری برای مشاهده بیقاعدگی اقلام تعهدی است. گفته میشود که مدیران برای بهترنشاندادن وضعیت واحد تجاری خود از اقلام تعهدی برای دستکاری سود استفاده میکنند. بازار با مشاهدة اقلام تعهدی گمراه میشود و پس از معکوسشدن اقلام تعهدی و آشکارشدن ارزیابی نادرست قبلی، بازده منفی ایجاد میشود ]20[.
برای تشریح منابع و علل این بیقاعدگی دو دیدگاه رفتاری و انتظارات عقلایی بیان شده است [26]. براساس نتایج پژوهشهایی که دیدگاه رفتاری را عامل ایجاد رابطة منفی بین اقلام تعهدی و بازده سهام میدانند، سرمایهگذاریهای غیرمنطقی سرمایهگذاران به ایجاد بازدههای پایین (بالا) در شرکتهای با اقلام تعهدی بالا (پایین) منجر میشود [26 و 29]. دستهای دیگر نیز دیدگاه انتظارات عقلایی -که ماث[11] [25] نخستین بار آن را بیان کرد- را علت رابطة منفی بین اقلام تعهدی و بازده سهام میدانند. مفهوم «انتظارات عقلایی» بر این نکته تأکید دارد که پیامدهایی که در بازار براساس اطلاعات افشاشده بهطور قاعدهمند و قابل پیشبینی به وقوع میپیوندد، با آنچه افراد پیشبینی کردهاند و انتظار وقوع پیشبینیشان را داشتهاند، تفاوتی ندارد. پژوهشهای ژانگ[12] [30] و وو و همکاران[13] [28] ازجملة مطالعاتیاند که دیدگاه انتظارات عقلایی را عامل ایجاد رابطة منفی بین اقلام تعهدی و بازده سهام میدانند.
در پژوهشهای مالی و حسابداری بحثهای فراوانی دربارة استفاده از مقیاس مناسب برای مطالعات مرتبط با ارزشگذاری وجود دارد. تفاوت در اندازة شرکتها شاید به نتیجة غلط در ارزشگذاری منجر شود که این موضوع را با «اثر مقیاس»[14] میشناسند [11]. پژوهشهای پیشین مشخصههای تشخیصی مختلفی را برای بررسی اثر مقیاس پیشنهاد کردهاند. مثلاً متغیرها براساس یکی از نمایندههای اندازه همگن شوند.
مطالعات مرتبط با ارزشگذاری نمایندههای متعددی را بهمنزلة نماینده اندازه پیشنهاد دادهاند. برای مثال، استون[15] [13] از ارزش دفتری سهام در ابتدای دوره و استون و سامرز[16] [14] از ارزش بازار سهام استفاده کردند. اسلوان [26] در پژوهش خود اقلام تعهدی را برمبنای کل دارایی مقیاسگذاری کرد. تمرکز کار اسلوان بر انتخاب مقیاس مناسب نبود. او اعتقاد داشت که «نتایج تجربی نیازمند بهکارگیری مقایسة زمانی و مقطعی عملکرد سود و اجزای سود و همچنین اجزای نقدی و تعهدی سود است. در این راستا، هر سه متغیر براساس اندازة شرکت استاندارد شدهاند تا چنین مقایسهای را آسان کنند. معیار استفادهشده برای اندازة شرکت، کل دارایی در نظر گفته شده است که بهصورت میانگین ارزش دفتری کل داراییها در آغاز و پایان سال در نظر گرفته میشود» [19].
برای آزمون ایدة اصلی اسلوان که همان فرضیة نگرش جانبدارانه به سود است، برای معیار اقلام تعهدی از مقیاس کل دارایی استفاده شد؛ اما حفیظالله و همکاران[17] [18] و همچنین کیم و همکاران [19] نشان دادند که سود مقیاس مناسبتری از کل دارایی است. کیم و همکاران [19] معتقدند کار اسلوان براساس تجزیه سود نبود؛ بلکه وی به تجزیة نرخ بازده داراییها (سود بر کل دارایی) پرداخته است. درحقیقت، او ROA را به CROA(بازده داراییهای نقدی) و AROA(بازده داراییهای تعهدی) تقسیم کرد؛ این در حالی است که فرضیة نگرش جانبدارانه به سود بر این فرض بنا نشده است که سرمایهگذاران به تشخیص ثبات ROA میپردازند یا نه؛ بلکه تمرکز فرضیه بر این است که آیا سرمایهگذاران میتوانند ثبات دو جزء سود را تشخیص دهند یا خیر.
مشروالا و همکاران[18] [23] نشان دادند که بیقاعدگی اقلام تعهدی، بیشتر در شرکتهایی با نوسانات جزء خطای بالاتر (دارای ریسک آربیتراژ زیاد) مشاهده میشود. نتیجة دیگر تحقیق این بود که در کنار ریسک آربیتراژ، هزینة معاملاتی نیز مانعی است برای اینکه است سرمایهگذاران بهخوبی نتوانند معاملات آربیتراژی را با استفاده از مفهوم بیقاعدگی اقلام تعهدی انجام دهند. در موضوع قیمتگذاری غلط اقلام تعهدی در بین شرکتهای زیانده، دوپاچ و همکاران[19] [12] نشان دادند که بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای زیانده به شدت شرکتهای سودده نیست؛ زیراسودآوری این شرکتها نقش اندکی در ارزشگذاری آنها دارد.
حفیظالله و همکاران[20] [18] با مقایسة پرتفوهای تشکیلشده براساس استراتژیهای اقلام تعهدی سنتی و درصدی، نشان دادند که استراتژی اقلام تعهدی درصدی بهتر از استراتژی اقلام تعهدی سنتی میتواند سهام کمارزشگذاریشده را شناسایی کند. همچنین فن و یو[21] [16] نشان دادند که بازده غیرعادی اقلام تعهدی بهطور مثبت با ریسک جزء خطا در بازارهای سهام بینالمللی همبستگی دارد. کیم و همکاران [19] نیز نشان دادند اقلام تعهدی درصدی میتواند معیار جایگزین و مناسبی (به جای اقلام تعهدی سنتی) برای تشخیص وجود بیقاعدگی اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار کرة جنوبی باشد. بال و همکاران[22] [10] بیان کردند که سودآوری عملیاتی مبتنی بر جزء نقدی سود معیار بهتری از حسابداری مبتنی بر اقلام تعهدی است.
