Document Type : Original Article
Authors
1 برقوییAssociate Professor, Accounting, Faculty of Administrativ Sciences & Economics, University of Isfahan, Isfahan, Iran
2 AssistanAssistant Professor, Economics, Faculty of Administrativ Sciences & Economics University of Isfahan, Isfahan, Iran
3 StudenStudent, Accounting, Faculty of Administrativ Sciences & Economics University of Isfahan, Isfahan, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
مقدمه
یکی از اهداف اطلاعات حسابداری کمک به استفادهکنندگان و سرمایهگذاران بالفعل و بالقوه در تحلیل مالی و پیشبینی جریانهای نقد ورودی آتی به واحد تجاری و به تبع آن پیشبینی بازده سرمایهگذاری است. در ادبیات مالی، الگوهای متعددی ازجمله الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای[1]، الگوهای عاملی یا شاخصی[2] و الگوی آربیتراژ[3]برای کمک به سرمایهگذاران برای پیشبینی بازده سهام ارائه شده است. الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای ازجمله الگوهای تکعاملی است که تنها شامل عامل بازار است. در این راستا، پژوهشگران با افزودن عوامل جدید به الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای باعث افزایش قدرت تبیین این الگو و ارائۀ الگوهای چندعاملی شدهاند؛ برای نمونه میتوان به الگوی سهعاملی فاما و فرنچ ]20[، که در برگیرندۀ عوامل اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار است و الگوی چهارعاملی کارهارت ]18[، شامل عامل مومنتوم اشاره کرد. در سالهای اخیر الگوی پنجعاملی فاما و فرنچ]21[ با اضافهکردن دو عامل جدید سودآوری و سرمایهگذاری به الگوی سهعاملی، ارائه شد. سودآوری به توانایی شرکت در کسب سود اشاره دارد و نتیجۀ نهایی همۀ برنامهها و تصمیمات مالی شرکت است. همچنین، مطابق استانداردهای حسابداری مالی، اطلاعات سود در ارزیابی توان سودآوری، پیشبینی سودهای آتی، توزیع آتی جریانهای نقدی و درنهایت بازده آتی سهام ملاحظه میشود. از مفروضات اساسی الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای این است که افراد ریسکگریز هستند و تنها نگرانی آنها دو گشتاور[4] اول مرتبط با بازده (میانگین و واریانس) است و فرض میشود توزیع بازده سهام نرمال است. الگوهای مذکور گشتاورهای مرتبههای بالاتر نظیر چولگی[5] و کشیدگی[6] بازده را مدنظر قرار نمیدهد. در حالی که بنا به اعتقاد مارکویتز ]28[ در صورت عدمتقارن توزیع بررسیشده، درنظرگرفتن گشتاورهای بالاتر نظیر چولگی و کشیدگی نتایج دقیقتری را بههمراه دارد. از سوی دیگر، پژوهشگران متعددی بیان میکنند که شواهد تجربی مختلف، نرمالبودن توزیع بازده را تأیید نمیکند ]31،20،11[. از این رو، بررسی تأثیر گشتاورهای بالاتر عوامل مؤثر بر پیشبینی بازده سهام، ازجمله چولگی سودآوری حائز اهمیت است. طبق پیشینههای موجود، پژوهشی که تاکنون در ایران به بررسی ارتباط بین چولگی سودآوری با بازده آتی سهام پرداخته باشد، یافت نشد. بر این اساس، هدف اصلی این پژوهش پاسخ به این پرسش است که آیا در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران چولگی سودآوری در سهمعیار سود ناخالص، نسبت سود هر سهم به قیمت و سود خالص بر بازده آتی سهام تأثیر دارد.
بدینمنظور، در پژوهش حاضر با استناد به پژوهش جیا و یان ]36[، از روش رگرسیون مقطعی دومرحلهای فاما و مکبث ]22[ با بهکارگیری دادههای ترکیبی استفاده شده است. در صورت منفیشدن ضریب چولگی سودآوری، اگر توزیع سودآوری چوله به چپ باشد، رابطۀ مستقیم میان بازده آتی سهام و چولگی سودآوری ایجاد میشود؛ اما درصورت چولگی راست توزیع سودآوری، رابطۀ معکوس حاصل میشود.