حقیقت و بختیاری [3] بهوسیلة دو رویکرد کل اقلام تعهدی و رویکرد اقلام تعهدی سرمایة در گردش به بررسی محتوای اطلاعاتی افزایندة اقلام تعهدی خلاف قاعده در مقایسه با جریانات نقدی عملیاتی پرداختند. نتایج تحقیق آنها نشان داد که حاکی از فقط در رویکرد کل اقلام تعهدی بیقاعدگی اقلام تعهدی وجود دارد و در رویکرد اقلام تعهدی سرمایة در گردش بیقاعدگی اقلام تعهدی مشاهده نشده است. آقایی و همکاران [1] نشان دادند که جریانهای نقدی عادی از جریانهای نقدی غیرعادی در پیشبینی جریانهای نقدی و سود آتی تواناتر هستند است و توانایی اقلام تعهدی عادی از اقلام تعهدی غیرعادی در پیشبینی جریانهای نقدی آتی، کمتر و در پیشبینی سود آتی، بیشتر است.
کردستانی و شاهسوند [5] به بررسی توانایی اقلام تعهدی سنتی و درصدی در شناسایی سهام کمارزشگذاریشده پرداختند. یافتههای پژوهش آنها برخلاف انتظار بود و نشان داد که توانایی این دو استراتژی در شناسایی سهام کمارزشگذاری شده تفاوت چندانی با هم ندارند. خانی و آذرپور [4] در تبیین علت وجود بیقاعدگی اقلام تعهدی بیان داشتند که شرکتهای با اقلام تعهدی پایین، بیشتر در معرض ریسک پراکندگی بازده هستند و صرف ریسک بالاتری دارند و بازدهی بالاتر آنها بهدلیل جبران ریسک پراکندگی بازده است. آنها همچنین نشان دادند که این مسئله با برداشت درست از رشد (ریسک منطقی قیمتگذاری) مطابقت دارد.
فرضیههای پژوهش
روش پژوهش
این پژوهش از نوع کاربردی و همبستگی است. قلمرو مکانی پژوهش بورس اوراق بهادار تهران؛ قلمرو زمانی آن سالهای 1386-1394؛ و قلمرو موضوعی آن حوزة مالی است. بورس اوراق بهادار تهران جامعة آماری بوده و نمونة آماری پژوهش به روش حذف سیستماتیک از بین جامعة آماری انتخاب شده است. در نگارة (1) مراحل حذف شرکتها به روش حذف سیستماتیک گزارش شده است.
نگارة 1- رویة انتخاب نمونة آماری به روش حذف سیستماتیک
|
تعداد کل شرکتهای پذیرفتهشده در بورس تا انتهای سال 94 |
319 |
|
آیتمهای زیر از تعداد کل شرکتها کسر میشود: |
|
|
شرکتهای مالی، سرمایهگذاری، واسطهای و بیمهای |
59 |
|
شرکتهایی که در طول دوره زمانی پژوهش از بورس خارج شدند. |
43 |
|
شرکتهایی که سال مالی خود را تغییر دادند. |
21 |
|
شرکتهایی که نماد آنها 90 روز متوالی بسته بوده است. |
121 |
|
تعداد کل شرکتهای انتخابشده |
75 |
منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نگاره بالا، 75 شرکت برای نمونة آماری از بین جامعة آماری انتخاب شدهاند. برای تجزیه و تحلیل دادهها و اطلاعات از نرمافزار ایویوز[23]، نسخة 8 استفاده شده است.
مدل و متغیرهای پژوهش
تمرکز این پژوهش بر اقلام تعهدی عملیاتی[24] است. نحوة دستیابی به معیارهای اقلام تعهدی به شرح رابطههای (1) و (2) محاسبه میشود:
|
رابطة(1) |
|
|
رابطة(2) |
نحوة بهدستآوردن هرکدام از دو معیار اقلام تعهدی برمبنای پژوهش کیم و همکاران ]19[ است. با توجه به رویة بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی در این پژوهش، شرکتها در هر سال براساس معیار اقلام تعهدی، بهصورت نزولی مرتب میشوند. سپس شرکتها به پنج پنجک تقسیمبندی خواهند شد؛
بهطوری که شرکتهای پنجک نخست دارای کمترین مقدار اقلام تعهدی و شرکتهای پنجک پنجم دارای بیشترین مقدار اقلام تعهدی هستند (این عملیات برای هرکدام از دو معیار فوق، جداگانه انجام خواهد شد). اقلام تعهدی درصدی مانند اقلام تعهدی سنتی به اندازة شرکت حساس نیست؛ زیرا شرکتهایی که در سود خود اقلام تعهدی یکسان دارند، در پنجک یکسان (بدون توجه به اندازة شرکت) جای میگیرند؛ در حالی که اقلام تعهدی سنتی فقط بر میزان اقلام تعهدی تمرکز دارد و نمیتواند اطلاعاتی دربارة مقدار سهم اقلام تعهدی در سود ارائه دهد.
در این پژوهش بازده سالانه بهصورت بازده حاصل از خرید سهام در ابتدای سال و فروش آن در انتهای سال محاسبه میشود. همچنین بازده تعدیلشده بهصورت حاصل اختلاف بازده معمولی سهام با بازده پنجکهای مرتبشده براساس اندازه (ارزش بازار انتهای سال شرکت) به دست میآید. برای بازده پنجک اندازه، در هر سال بهصورت جداگانه شرکتها برحسب اندازه به پنج چندک تقسیم میشوند. پس از مرتبسازی شرکتها براساس ارزش بازار انتهای سال آنها، میانگین هموزن بازده (t+1) برای 15 شرکت نخست بهعنوان بازده اندازه برای پنجک نخست در نظر گرفته میشود. بازده اندازه برای دیگر پنجکها مشابه نخستین پنجک محاسبه میشود. میانگین بازده بهدستآمدة پنجک اندازه هر شرکت (که شرکت در طبقهبندی آن پنجک قرار گرفته است)، بازده اندازه برای آن شرکت در نظر گرفته شده در محاسبات از آن استفاده میشود.
نرخ بازده دارایی از تقسیم سود عملیاتی بر میانگین کل دارایی در انتهای سال مالی حاصل میشود. متغیر اقلام تعهدی درصدی از اختلاف سود عملیاتی و جریان نقد عملیاتی تقسیم بر قدرمطلق سود عملیاتی به دست میآید. همچنین اقلام تعهدی سنتی از اختلاف سود عملیاتی و مقدار جریان نقد عملیاتی تقسیم بر میانگین کل دارایی محاسبه میشود. مقادیر مربوط به ارزش دفتری، فروش و کل دارایی بهصورت مستقیم از ترازنامة شرکتها استخراج میشود. مقدار ارزش بازار از حاصلضرب قیمت سهام در تعداد سهام منتشرشده محاسبه شده است. متغیر مجازی زیان بهازای شرکتهای دارای زیان عملیاتی، مقدار 1 و بهازای شرکتهای دارای سود عملیاتی مقدار 0 را به خود میگیرد. باید یادآور شد که نحوة محاسبه تمام متغیرهای استفادهشده براساس پژوهش کیم و همکاران ]19[ است.