در ادامه پژوهش، پس از بیان مبانی نظری و پیشینۀ پژوهشهای صورتگرفته در ارتباط با موضوع، فرضیهها، روش و الگوهای پژوهش مطرح میشود. سپس آمار توصیفی پژوهش و نتایج حاصل از آزمون فرضیهها ارائه میشود. درنهایت، به پیشنهادهای حاصل از پژوهش و محدودیتها پرداخته میشود.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
مهمترین عاملی که خریداران سهام هنگام خرید مدنظر قرار میدهند، بازدهی شرکت است. بازده در فرایند سرمایهگذاری نیروی محرکی است که ایجاد انگیزه میکند و پاداشی برای سرمایهگذاران محسوب میشود. این معیار به تنهایی دارای محتوای اطلاعاتی برای سرمایهگذاران است و برای ارزیابی عملکرد استفاده میشود]4[. ازجمله الگوهای مؤثر در رابطه با پیشبینی بازده سهام، الگوی قیمتگذاری دارایی سرمایهای است که پژوهشگران بهمرور زمان توسعه دادهاند]34،29،27[. این الگو پیشبینی میکند که عامل انحصاری بازار، به تغییرات مشترک بازده سهام شرکتهای مختلف منجر میشود]33[. پس از ارائۀ الگوی قیمتگذاری دارایی سرمایهای پژوهشگران به آزمون تجربی این الگو پرداختند، شواهد نشان میداد بتای الگوی قیمتگذاری دارایی سرمایهای بهطور کامل بازده دارایی را توضیح نمیدهد. این شواهد بدین معناست که عاملهای دیگری نیاز است تا بتوان رفتار بازده مورد انتظار را مشخصهبندی کرد؛ درنتیجه بنیانی برای الگوهای چندعاملی پایهریزی شد. فاما وفرنچ]20[، تأثیر عوامل مرتبط با ویژگیهای شرکت نظیر عامل بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام را بر بازده سهام بررسی کردند. این الگو با دادههای بورس تهران نیز تأیید شده است. کارهارت ]18[، از «بیقاعدگی مومنتوم» که جگادیش و تیتمن]25[ مطرح کرده بودند، استفاده کرد و عامل چهارمی را بهنام مومنتوم به الگوی سهعاملی اضافه کرد. این متغیر نسبت به عملکرد شرکتهای موفق در دورههای کوتاهمدت پس از موفقیت، واکنش مثبت و نسبت به عملکرد شرکتهای ناموفق در دورههای پس از شکست، واکنش منفی نشان داد. سپس فاما وفرنچ ]21[، با افزودن دو عامل سودآوری و سرمایهگذاری قدرت تبیین این الگو را افزایش دادند. همچنین، افرادی نظیر نوی_مارکس]31[ و هو و همکاران ]24[ در راستای تبیین الگویی مناسب برای شناسایی اجزای تشکیلدهنده مقطعی بازده آتی سهام، عامل سودآوری را مدنظر قرار دادند. بنا بر اعتقاد نوی_مارکس]31[، از آنجایی که سایر عوامل غیرعملیاتی در سودآوری ناخالص دخیل نیستند، بینقصترین اندازهگیری سودآوری اقتصادی است. به اعتقاد بال]12[، نسبت سود هر سهم به قیمت دربرگیرندۀ مجموع عوامل ناشناخته مرتبط با بازده سهام است که میتوان از آنها بهعنوان عوامل ریسکزا نام برد و در سهامی که این نسبت بالا باشد، بازده موردانتظار نیز بیشتر است. سود خالص گزارششده در صورتهای مالی، یکی از مهمترین معیارهای ارزیابی عملکرد و تعیینکنندۀ ارزش بنگاه اقتصادی تلقی میشود.
بر اساس نظریۀ مدرن پرتفوی مطرحشدۀ مارکویتز ]28[، سرمایهگذاران تصمیمات سرمایهگذاری خود را براساس رابطۀ بهینه بین بازده موردانتظار و ریسک انجام میدهند که از طریق بازده و ریسک پرتفوی محاسبه میشود. مارکویتز واریانس را شاخص ریسک در نظر گرفت و پس از آن واریانس یکی از معیارهای رایج ریسک در مسئلۀ انتخاب پرتفوی درنظر گرفته شد. مارکویتز طی پژوهشهایی که در سالهای بعدی انجام داد به این نتیجه رسید که معیار واریانس دارای نواقصی است. یکی از مهمترین نقصهای مطرحشده این است که واریانس، تفاوتی میان بازدههای بالا و پایین قائل نمیشود. بهعبارتدیگر، مقدار بازده خیلی بالا و خیلی پایین برای سرمایهگذار ریسک یکسانی را در پی خواهد داشت؛ در حالی که در جهان واقعی اینطور بهنظر نمیرسد و سرمایهگذاران فقط نوسانات قسمت نامطلوب از بازده را شاخص ریسک در نظر میگیرند. از اینرو، بنا به اعتقاد مارکویتز]28[، توجه به گشتاورهای بالاتر نظیر چولگی و کشیدگی بهعنوان شاخص ریسک بهجای واریانس، نتایج دقیقتری را به همراه داشت؛ مگر آنکه بنا به دلایلی مانند تقارن توزیع احتمال متغیر مورد بررسی، گشتاورهای بالاتر درنظر گرفته نشوند. بنا به اعتقاد پژوهشگرانی نظیر فاما و مکبث]22[، فاما و فرنچ]20[ و بالی وهمکاران ]11[، از آنجایی که توزیع بازده سهام نرمال نیست، درنظرگرفتن گشتاورهای بالاتر بازده سهام و عوامل مؤثر بر پیشبینی بازده سهام، نظیر چولگی سودآوری حائز اهمیت است. درنتیجه، در این پژوهش به مبانی نظری تأثیر چولگی سودآوری بر بازده آتی سهام بر اساس سه دیدگاه تبیین رفتاری، فرصت رشد و سودآوری آتی پرداخته میشود به شرحی که در ادامه بیان خواهد شد.