در این پژوهش برخلاف کیم و همکاران ]19[ که از دهک برای تقسیمبندی استفاده کردند، از پنجک برای تقسیمبندی شرکتها استفاده شده است. این رویکرد به دلیل کمتربودن شرکتهای نمونة آماری پژوهش پیشروی نسبتبه کیم و همکاران ]19[ است. در اینجا باید یادآور شد که استفاده از پنجک به جای دهک در تحلیل پرتفوهای پوششی در بورس اوراق بهادار تهران بهدلیل کمتربودن تعداد شرکتها نسبتبه دیگر بورسهای جهان امری مرسوم است. مثلاً کردستانی و شاهسوند ]5[ و کرمی و مرشدزادةبافقی ]6[ در تحلیل پرتفوهای پوششی از پنجک به جای دهک برای تقسیمبندی شرکتها استفاده کردهاند.
با توجه به مفهوم بیقاعدگی اقلام تعهدی، محتمل است که در صورت وجود چنین بیقاعدگیای در بازار سهام، بازده غیرعادی کسبشده برای سهام در آینده با سطح کنونی اقلام تعهدی ارتباطی معکوس داشته باشد. در این صورت باید نخستین پنجک (براساس معیار اقلام تعهدی سنتی (درصدی))، با توجه به اینکه دارای مقدار کم اقلام تعهدی است، برای یک سال آینده میانگین بازده تعدیلشدة مثبت داشته باشد. برای پنجمین پنجک نیز با توجه به اینکه دارای مقدار بالای اقلام تعهدی است، بازده برای یک سال آینده دارای میانگین منفی باشد. درواقع، در این پژوهش برای هرکدام از معیارهای اقلام تعهدی، شرکتها بهصورت سالانه به پنجکهایی برمبنای معیار اقلام تعهدی دستهبندی میشوند و پرتفوی پوششی بهوسیلة اتخاذ استراتژیهای خرید برای نخستین پنجک و فروش برای پنجمین پنجک تعریف میشود. با توجه به مفهوم بیانشده برای بیقاعدگی اقلام تعهدی، در صورتی که بازده پرتفوی پوششی تعدیلی دارای مقداری مثبت باشد، بیقاعدگی اقلام تعهدی براساس معیار مربوط وجود دارد. نتیجة حاصل از پرتفوی پوششی ایجادشده به شرطی پذیرفته خواهد بود که آمارة تیاستیودنت دوطرفة فاما مکبث در سطح خطای 5 درصد معنادار باشد.
مدل فاما مکبث رویهای دومرحلهای برای مدلهای پنل است. در مرحلة نخست، بتای هر مقطع نسبتبه هرکدام از فاکتورها[25] محاسبه میشود. در مرحلۀ دوم، بازده داراییها بر روی بتاهای محاسبهشده رگرسیون زده میشود:[26]
|
رابطة (3) |
i = 1, 2,...N for each t. |
|
|
رابطة (4) |
i = 1, 2, ...N; t = 1,2, ...T. |
در این پژوهش از مدل فاما مکبث برای بررسی معناداری بازدهها استفاده میشود؛ به عبارتی دیگر، در این مدل بررسی میشود که بازده بهدستآمده ازلحاظ آماری تفاوت معناداری با صفر دارد یا خیر. مثلاً ممکن است بازده پرتفوی پوششی مثبت باشد؛ اما در مدل فاما مکبث برای این بازده تفاوت معناداری با صفر مشاهده نشود. این موضوع بدین معناست که بازده پرتفوی پوششی با توجه به مدل فاما مکبث، ازلحاظ آماری برابر با صفر است.
همچنین در این پژوهش از دو مدل CAPM و فاما فرنچ برای بررسی استواری نتایج استفاده شده است. این دو مدل به شرح رابطههای (5) و (6) هستند:
|
رابطة (5) |
|
|
رابطة (6) |
Ritبازده ورقة بهادار یا پرتفوی در دورة t؛ RFtبرابر نرخ بازده بدون ریسک؛ RMtبرابر بازده بازار؛ SMBtعامل اندازه یا بزرگی بهدستآمده از تفاوت بازده سهام شرکتهای بزرگ با سهام شرکتهای کوچک؛ و HMLtعامل ارزش دفتری به بازار (تفاوت بین بازده سهام با نسبت بالای ارزش دفتری به ارزش بازار و سهام با نسبت پایین ارزش دفتری به بازار) است.[27] برای بررسی توانایی ایجاد بازده غیرعادی حاصل از استراتژی بهکاررفته، میتوان از آلفای جنسن (همان عرض از مبدأ در مدل CAPM یا مدل سهعاملی فاما فرنچ) استفاده کرد. اگر آلفای جنسن معنادار و مثبت باشد، استراتژی در نظر گرفته شده دارای سابقهای در تولید بازدههای بالاتر از آن چیزی است که براساس عوامل دیگر بهتنهایی محتمل است.
یافتههای پژوهش
آمار توصیفی
بازة زمانی استفادهشده برای محاسبة بعضی از متغیرها نسبتبه دیگر متغیرها تفاوت دارد. با توجه به منطق استفادهشده در این پژوهش که بهدنبال دستیابی به رابطة سطح اقلام تعهدی در زمان tبا بازده تعدیلشده براساس اندازه[28] در زمان t+1است، بازة زمانی محاسبة بازده سالانه و بازده تعدیلشده از سال 1387 تا سال 1394 خواهد بود. این مسئله تنها برای بازده سالانة تعدیلی و بازده سالانه مصداق دارد و دیگر متغیرها در بازة زمانی 1386 تا 1393 گزارش شدهاند. در نگارة (2) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش نشان داده شده است.
نگارة 2- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
متغیرهای پژوهش |
تعداد |
حداقل |
حداکثر |
میانگین |
میانه |
انحراف معیار |
|
بازده سالانه (t+1) |
600 |
-892/0 |
963/6 |
3745/0 |
125/0 |
919/0 |
|
بازده تعدیلشده براساس اندازة (t+1) |
600 |
-141/2 |
359/6 |
-73/1e-17 |
-070/0 |
732/0 |
|
نرخ بازده داراییها |
600 |
-23/0 |
744/0 |
166/0 |
139/0 |
134/0 |
|
اقلام تعهدی درصدی |
600 |
-764/0 |
623/1 |
-551/0 |
-008/0 |
033/9 |
|
اقلام تعهدی سنتی |
600 |
-447/0 |
577/0 |
011/0 |
-002/0 |
132/0 |
|
ارزش دفتری (میلیون ریال) |
600 |
30468 |
65705314 |
293/1792791 |
5/294109 |
473/5630370 |
|
ارزش بازار (میلیون ریال) |
600 |
7/21323 |
111545000 |
719/3547558 |
612700 |
11293346/69 |
|
دارایی کل (میلیون ریال) |
600 |
68986 |
111716668 |
523/4763107 |
5/813848 |
98/14514232 |
|
فروش (میلیون ریال) |
600 |
16178 |
167453991 |
353/3779343 |
615795 |
25/12983195 |
|
متغیر مجازی زیان |
600 |
0 |
1 |
043/0 |
0 |
204/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
بازده سالانه دارای مقدار میانگین 37/0 است. این بدان معناست که بهصورت میانگین، بازده معمولی شرکتهای عضو نمونة آماری مثبت است. همچنین، با توجه به اینکه مقدار میانگین بازده بزرگتر از میانة آن است، بازده دارای تابع توزیع چوله به چپ است. متغیر بازده تعدیلشده کاملاً متفاوت از بازده سالانه است؛ بهطوری که دارای مقدار میانگین نزدیک به صفر است. همچنین بازده تعدیلشده نوسانات بسیار کمتری دارد. علت رفتار این متغیر را میتوان در مفهوم بیقاعدگی اقلام تعهدی جستوجو کرد. فرضاً اگر شرکتها ازنظر معیار اقلام تعهدی به دو قسمت تقسیم شوند، با توجه به مفهوم بیقاعدگی اقلام تعهدی، میتوان محتمل دانست که شرکتهای دارای اقلام تعهدی بالا مقدار بازده تعدیلشدة منفی و شرکتهای دارای اقلام تعهدی پایین بازده تعدیلشدة مثبت دارند.
اگر میانگین بازده تعدیلشده برای همة شرکتها محاسبه شود، مشاهدة میانگین نزدیک به صفر غیرطبیعی نخواهد بود؛ زیرا احتمال دارد که شرکتهای دارای اقلام تعهدی بالا بازده تعدیلشدة منفی و شرکتهای دارای اقلام تعهدی پایین بازده تعدیلشدة مثبت داشته باشند که جمع آنها نزدیک به صفر میشود. دربارة متغیر نرخ بازده دارایی، مشاهده میشود که میانگین و میانة این متغیر مثبت است. این موضوع نشان میدهد که بهطور میانگین برای شرکتهای عضو نمونه، سود عملیاتی نسبتبه میانگین دارایی، بیشتر از زیان عملیاتی نسبتبه میانگین دارایی است؛ هرچند که این موضوع از متغیر مجازی زیان قابل تشخیص بود؛ زیرا متغیر مجازی زیان مقدار میانگین 043/0 دارد و با توجه به ماهیت صفر و یک بودن این متغیر، میتوان گفت که تنها 3/4 درصد شرکتهای عضو نمونه زیانده هستند. متغیر مجازی زیان تنها برای نشاندادن تمرکز تعداد شرکتهای سودده و زیانده در بین نمونههای آماری است.
با توجه به تقسیمبندی شرکتها براساس سوددهی و زیاندهی و بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین هرکدام از این دو گروه، با توجه به
این متغیر میتوان گفت که بهنسبت، تعداد کمتری از شرکتها زیانده هستند. دربارة معیارهای اقلام
|
تعهدی مشاهده میشود که مقدار میانگین معیار اقلام تعهدی درصدی و سنتی نسبتبه یکدیگر تفاوت دارند؛ بهطوری که معیار اقلام تعهدی درصدی دارای میانگین منفی است و معیار اقلام تعهدی سنتی میانگین مثبت دارد. با توجه به نحوة بهدستآوردن هریک از این متغیرها که در هر دو، صورت کسر برابر با اختلاف بین سود عملیاتی و مقدار جریان نقد عملیاتی است، مخرج کسر تنها علت تفاوت میانگین این دو متغیر است؛ زیرا در معیار اقلام تعهدی سنتی از میانگین کل دارایی و برای اقلام تعهدی درصدی از قدرمطلق سود عملیاتی بهعنوان مقیاس استفاده میشود و هرکدام از معیارهای اقلام تعهدی بهصورت نسبی بیان شدهاند؛ به عبارتی دیگر، مخرج کسر یا همان مقیاس مورد استفاده تعییینکنندة میزان معیار اقلام تعهدی است؛ بنابراین تفاوت در میانگین و دیگر پارامترهای آمار توصیفی بعید نیست. |
|
بیقاعدگی اقلام تعهدی برای کل شرکتهای نمونه براساس نخستین فرضیة این پژوهش، معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی عملکرد بهتری در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار تهران دارد. برای بررسی این فرضیه در نگارة (3) نتایج بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی برای کل شرکتهای نمونه آماری براساس معیار اقلام تعهدی درصدی و سنتی گزارش شده است. در این نگاره میانگین سریهای زمانی بازده تعدیلشدة استراتژیهای خرید برای نخستین پنجک، فروش برای پنجمین پنجک و پرتفوی پوششی[29] برمبنای معیارهای اقلام تعهدی درصدی و سنتی ارائه شده و مقدار احتمال گزارششده براساس آمارة تیاستیودنت فاما مکبث است.
|
نگارة 3- نتایج بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی برای کل نمونه آماری
|
معیار اقلام تعهدی سنتی |
معیار اقلام تعهدی درصدی |
چندک |
||
|
مقدار احتمال |
بازده تعدیلشده |
مقدار احتمال |
بازده تعدیلشده |
|
|
1207/0 |
998/10 |
1869/0 |
509/6 |
پنجک 1 |
|
0002/0 |
-994/0 |
1226/0 |
-006/3 |
پنجک 5 |
|
0090/0 |
993/11 |
1105/0 |
516/9 |
پرتفوی پوششی |
منبع: یافتههای پژوهش
|
با توجه به دادههای نگاره، بازده غیرعادی پرتفوی پوششی برای هرکدام از دو معیار اقلام تعهدی مشاهده میشود؛ اما این بازده برای معیار اقلام تعهدی درصدی در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست؛ به عبارتی دیگر، در سطح کل شرکتهای نمونه فقط با استفاده از معیار اقلام |
|
در نگارة اخیر، علاوه بر ارائه اطلاعات مربوط به پرتفوی پوششی، اطلاعاتی دربارة پنجکهای نخست و پنجم ارائه شده است. بیان اطلاعات مربوط به این پنجکها بهعلت اهمیت موقعیت |
به ماهیت آن، موقعیت فروش مناسب است. با توجه به ویژگیهای متفاوت موقعیتهای معاملاتی خریدوفروش از یکدیگر و نیز با توجه به هزینه معاملاتی کمتر درصورت اتخاذ موقعیت خرید نسبتبه فروش، بیان اطلاعات مرتبط با هرکدام از موقعیتهای معاملاتی بهشکل جداگانه میتواند برای سرمایهگذاران جالب توجه باشد.