در دیدگاه رفتاری برای تبیین رابطۀ چولگی سودآوری با بازده آتی سهام از فرضیۀ بازار کارا[7]، یعنی تصمیمگیری عقلایی سرمایهگذاران استفاده شده است]36[. چنانچه سرمایهگذاران بهصورت عقلایی تصمیمگیری کنند، قیمت سهام بلافاصله و متناسب با ریسک (اخبار خوب و بد منتشرشده) تغییر مییابد؛ اما شواهد زیادی وجود دارد که نشاندهندۀ رفتار غیرمنطقی سرمایهگذاران بهدلیل واکنش بیش از اندازه و کمتر از اندازه است. ممکن است بازار در هنگام انتشار اخبار جدید واکنش بیش از اندازه نشان دهد و قیمت سهم بیش از ارزش ذاتی آن افزایش یابد؛ در این حالت به مرور زمان قیمت سهم کاهش مییابد تا به ارزش ذاتی نزدیک شود. همچنین، ممکن است بازار نسبت به انتشار اخبار جدید واکنش کمتر از اندازه نشان دهد و مدتزمانی بهطول انجامد تا قیمت سهم تعدیل شود ]23[. سرمایهگذاران هنگام انتشار اخبار جدید در رابطه با جریان سودآوری پرنوسان واکنش کمتر از اندازه و نسبت به جریان سودآوری ثابت واکنش بیش از اندازه نشان میدهند]36[. حال برای تبیین رابطۀ چولگی سودآوری با بازده آتی سهام، نمودار سودآوری در حالت چوله به راست فرض شده است؛ بدین معنی که دادههای پرت در دنبالۀ راست توزیع قرار گرفته است. در این شرایط مطابق فرض رفتاری دو حالت رخ میدهد؛ حالت نخست بدینصورت است که اگر دادههای پرت بسیار بزرگ باشد، از آنجایی که بیانگر جریان سودآوری پرنوسان است؛ درنتیجه واکنش کمتر از اندازۀ سرمایهگذاران بازده آتی بالایی را ایجاد میکند و حالت دوم بیانگر این است که دادههای پرت کوچک، نشاندهندۀ جریان سودآوری ثابت است که به واکنش بیش از اندازۀ سرمایهگذاران و نهایتاً بازده آتی بالا منجر میشود. در هر دو حالت توزیع سودآوری چوله به راست و ضریب سودآوری مثبت فرض شده است، از اینرو، مطابق فرض رفتاری رابطۀ مستقیم میان چولگی سودآوری با بازده آتی سهام حاصل میشود. درنتیجه، ممکن است سرمایهگذاران کاملاً عقلایی واکنش بیش از اندازه و یا کمتر از اندازه نشان دهند، که این بیشواکنشی و یا کمواکنشی ناشی از عدمتقارن اطلاعاتی است]36[.
بر اساس دیدگاه فرصت رشد برای تبیین رابطۀ چولگی سودآوری با بازده آتی سهام از مفهوم اختیار خرید[8] معامله استفاده میشود]36[. اختیار خرید قراردادی است که بهموجب آن دارندۀ اختیار میتواند در بازه زمانی مشخص اقدام به خرید مقدار مشخصی از یک دارایی به قیمت تعیینشده کند. بر این اساس، اختیار خرید معامله یک موقعیت اهرمی است که فرصت مناسبی را برای سرمایهگذاری فراهم میآورد؛ بدینصورت که اگر قیمت برگههای اختیار خرید معامله نسبت به قیمت داراییهای مالی مندرج در این برگه کمتر باشد، فرصتهای خوبی را در اختیار سرمایهگذاران قرار میدهد. برای الگوسازی فرصت رشد شرکت از روش برناردو و همکاران ]15[، پیروی شده است که برای ارزش شرکت دو محرک درنظر گرفتهاند که مورد نخست، عبارت است از ارزش داراییهای موجود، یعنی ارزش فعلی جریانهای نقدی پرداختی به سهامداران که از داراییهای موجود ایجاد شده است و مورد دوم ارزش فعلی فرصتهای رشد است. محرک اول مربوط به تصمیمهای سرمایهگذاری گذشته و محرک دوم مربوط به تصمیمهای سرمایهگذاری آینده است. پس فرصتهای رشد شرکت در واقع توانایی بالقوۀ سرمایهگذاریهای شرکت را نشان میدهد؛ بدینمعنی که هرچقدر توانایی انجام سرمایهگذاری شرکت در آینده بیشتر باشد، شرکت دارای فرصتهای رشد بیشتری است. همچنین، بهبود فرصتهای رشد به ارتقای ارزش شرکت و افزایش قیمت سهام منجر خواهد شد. مایرز]30[، این فرصت رشد را بهعنوان اختیار خرید معامله تشریح میکند. پژوهشهای پیشین توزیع دارایی موجود در شرکت را نرمال فرض کردهاند؛ در صورتی که بنا بر اعتقاد جیا و یان ]36[ از آنجایی که از لحاظ تجربی سودآوری بهعنوان یک نماینده از نرخ رشد دارایی شرکت است، چولگی دارایی موجود همانند سودآوری غیرصفر فرض میشود. همچنین، از لحاظ نظری، نتایج حاصل از الگوی قیمتگذاری اختیار معامله بکوس و همکاران]10[، حاکی از وجود رابطۀ مستقیم بین چولگی سودآوری و ارزش فرصت رشد شرکت است که در نتیجه انتظار میرود بازده سهام، همجهت با چولگی سود حاصل شود]36[.