با توجه به نگارة (3)، همانطور که مشاهده میشود تنها بازده تعدیلشده برای پنجک پنجم برای معیار اقلام تعهدی سنتی در سطح خطای 5 درصد معنادار است؛ یعنی اتخاذ موقعیت معاملاتی فروش میتواند بازده غیرعادی برای سرمایهگذار ایجاد کند. دربارة رد یا تأیید فرضیة نخست، با توجه به اینکه مقدار بازده تعدیلشده برای معیار اقلام تعهدی درصدی در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست، میتوان گفت که بیقاعدگی اقلام تعهدی براساس این معیار در شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار تهران در سطح خطای 5 درصد قابل مشاهده نیست؛ به عبارتی دیگر، اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی عملکرد بهتری در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار تهران نداشته است؛ پس نخستین فرضیة این پژوهش در سطح خطای 5 درصد تأیید نمیشود.
بیقاعدگی اقلام تعهدی برای شرکتهای سودده و زیانده
دومین و سومین فرضیهای این پژوهش براساس مقایسه عملکرد معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه سنتی در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای سودده و زیانده هستند. فرضیة دوم بیان میدارد که «معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی عملکرد بهتری در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای با سهام سودده عضو بورس اوراق بهادار تهران دارد». سومین فرضیه نیز بر این نکته تأکید میکند که «معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی عملکرد بهتری در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای با سهام زیانده عضو بورس اوراق بهادار تهران دارد».
برای بررسی هر دو فرضیه، شرکتهای سودده و زیانده از یکدیگر جدا میشوند و سپس بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای سودده و زیانده بهصورت جداگانه انجام میشود. نتایج این بررسی در نگارة (4) گزارش شده است. بهعلت کمتربودن تعداد شرکتهای زیانده در نمونة آماری، از دو چندک بهجای پنجکبندی شرکتها استفاده شده است.
نگارة 4- نتایج بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی برای شرکتهای سودده و زیانده
|
معیار اقلام تعهدی سنتی |
معیار اقلام تعهدی درصدی |
چندک |
حالت |
||
|
مقدار احتمال |
بازده تعدیلشده |
مقدار احتمال |
بازده تعدیلشده |
||
|
2105/0 |
257/5 |
0013/0 |
-0894/0 |
پنجک 1 |
شرکتهای سودده |
|
8053/0 |
6839/1 |
0790/0 |
-436/1 |
پنجک 5 |
|
|
1430/0 |
573/3 |
0482/0 |
3466/1 |
پرتفوی پوششی |
|
|
3650/0 |
607/84 |
6697/0 |
502/86 |
چندک 1 |
شرکتهای زیانده |
|
0000/0 |
-900/52 |
0404/0 |
-05/50 |
چندک 2 |
|
|
3262/0 |
508/137 |
0591/0 |
557/136 |
پرتفوی پوششی |
|
منبع: یافتههای پژوهش
همانطور در نگارة (4) مشاهده میشود، بیقاعدگی اقلام تعهدی تنها هنگامی قابل شناسایی است که از معیار اقلام تعهدی درصدی استفاده شود؛ به عبارتی دیگر، برای شرکتهای زیانده بازده تعدیلشدة پرتفوی پوششی براساس معیار اقلام تعهدی سنتی تفاوت معناداری با صفر ندارد؛ بنابراین بیقاعدگی اقلام تعهدی براساس معیار اقلام تعهدی سنتی، چه در بین شرکتهای سودده و چه زیانده، قابل مشاهده نیست. درمقابل، با توجه به مقدار احتمال آمارة تیاستیودنت، بازده تعدیلشدة مربوط به پرتفوی پوششی براساس معیار اقلام تعهدی درصدی در سطح خطای 5 درصد معنادار است؛ یعنی این بازده مثبت ازلحاظ آماری با صفر تفاوت معناداری دارد.
نکتة دیگر این است که تفکیک سوددهی و زیاندهی شرکتها بر شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی تأثیرگذار است؛ زیرا برای معیار اقلام تعهدی درصدی در نگارة (3) (در حالتی که تفکیک سودده و زیانده صورت نگرفته است)، بیقاعدگی اقلام تعهدی قابل مشاهده نیست و به محض تفکیک شرکتها از یکدیگر، این بیقاعدگی مشاهده میشود. ازسوی دیگر، با توجه به نگارة (3) مشاهده میشود که بیقاعدگی اقلام تعهدی برای شرکتهای زیانده با وضوح بیشتری مشاهده میشود؛ بهطوریکه مقدار بازده تعدیلشده برای شرکتهای زیانده برابر با 5/136 درصد و برای شرکتهای سودده برابر با 34/1 درصد است؛ درنتیجه، بازده تعدیلشده برای شرکتهای زیانده بسیار بیشتر از بازده تعدیلشدة شرکتهای سودده است.
با توجه به نگارة (4) و با توجه به معناداری بازده تعدیلشدة پرتفوی پوششی برای معیار اقلام تعهدی درصدی و معنادارنبودن آن برای معیار سنتی (چه برای شرکتهای زیانده و چه سودده)، مشخص میشود که معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی عملکرد بهتری در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی، چه در بین شرکتهای با سهام سودده و چه با سهام زیانده داشته است. نتیجه اینکه، دومین و سومین فرضیههای پژوهش در سطح خطای 5 درصد رد نمیشوند.
بیقاعدگی اقلام تعهدی در طبقههای ریسک آربیتراژ
نکتة چهارم یا آخرین فرضیة پژوهش این است که «معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار تهران که دارای ریسک آربیتراژ زیاد هستند، عملکرد بهتری دارد». برای بررسی این فرضیه به بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد پرداخته میشود. همچنین در این قسمت به بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی بالا و نیز به بررسی این بیقاعدگی در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ متوسط و پایین نیز پرداخته میشود. نتایج بررسی در نگارة (5) گزارش شده است. باید یادآور شد که در این پژوهش به تبعیت از کیم و همکاران ]19[، برای محاسبة ریسک آربیتراژ از واریانس جزء خطای حاصلشده از رگرسیون سری زمانی بازده هر شرکت روی بازده بازار استفاده میشود. بدین منظور، از اطلاعات 24 ماه قبل از تشکیل پرتفوی، در هر سال استفاده میشود.
نگارة 5- نتایج بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی در طبقههای مختلف ریسک آربیتراژ
|
معیار اقلام تعهدی سنتی |
معیار اقلام تعهدی درصدی |
چندک |
حالت نمونه |
||
|
مقدار احتمال |
بازده تعدیلشده |
مقدار احتمال |
بازده تعدیلشده |
||
|
7070/0 |
089094/0 |
3382/0 |
058825/0 |
چندک 1 |
ریسک آربیتراژ زیاد |
|
0662/0 |
-08877/0 |
0007/0 |
-05184/0 |
چندک 2 |
|
|
5209/0 |
177862/0 |
0554/0 |
110665/0 |
پرتفوی پوششی |
|
|
3049/0 |
029307/0 |
5268/0 |
044395/0 |
چندک 1 |
ریسک آربیتراژ متوسط |
|
0609/0 |
-02931/0 |
0105/0 |
-04439/0 |
چندک 2 |
|
|
5091/0 |
058613/0 |
1787/0 |
088789/0 |
پرتفوی پوششی |
|
|
0947/0 |
031391/0 |
1616/0 |
036844/0 |
چندک 1 |
ریسک آربیتراژ کم |
|
3506/0 |
-03488/0 |
2764/0 |
-04094/0 |
چندک 2 |
|
|
0780/0 |
06627/0 |
2839/0 |
077782/0 |
پرتفوی پوششی |
|
منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نگارة (5)، در دو معیار مقدار بازده غیرعادی بیشتری برای پرتفوی پوششی در بین طبقة شرکتهای با ریسک آربیتراژ بیشتر مشاهده میشود؛ بهطوری که برای معیار اقلام تعهدی درصدی، در طبقة ریسک آربیتراژ زیاد، 4 درصد نسبتبه طبقة ریسک آربیتراژ پایین، بازده غیرعادی بیشتری قابل مشاهده است؛ البته در طبقة ریسک آربیتراژ کم با توجه به مقدار احتمال آمارة تیاستیودنت، بیقاعدگی اقلام تعهدی مشاهده نمیشود. همچنین در حالت استفاده از معیار اقلام تعهدی سنتی، بازده غیرعادی برای طبقةریسک آربیتراژ زیاد، در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست؛ به عبارتی بهتر، تنها براساس معیار اقلام تعهدی درصدی بیقاعدگی، اقلام تعهدی در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد در سطح خطای 5 درصد قابل مشاهده است.
با توجه به نگارة (5) و نیز معناداری بازده تعدیلشدة پرتفوی پوششی برای طبقة ریسک آربیتراژ زیاد در حالت استفاده از معیار اقلام تعهدی درصدی، معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار تهران که دارای ریسک آربیتراژ زیاد هستند، عملکرد بهتری داشته است؛ درنتیجه، آخرین فرضیه این پژوهش در سطح خطای 5 درصد رد نمیشود.
در تفسیر این نتیجه باید گفت که اگرچه وجود معاملهگران آربیتراژی میتواند منجر به ازبینرفتن موقعیت آربیتراژی در بلندمدت شود؛ اما وجود ریسک آربیتراژ معاملات آربیتراژگران را محدود و آنها را از سود آربیتراژی محروم میکند؛ بنابراین احتمال دارد که حتی در درازمدت موقعیت آربیتراژی برای معاملات دارای ریسک آربیتراز زیاد مشاهده شود. این مسئله برای پرتفوی پوششی در بین طبقة شرکتهای با ریسک آربیتراژ زیاد قابل مشاهده است؛ زیرا آربیتراژگران با توجه به ریسک آربیتراژ این شرکتها، کمتر به معاملات آربیتراژی در این شرکتها دست میزنند.
بررسی استواری نتایج
برای بررسی استواری نتایج، به بررسی معناداری آلفای جنسن مدلهای قیمتگذاری CAPM و فاما فرنچ پرداخته شده است. همچنین از دیگر مقیاسهای اندازه برای ساخت معیار اقلام تعهدی سنتی استفاده شده است تا از این راه سنجیده شود که آیا معیار اقلام تعهدی سنتی نسبتبه مقیاس اندازه حساسیت دارد یا خیر.
در نگارة (6) به بررسی استواری با استفاده از آلفای جنسن حاصل از برآورد مدلهای CAPM و فاما فرنچ پرداخته شده است.
نگارة 6- آلفای جنسن حاصل از مدلهای قیمتگذاری دارایی سرمایهای و فاما فرنچ
|
فاما فرنچ |
CAPM |
چندک |
معیار |
||
|
احتمال |
آلفا |
احتمال |
آلفا |
||
|
1430/0 |
009256/0 |
8789/0 |
000962/0 |
پنجک 1 |
درصدی |
|
7328/0 |
001716/0 |
2540/0 |
-005841/0 |
پنجک 5 |
|
|
2625/0 |
-006965/0 |
1869/0 |
-007625/0 |
بازده پرتفوی پوششی |
|
|
1932/0 |
007396/0 |
6075/0 |
002842/0 |
پنجک 1 |
سنتی |
|
9660/0 |
-000214/0 |
3459/0 |
-004514/0 |
پنجک 5 |
|
|
2761/0 |
-006895/0 |
2396/0 |
-007073/0 |
بازده پرتفوی پوششی |
|
منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نگارة (6)، در هیچیک از معیارها، هیچکدام از مدلهای قیمتگذاری دارای مقدار آلفای معناداری برای بازده پرتفوی پوششی نیستند. این موضوع بدان معناست که با لحاظکردن عوامل ریسک، هیچیک از دو معیار اقلام تعهدی درصدی و سنتی توانایی تولید بازده غیرعادی با در نظر گرفتن فاکتورهای ریسک را ندارد. نکتة شایان توجه این است که بررسی استواری نتایج براساس آلفای جنسن که نتایج آن در نگارة (6) گزارش شده، تنها برای کل نمونة آماری است.
در نگارة (7) نتایج حاصل از بررسی استواری برای استفاده از دیگر مقیاسهای اندازه برای معیار اقلام تعهدی سنتی نشان داده شده است.
نگارة 7- بررسی استواری معیار اقلام تعهدی سنتی نسبتبه مقیاسهای متفاوت اندازه
|
مقدار احتمال |
بازده تعدیلشده |
چندک |
مقیاس |
|
1355/0 |
14638/10 |
پنجک 1 |
ارزش بازار |
|
1108/0 |
-96628/0 |
پنجک 5 |
|
|
0036/0 |
11266/11 |
بازده پرتفوی پوششی |
|
|
3696/0 |
400688/8 |
پنجک 1 |
ارزش دفتری |
|
0070/0 |
373617/0 |
پنجک 5 |
|
|
0009/0 |
02707/8 |
بازده پرتفوی پوششی |
|
|
0185/0 |
526421/8 |
پنجک 1 |
فروش |
|
0000/0 |
-68473/2 |
پنجک 5 |
|
|
0001/0 |
21115/11 |
بازده پرتفوی پوششی |
منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نتایج مندرج در نگارة (7)، باید گفت که شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی براساس معیار اقلام تعهدی سنتی نسبتبه دیگر مقیاسهای اندازه استوار است؛ به عبارتی دیگر، معیار اقلام تعهدی سنتی نسبتبه مقیاس اندازة استفادهشده برای ساخت معیار اقلام تعهدی سنتی دارای حساسیت نیست. نکتة مهم این است که بررسی استواری معیار اقلام تعهدی سنتی نسبتبه مقیاسهای متفاوت اندازه که نتایج آن در نگارة (7) گزارش شده، تنها برای کل نمونة آماری محاسبه شده است.