در دیدگاه سودآوری آتی، برای تبیین رابطۀ چولگی سودآوری با بازده آتی سهام به پژوهش بال و براون]13[ اشاره شده است که نتایج حاصل حاکی از وجود رابطۀ معنادار بین سود حسابداری و بازده سهام است. سرمایهگذاران برای سود حسابداری بهعنوان ابزار پیشبینی، جایگاه خاصی در نظر دارند. میزان مربوطبودن سودهای جاری به سودهای آتی به پایداری سودها بستگی دارد. چنانچه سرمایهگذاران موفق به تشخیص اجزای پایدار سودها شوند، آنها احتمالاً سودهای آتی را بهخوبی پیشبینی خواهند کرد و چون سودها مهمترین منبع اطلاعاتی دربارۀ پرداخت سود آتی شرکتاند، آنها با دردستداشتن این پیشبینیها ممکن است میزان بازده آتی سهام و دریافت سود نقدی آتی خود را نیز برآورد کنند ]9[. طبق پژوهش جیا و یان ]36[ چولگی سودآوری بهطور مستقیم با تغییرات اخیر سودآوری ارتباط دارد که درنتیجه چولگی سودآوری بالا، به افزایش چشمگیری در شاخصهای سودآوری منجر میشود. اگر احتمال افزایش سودآوری در آینده ادامه یابد، بازدهی آتی نیز افزایش مییابد. همچنین، در دورههای زمانی طولانیتر، همبستگی بین دو متغیر بازده آتی سهام و نسبت سود هر سهم به قیمت افزایش مییابد و سود میزان بیشتری از بازده را تبیین میکند]36[.
مطابق سه دیدگاه ذکرشده در مبانی نظری، چولگی سودآوری بر بازده آتی سهام تأثیر دارد؛ اما برای تعیین جهت تأثیر چولگی سودآوری بر بازده آتی سهام باید به دو مورد توجه شود؛ مورد نخست، مثبت و یا منفیبودن ضریب چولگی سودآوری است که ازطریق رگرسیون برازششده حاصل میشود و مورد دوم، جهت چولگی توزیع سودآوری است. بهطور خلاصه، اگر توزیع سودآوری چوله به راست باشد و ضریب چولگی سودآوری مثبت باشد، انتظار بر آن است که رابطۀ مستقیم ما بین چولگی سودآوری با بازده آتی سهام حاصل شود و در رابطه با ضریب منفی، رابطۀ معکوس مورد انتظار است؛ اما اگر توزیع سودآوری چوله به چپ باشد با فرض مثبتبودن ضریب چولگی سودآوری، انتظار میرود رابطۀ منفی بین چولگی سودآوری و بازده آتی سهام حاصل شود و ضریب منفی به ایجاد رابطۀ مستقیم مابین دو متغیر نامبرده منجر شود.
کای و همکاران ]16[ در پژوهشی به بررسی چگونگی تأثیر معیارهای سودآوری بر بازده آتی سهام پرداختند. مطابق نتایج اگرچه رشد سودآوری بهصورت چشمگیر و مثبت با بازده سهام انباشته سال بعد همبستگی دارد؛ اما اقدامات سودآوری، رشد سودآوری را پیشبینی نمیکند. علاوه بر این، در شرکتهایی که سودآوری بالاتری دارند، تأخیر قیمت سهام کمتر و نقدشوندگی بیشتر است. همچنین، توجه بیشتری از سرمایهگذاران را جذب میکند.
جیا و یان]36[، در پژوهشی به بررسی رابطۀ چولگی سودآوری با بازده آتی سهام پرداختند. نتایج این پژوهش حاکی از تأثیر چولگی سودآوری با بازده آتی سهام بود.