نتیجهگیری
فرضیههای این پژوهش براساس مقایسه عملکرد دو معیار درصد و سنتی برای اقلام تعهدی هستند. با توجه به نگارة (3)، مشاهده شد که پرتفوی پوششی برای کل شرکتهای عضو نمونه برای حالت استفاده از معیار اقلام تعهدی درصدی در سطح خطای 5 درصد دارای بازده غیرعادی معنادار نیست؛ البته باید توجه داشت که در حالت استفاده از معیار اقلام تعهدی سنتی، بیقاعدگی اقلام تعهدی قابل مشاهده است؛ بنابراین نخستین فرضیة پژوهش در سطح خطای 5 درصد پذیرفته نمیشود؛ به عبارتی دیگر، اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی عملکرد بهتری در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار تهران نداشته است؛ پس نتیجة این پژوهش با نتایج پژوهش کیم و همکاران ]19 [مغایرت دارد. ازسوی دیگر، کردستانی و شاهسوند [5] نشان دادند که بیقاعدگی اقلام تعهدی براساس اقلام تعهدی درصدی در بورس اوراق بهادار تهران قابل مشاهده است. این نتیجة پژوهش آنها با نتیجة نخستین فرضیة پژوهش پیشروی مطابقت دارد.
با توجه به نگارههای (4) و (5) و با توجه به اینکه بازده غیرعادی پرتفوی پوششی برای معیار اقلام تعهدی درصدی برای شرکتهای سودده، زیانده و شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد در سطح خطای 5 درصد معنادار بوده و این بازده غیرعادی برای حالت استفاده از معیار اقلام تعهدی سنتی معنادار نبوده است، این نتیجه به دست میآید که معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای با سهام سودده و نیز زیانده و همچنین در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد عملکرد بهتری داشته است؛ به عبارت دیگر، فرضیههای دوم، سوم و چهارم در سطح خطای 5 درصد رد نمیشوند.
در بسیاری از پژوهشها گفته شده است که بیقاعدگی اقلام تعهدی تنها در بین شرکتهای سودده مشاهده میشود [12، 19، 21 و 24]. با توجه به مشاهده بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای سودده و زیانده براساس معیار اقلام تعهدی درصدی، میتوان گفت که ازنظر مشاهدة بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای سودده، نتایج پژوهش پیشرو با نتایج پژوهشهای یادشده مطابقت دارد؛ اما از این جنبه که بیقاعدگی اقلام تعهدی فقط برای شرکتهای سودده قابل مشاهده است و برای شرکتهای زیانده قابل رؤیت نیست، نتایج این پژوهش با نتایج پژوهشهای یادشده در این زمینه مطابقت ندارد؛ به عبارتی دیگر، با توجه به نتایج این پژوهش، زیانده بودن شرکت را نمیتوان علت مشاهدهنکردن بیقاعدگی اقلام تعهدی دانست.
پژوهشگران بسیاری نشان دادند که بیقاعدگی اقلام تعهدی غالباً در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد رؤیت میشود [19، 21 و 23]. با توجه به نتایج پژوهش پیشرو و مشاهدة بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد، باید گفت که بیقاعدگی اقلام تعهدی درآن دسته از شرکتهای عضو بورس اوراق بهادار تهران که ریسک آربیتراژ زیادی دارند نیز غالباً مشاهده میشود و این نتیجه با نتایج پژوهشهای یادشده مطابقت دارد. با توجه به اینکه بیقاعدگی اقلام تعهدی در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد مشاهده میشود و این بیقاعدگی در بین شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ کم دیده نمیشود، میتوان گفت که ریسک آربیتراژ بهعنوان عاملی بازدارنده دربارة استخراج بازده غیرعادی براساس بیقاعدگی اقلام تعهدی برای سرمایهگذاران محسوب میشود. این نتیجه با نتایج پژوهشهای کیم و همکاران ]19[ و مشروالا و همکاران ]23[ مطابقت دارد.
دربارة مقایسة دو معیار اقلام تعهدی درصدی و سنتی نیز - همانطور که مشخص است- اگر تنها در حالتی که کل نمونه و (همچنین بهصورت جداگانه) شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ کم در نظر گرفته شوند؛ معیار اقلام تعهدی سنتی بیقاعدگی اقلام تعهدی را شناسایی میکند. این در حالی است که معیار اقلام تعهدی درصدی، بیقاعدگی اقلام تعهدی را فقط برای کل نمونه و شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ کم شناسایی نکرده است. درمقابل، بیقاعدگی اقلام تعهدی براساس معیار اقلام تعهدی درصدی در بین شرکتهای سودده، زیانده و شرکتهای دارای ریسک آربیتراژ زیاد قابل مشاهده است.
مسئلة اخیر نشاندهندة برتری نسبی معیار اقلام تعهدی درصدی بر معیار سنتی برای شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی دارد. این موضوع در تطبیق نسبی نتایج با انتظارات برای معیار اقلام تعهدی درصدی نسبتبه اقلام تعهدی سنتی نیز قابل مشاهده است و نتایج بررسی فرضیهها گواهی بر درستی این مسئله است. این نتیجه همسو با نتایج کیم و همکاران [19] و حفیظالله و همکاران [18] است که معتقدند معیار اقلام تعهدی درصدی در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی نسبتبه معیار اقلام تعهدی سنتی برتری دارد؛ البته کردستانی و شاهسوند [5] اعتقاد دارند که این دو معیار در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران تفاوتی ندارند که این نتیجه با نتایج پژوهش پیشرو مطابقت ندارد.
بررسی استواری نتایج برای استفاده از آلفای جنسن مدلهای قیمتگذاری CAPM و فاما فرنچ صورت گرفت. همانطور که مشاهده شد، در هیچیک از مدلهای قیمتگذاری و برای هیچیک از معیارهای اقلام تعهدی مقدار آلفای جنسن در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست؛ پس نتایج این پژوهش دربرابر لحاظکردن عوامل ریسک استوار نیست. این نتیجه با نتایج پژوهش کیم و همکاران ]19[ همخوانی ندارد. این در حالی است که در بررسی استواری نتایج بهدستآمده از معیار اقلام تعهدی سنتی با استفاده از سه مقیاس دیگر که بهعنوان نمایندههایی برای اندازة شرکت استفاده شدند، مشاهده شد که استفاده از نمایندههای دیگر اندازه بهعنوان مقیاس برای اقلام تعهدی سنتی موجب تغییر در شناسایی بیقاعدگی اقلام تعهدی و بهصورت کلی، تغییر در نتایج نمیشود؛ به عبارتی دیگر، معیار اقلام تعهدی سنتی نسبتبه دیگر مقیاسهای اندازه استوار است و نیز نسبتبه مقیاس اندازة استفادهشده حساس نیست. نتیجة اخیر با نتایج پژوهش کیم و همکاران ]19[ همخوانی دارد.