جیا و یان]35[، در پژوهشی به بررسی ارتباط چولگی بنیادی شرکت با فرصت رشد شرکت، سودآوری و بازده سهام پرداختند. نتایج حاکی از آن بود که چولگی بنیادی شرکت، بازده سهام آتی را بهطور مثبت پیشبینی میکند. همچنین، دریافتند چولگی بنیادی بیشتر، موجب فرصت رشد آتی بیشتر در شرکت نمیشود؛ اما سودآوری آتی بیشتری را ایجاد میکند.
بال و همکاران]14[، در پژوهشی به مقایسۀ نسبتهای مالی و حسابداری، سودآوری ناخالص و سودآوری عملیاتی در توضیحدهندگی میانگین بازده سهام پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد نسبتهای مالی و حسابداری سودآوری عملیاتی، توان پیشبینیکنندگی بیشتری از بازده، نسبت به سایر نسبتها دارد.
کنراد و همکاران]19[، در پژوهشی به بررسی ارتباط نوسان، کشیدگی و چولگی با بازده سهام پرداختند. بر اساس نتایج این پژوهش، بین نوسان پیشبینیشده و بازدههای آتی رابطۀ منفی و بین کشیدگی و بازدههای آتی رابطۀ مثبتی برقرار است. همچنین، بازده پیشبینیشده با چولگی منفی به بازده آتی بیشتر منجر میشود.
نوی_مارکس]31[، در پژوهشی به بررسی تأثیر نسبتهای سودآوری سود ناخالص و سودآوری سود خالص بر میانگین بازده شرکتها پرداخت. یافتههای پژوهش بیانگر پیشبینیکنندگی بهتر سود ناخالص در مقایسه با سود خالص از بازده است.
عسگرنژادنوری]5[ در پژوهشی به بررسی عوامل مؤثر بر بازده سهام شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد فراتحلیل پرداخت. نتایج بیانگر تأثیر مثبت نسبتهای سودآوری شامل نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، میزان سود، حاشیۀ سود، نسبتهای بازار شامل بازده بازار، نسبت جریانهای نقدی شامل جریانهای نقدی ناشی از عملیات و شاخصهای ریسک شامل صرف ریسک بر بازده سهام بوده است.
بزرگاصل و موسوی ]3[، در پژوهشی به مقایسۀ قدرت پیشبینی الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای، الگوی سهعاملی فاما و فرنچ و الگوی پنجعاملی فاما و فرنچ در تبیین بازده سهام پرداختند. نتایج حاکی از آن بود که تفاوت معناداری در تبیین بازده باکمک الگوهای مذکور وجود ندارد. همچنین، نتایج نشان میدهد بازده پرتفوی سهام شرکتهایی با سودآوری قوی بیشتر از پرتفوی سهام شرکتهایی با سودآوری ضعیف است.
کامیابی و رمضانی]8[، در پژوهشی به بررسی تأثیر عوامل سودآوری و سرمایهگذاری بر توان تبیین الگوی سهعاملی در پیشبینی بازده سهام پرداختند. آنها دریافتند افزودن دو عامل سودآوری و سرمایهگذاری به الگو توان توضیحی الگو را افزایش میدهد و الگوی جدید در توضیح بازده موردانتظار سهام نسبت به الگوی پیشین خود دارای قدرت توضیحدهندگی بیشتری است.
برزگری و جمالی]2[، در پژوهشی به بررسی پیشبینیپذیری بازده سهام از نسبتهای مالی نشان دادند نسبتهای سودآوری در بین سایر گروههای نسبتهای مالی از سهم بالاتری در پیشبینی بازده سهام برخوردارند.
آقایی و همکاران]1[، در پژوهشی به بررسی رابطه بین تغییرات غیرمنتظره درآمد و تغییرات سود با بازده سهام پرداختند. نتایج نشان داد واکنش قیمت سهام در بازۀ اعلام سود بهطور معناداری با تغییرات غیرمنتظره درآمد دورة جاری مرتبط است. علاوه بر این، پس از کنترل تغییرات غیرمنتظرة سود، بین بازده سهام با تغییرات غیرمنتظره درآمد در بازۀ اعلام سود رابطة معناداری وجود دارد.
قدردان و راشدی]7[، در پژوهشی طی بررسی تأثیر نسبتهای مالی بر پیشبینی بازده سهام در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران نشان دادند بین نسبتهای مالی و بازده سهام پیشبینیشده رابطۀ معناداری وجود دارد.
دستگیر و همکاران]4[، در پژوهشی به بررسی ارتباط بین متغیرهای حسابداری شامل متغیر بازدهی سود، تغییرات سودآوری، سرمایهگذاری، تغییرات فرصتهای رشد و تغییرات نرخهای تنزیل با بازده سهام پرداختند. نتایج این پژوهش تنها حاکی از رابطۀ مستقیم معنادار بین بازدهی سود و بازده سهام و رابطۀ معنادار معکوس بین تغییرات نرخ تنزیل با بازده سهام است. با توجه به مبانی نظری و پیشینیۀ پژوهش، فرضیههای پژوهش به شرح زیر ارائه میشود.
فرضیههای پژوهش
پیشبینی بازده سهام شرکتهای مختلف یکی از مهمترین مسائل پیش روی سرمایهگذاران در بازارهای سرمایه تلقی میشود؛ بنابراین، شناسایی عوامل تأثیرگذار بر بازده سهام از اهمیت بهسزایی برخوردار است. از جملۀ این عوامل میتوان به سودآوری و گشتاورهای بالاتر آن نظیر چولگی سودآوری اشاره کرد. از این رو، هدف پژوهش حاضر بررسی تأثیر چولگی سودآوری بر بازده آتی سهام است. در پژوهش حاضر از سهمعیار سود شامل سود ناخالص، نسبت سود هر سهم به قیمت و سود خالص استفاده میشود. بر این اساس، سه فرضیه بهصورت زیر تدوین شده است:
فرضیۀ اول: چولگی سود ناخالص، بر بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیۀ دوم: چولگی نسبت سود هر سهم به قیمت، بر بازده آتی سهام تأثیر دارد.
فرضیۀ سوم : چولگی سود خالص، بر بازده آتی سهام تأثیر دارد.
روش پژوهش
با توجه به اینکه نتایج حاصل از این پژوهش میتواند در فرایند تصمیمگیری استفاده شود، این پژوهش از لحاظ هدف کاربردی است. همچنین، از آنجایی که بهدنبال ارزیابی ارتباط بین دو یا چند متغیر است، ازلحاظ ماهیت توصیفی– همبستگی است. برای جمعآوری مبانی نظری و متون موضوع پژوهش از روش کتابخانهای و برای آزمون فرضیههای پژوهش از روش رگرسیون دومرحلهای فاما و مکبث مقطعی ]22[، با بهکارگیری دادههای ترکیبی استفاده شده است. دادههای فصلی مورد نیاز و اطلاعات مالی به روش اسنادکاوی و ازطریق مراجعه به صورتهای مالی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران و بانک اطلاعاتی رهآورد نوین جمعآوری و برای جمعبندی و انجام محاسبات و تجزیه و تحلیل آنها از صفحۀ گسترده اکسل و از نرمافزارهای ایویوز نسخه10 بابت محاسبه متغیر نوسان ویژه از پسماند الگوی سهعاملی فاما و فرنچ و از استتا نسخه14 بابت انجام رگرسیون الگوهای پژوهش استفاده شده است.
جامعۀ آماری این پژوهش کلیۀ شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. از آنجایی که برای محاسبۀ متغیرهای پژوهش از اطلاعات دو سال قبل نیز استفاده شده است، دادههای مورد نیاز برای دورۀ زمانی 1388 تا 1396 جمعآوری و در نهایت آزمون فرضیهها در قلمرو زمانی سالهای 1390 تا 1396 انجام شد. روش نمونهبرداری در این پژوهش مبتنی بر روش حذف نظاممند (سیستماتیک) است، بدینمنظور کلیۀ شرکتهای جامعۀ آماری که دارای شرایط زیر بودهاند، برای نمونه انتخاب شده است:
1- برای قابلمقایسهبودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به 29اسفندماه باشد.
2- جزء شرکتهای واسطهگری مالی (بانکها، سرمایهگذاریها و لیزینگ) نباشد.
3- کلیۀ دادههای موردنیاز پژوهش برای شرکتهای موردبررسی موجود و در دسترس باشد.
4- معاملات سهام شرکت طی دورۀ پژوهش، بیش از سهماه در بورس اوراق بهادار تهران متوقف نشده باشد.
5- طی بازۀ زمانی پژوهش دورۀ مالی خود را تغییر نداده باشد.
با توجه به شرایط و محدودیتهای گفتهشده، از بین شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران، در مجموع 127 شرکت انتخاب شدند.
الگوهای پژوهش
در این پژوهش برای آزمون فرضیهها، با استناد به پژوهش جیا و یان]36[، از روش رگرسیون فاما و مکبث]22[، با بهکارگیری دادههای ترکیبی به شرح روابط (1) تا (3) استفاده شده است.
برای انجام آزمون فرضیۀ اول از رابطۀ (1) استفاده شده است:
|
رابطۀ(1) |
برای انجام آزمون فرضیۀ دوم از رابطۀ (2) استفاده شده است.
|
رابطۀ(2) |
برای انجام آزمون فرضیۀ سوم از رابطۀ (3) استفاده شده است:
|
رابطۀ(3) |
در الگوهای رگرسیونی برآوردی بر اساس روابط مذکور، از ضریب برای آزمون فرضیههای این پژوهش استفاده شده است.
متغیرها و الگوهای پژوهش
متغیر وابسته پژوهش
متغیر وابسته پژوهش بازده آتی سهام (Ri,t+1) است که به شرح رابطۀ (4) اندازهگیری میشود.
|
رابطۀ(4) |
= |
: بازده سهم شرکت i در دوره t است، با استفاده از قیمت بازار سهام شرکت در اول و آخر هر ماه و نیز منافع مالکیت سهامدار در آن ماه محاسبه میشود.