براساس نتایج پژوهش پیشرو، به سرمایهگذاران و شرکتهای مشاورة سرمایهگذاری پیشنهاد میشود که به ناپایداری جزء تعهدی سود توجه بیشتری داشته باشند؛ به عبارتی بهتر، سرمایهگذاران در سرمایهگذاریهای خود نباید تنها به میزان سود توجه کنند؛ بلکه بررسی و تحلیل اجزای سود نیز مهم است. سرمایهگذاران باید توجه داشته باشند سودی که بیشترین بخش آن را جزء تعهدی تشکیل داده است، ثبات ندارد و ممکن است در آینده بخش تعهدی سود محقق نشود. در صورت بیتوجهی به این موضوع، ممکن است که سرمایهگذاران با زیان مواجه شوند. همچنین به سرمایهگذاران در بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد میشود تا با توجه بیشتر به جزء نقدی سود و ناپایداری بخش تعهدی سود، در جهت دستیابی به بازار کارا گام بردارند؛ زیرا بیقاعدگی اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار به این علت رخ میدهد که سرمایهگذاران دربارة بخش تعهدی سود آگاهی و تشخیص نادرست یا ناکافی دارند.
اگر سرمایهگذاران به ناپایداری بخش تعهدی سود توجه بیشتری کنند، بیقاعدگی اقلام تعهدی کمرنگتر شده، فرصتهای آربیتراژی برای آربیتراژگران محدودتر میشود. همچنین محتمل است که در صورت ایجاد صندوقهای پوششی در ایران در آینده، نتایج پژوهش پیشرو بتواند برای اینگونه صندوقها مفید باشد؛ زیرا آنها میتوانند با انجامدادن معاملات آربیتراژی براساس مفهوم بیقاعدگی اقلام تعهدی، به سود غیرعادی دست یابند.
نویسندگان این مقاله پیشنهادهایی برای محققان دیگر دارند. پیشنهاد میشود که علاوه بر بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی با استفاده از معیارهای بهکاررفته در این پژوهش، به موضوعاتی مانند کیفیت اقلام تعهدی و مدیریت سود و کیفیت حسابرسی نیز بپردازند. همچنین چون بیقاعدگی اقلام تعهدی یک نوع از بیقاعدگیهای بورس اوراق بهادار محسوب میشود، پیشنهاد میشود که به بررسی مقایسهای بیقاعدگیهای دیگر (در کنار بیقاعدگی اقلام تعهدی) پرداخته شود تا ارتباط این نوع از بیقاعدگی با دیگر بیقاعدگیهای موجود روشن و به درک بهتری از بیقاعدگیهای بازار منجر شود.
با توجه به اینکه در هرکدام از استراتژیهای معاملاتی بیانشده، دربارة بعضی از سهمها موقعیت خرید و دربارة شماری دیگر موقعیت فروش اتخاذ میشود، به پژوهشگران پیشنهاد میشود که علاوه بر بررسی بیقاعدگی اقلام تعهدی، به بررسی هزینههای معاملاتی و دیگر محدودیتهای معاملاتی بپردازند؛ بدین ترتیب، کارآمدی هریک از این استراتژیها در عمل، بهتر مشخص شود.
تعداد کم شرکتهای عضو نمونة آماری یک محدودیت اصلی برای این پژوهش بوده است. این مسئله در حالت تقسیم شرکتها برای شرکتهای زیانده نمود بیشتری داشت. با توجه به اینکه بازة زمانی این پژوهش شامل سالهای 86 تا 94 است، محدودیت کمبودن تعداد شرکتها تشدید شده است؛ البته طولانیترکردن بازة زمانی شاید به کمشدن چشمگیر تعداد شرکتهای عضو نمونه منجر میشد. یک راهحل تجربهشده برای کمرنگترکردن این محدودیت، استفاده از پنجک به جای دهک در مرتبسازی شرکتها بوده است.[30] استفاده از مدل دومرحلهای فاما مکبث برای بررسی معناداری چندکها و پرتفوی پوششی نیز موجب رفع مشکل کمبودن تعداد دادهها شده است.
[1] Sloan
Hedge Portfolio [2]: اتخاذ همزمانِ موقعیت فروش برای سهمهایی که بیشتر از مقدار واقعی ازسویِ سرمایهگذاران ارزشگذاری شده و موقعیت خرید برای سهمهایی که کمتر از مقدار واقعی ارزشگذاری شدهاند.
[3] Scale effect
[4] Deflator: برای محاسبة دو معیار اقلام تعهدی در این پژوهش، از دو مقیاس کل دارایی (در محاسبة اقلام تعهدی سنتی) و سود خالص (در محاسبه اقلام تعهدی درصدی) استفاده شده است.
[5] Kim et al
[6] Arbitrage
[7] Traditional accrual
[8] Percent accrual
[9] Earning fixation hypothesis
[10] Agency Theory
[11] Muth
[12] Zhang
[13] Wu et al
[14] Scale effect
[15] Easton
[16] Easton & Sommers
[17] Hafzalla et al
[18] Mashruwala
[19] Dopuch et al
[20] Hafzalla et al
[21] Fan & Yu
[22] Ball et al
[23] Eviews
[24] Operating accrual
[25] در پژوهشِ پیشِروی از فاکتور بازده بازار استفاده شده است.
[26] برای کسب اطلاعات بیشتر دربارة رویة دو مرحلهای فاما مکبث به کتاب قیمتگذاری دارایی سرمایهای نوشتة جان کوکران مراجعه شود: Cochrane, J. H. (2009). Asset Pricing :(Revised Edition). Princeton university press.
[27] برای کسب اطلاعات بیشتر دربارة مدل سهعاملیِ فاما فرنچ به پژوهش فاما و فرنچ (1996) یا صالحی و همکاران (1393) مراجعه کنید:
صالحی، اللهکرم، حزبی، هاشم و صالحی، برزو (1393) مدل پنجعاملی فاما و فرنچ: مدلی نوین برای اندازهگیری بازده مورد انتظار سهام. فصلنامه پژوهش حسابداری، مقالة 7، دوره 4، شمارة 3، صص 109 تا 120.
Fama, E. F., & French, K. R. (1996). Multifactor explanations of asset pricing anomalies. The journal of finance, 51(1), 55-84.
[28] از این پس برای اختصار، بهجایِ استفاده از «بازده تعدیلشده براساسِ اندازه» از «بازده تعدیلشده» استفاده خواهد شد.
[29] پرتفوی پوششی با اتخاذ استراتژی خرید برای نخستین پنجک و اتخاذ استراتژی فروش برای پنجمین پنجک تعریف میشود.
[30] برای حالت شرکتهای زیانده و همچنین برای هریک از طبقات ریسک آربیتراژ، از تقسیمبندی بهصورت دو چندک به جای پنج پنجک استفاده شده است تا کمبودن تعداد شرکتها از این راه جبران شود.
)