: قیمت سهم شرکت iدر انتهای دوره t است.
: قیمت سهم شرکت iدر ابتدای دوره t است.
: سود نقدی هر سهم شرکت i در دوره t است.
α: درصد سهام جایزه شرکت i است.
β: مبلغ اسمی هر سهم شرکت i است.
از آنجایی که متغیر وابسته این پژوهش بازده آتی سهام بوده و از دادههای فصلی استفاده شده است، از اینرو، از بازده سهام فصل بعدی بهعنوان بازده آتی سهام استفاده میشود.
متغیر مستقل پژوهش
چولگی سودآوری (SKP): برای محاسبۀ چولگی سودآوری به پیروی از پژوهش جیا و یان (2017)، از رابطۀ (5) به شرح زیر استفاده میشود:
|
رابطۀ(5) |
|
: چولگی سودآوری شرکت i در دوره t است.
: تعداد دوره
: میانگین نمونه
: انحرافمعیار نمونه
: معیار سودآوری است. در این پژوهش از سهمعیار سودآوری به شرح زیر استفاده شده است.
معیار اول: سود ناخالص (GP): از تقسیم سود ناخالص هر دوره بر جمع داراییهای ابتدای دوره بهدست میآید.
معیار دوم: نسبت سود هر سهم به قیمت (EPS/P): برای محاسبۀ این متغیر سود (زیان) عملیاتی هر سهم بر قیمت سهام هر سهم در پایان دوره مالی تقسیم میشود.
معیار سوم: سود خالص (NI): در این معیار از جمع سود خالص استفاده میشود. در این پژوهش برای محاسبۀ سود خالص مقیاسسازی انجام نمیشود؛ زیرا نتایج حاصل بسیار شبیه به سودآوری ناخالص و نسبت سود هر سهم به قیمت میشود.
متغیرهای کنترلی پژوهش
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (M): برای محاسبۀ این متغیر تعداد سهام هر شرکت در پایان دوره t در قیمت بازار سهام در پایان دوره t ضرب شده است.
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام (B/M) : عبارت است از نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در پایان دوره مالی.
r1,0: نرخ بازده سهام ماه قبل که بر اساس رابطۀ (4) برای فصل قبل محاسبه شده است.
روند حرکت بازده سهام (r12,2): برای محاسبۀ این متغیر به پیروی از پژوهش جگادیش و تیتمن]25[، در هر فصل بازده 12ماه قبل از آن فصل با 2ماه تأخیر، در نظر گرفته شده است که نحوۀ اندازهگیری این متغیر به صورت رابطۀ (6) است:
|
رابطۀ(6) |
1+Ryear = (1+R1) × (1+R2) ×…× (1+R10) |
که در آن:
: بازده خرید و نگهداری هر شرکت در 10ماه گذشته منتهی به فصل جاری
: بازده واقعی هر شرکت در هر ماه t
رابطۀ (6) برای هر شرکت در هر فصل بهصورت جداگانه محاسبه شده است.
سود ناخالص (GP): از صورت سود و زیان فصلی شرکتها استخراج میشود که برای هممقیاسسازی بر کل دارایی اول هر فصل تقسیم شده است.
نوسان ویژه (IDVOL): به پیروی از جیانگ و همکاران]26[، نوسان ویژه، از انحرافمعیار پسماند الگوی سهعاملی فاما و فرنچ ]20[، با استفاده از بازده ماهانه مطابق رابطۀ (7) محاسبه میشود.
|
رابطۀ(7) |
: بازده مازاد ماهانه سهام P در طول دوره t است.
: بازده P در طول دوره t است که ازطریق رابطۀ(4) محاسبه خواهد شد.
: نرخ بازده بدون ریسک در ابتدای دوره t است که ازطریق رابطۀ(8) محاسبه خواهد شد.
: بازده بازار در طول دوره t است که ازطریق رابطۀ (9) محاسبه خواهد شد.
: تفاوت میانگین بازدههای پرتفو سهام شرکتهای کوچک و بزرگ در طول دوره t است.
: اختلاف بازده پرتفوی سهام شرکتهای با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پایین در دوره t است.
: جزء خطا
در این پژوهش، نرخ بازده بدون ریسک ( ) از نرخ سود اوراق مشارکت دولتی بهدست میآید. از آنجا که سود این اوراق بهصورت فصلی پرداخت میشود؛ بنابراین، نرخ سود واقعی از نرخ سود اسمی بیشتر خواهد بود که به شرح رابطۀ(8) محاسبه میشود.
|
رابطۀ(8) |
= (( ) – 1) / 12 |
میانگین موزون بازده بازار ( ) از رابطۀ(9) محاسبه خواهد شد.
|
رابطۀ(9) |
|
یافتههای پژوهش
در این قسمت ابتدا آمار توصیفی و سپس نتایج حاصل از آزمون فرضیهها ارائه میشود.
آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
پس از جمعآوری دادهها و محاسبۀ متغیرهای پژوهش شاخصهای توصیفی هر متغیر بهصورت مجزا محاسبه شد. این شاخصها شامل اطلاعاتی مربوط به شاخص مرکزی و پراکندگی است که در نگارۀ (1) نشان داده میشود. میانگین بهعنوان نقطۀ تعادل و مرکز ثقل یک توزیع آماری، یکی از شاخصهای مرکزی مناسب برای نشاندادن مرکزیت دادههاست؛ برای مثال مقدار میانگین برای متغیر بازده سهام، 0955/0 است و به این معناست که بیشتر دادهها حول این مقدار تمرکز یافتهاند. میانه یک توزیع آماری دیگر از شاخصهای مرکزی توصیفکننده وضعیت جامعه است .انحرافمعیار یکی از مهمترین شاخصهای پراکندگی است که میزان انحراف دادهها از میانگین را اندازهگیری میکند. انحرافمعیار سه متغیر چولگی سود ناخالص و نسبت سود هر سهم به قیمت و سود خالص بهترتیب برابر با 4683/0، 5355/0 و 4118/0 است. نزدیکبودن انحرافمعیار این سه متغیر، نشاندهندۀ نزدیکبودن دامنۀ نوسان آنها به یکدیگر است. با توجه به اینکه انحرافمعیار هیچکدام از متغیرها صفر نیست، از اینرو، میتوان از آنها در الگوی رگرسیونی استفاده کرد.
نگارۀ1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
|
نام متغییر |
نماد متغییر |
میانگین |
میانه |
کمترین |
بیشترین |
انحرافمعیار |
|
بازده آتی سهام |
RETi,t+1 |
0955/0 |
0210/0 |
3554/0- |
4795/1 |
2783/0 |
|
چولگی سود ناخالص |
SK(GP) |
0848/0 |
00/0 |
5140/1- |
2840/2 |
4683/0 |
|
چولگی نسبت سود هر سهم به قیمت |
SK(EPS/P) |
0893/0 |
00/0 |
8480/1- |
5564/2 |
5355/0 |
|
چولگی سود خالص |
SK(NI) |
0127/0 |
0018/0- |
6577/1- |
1223/2 |
4118/0 |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (میلیون ریال) |
ME |
1/3 |
74/0 |
042/0 |
82 |
3/8 |
|
نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام |
B/M |
4830/0 |
4202/0 |
9861/0- |
1209/2 |
3949/0 |
|
نرخ بازده سهام ماه قبل |
r1,0 |
0244/0 |
00/0 |
2408/0- |
6064/0 |
1250/0 |
|
مومنتوم |
r12,2 |
4789/0 |
2533/0 |
4985/0- |
1605/4 |
7819/0 |
|
سود ناخالص |
GP |
0544/0 |
0465/0 |
0552/0- |
2500/0 |
0446/0 |
|
نوسان ویژه |
IDVOL |
1015/0 |
0803/0 |
0063/0 |
5081/0 |
0789/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج آزمون فرضیهها
فرضیۀ اول این پژوهش بدینصورت بیان شد که چولگی سود ناخالص بر بازده آتی سهام تأثیر دارد. نتایج حاصل ازآزمون فرضیۀ اول در نگارۀ (2) ارائه شده است.
نگارۀ 2- نتایج آزمون فرضیۀ اول
|
نام متغییر |
نماد متغیر |
ضریب برآوردی |
خطایمعیار |
آماره t |
ارزش احتمال |
|
عرض از مبدأ |
C |
03/0 |
0273/0 |
02/1 |
275/0 |
|
چولگی سود ناخالص |
SK(GP) |
06/0- |
022/0 |
78/2- |
006/0 |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (میلیون ریال) |
ME |
00/0 |
00/0 |
22/6- |
000/0 |
|
نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام |
B/M |
22/0 |
034/0 |
65/6 |
000/0 |
|
نرخ بازده سهام ماه قبل |
r1,0 |
01/0 |
04/0 |
42/0 |
672/0 |
|
مومنتوم |
r12,2 |
02 /0- |
007/0 |
64/2- |
009/0 |
|
سود ناخالص |
GP |
53/1 |
265/0 |
79/5 |
000/0 |
|
نوسان ویژه |
IDVOL |
41/0 |
0866/0 |
71/4 |
000/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج منعکس در نگارۀ (2) در مورد نتایج آزمون فرضیۀ اول نشان میدهد ارزش احتمال چولگی سود ناخالص برابر با (006/0) است که کمتر از سطح خطای 05/0 است. از اینرو، با توجه به معناداری ضریب نتیجهگیری میشود که چولگی سود ناخالص بر بازده آتی سهام تأثیر دارد، درنتیجه فرضیۀ اول پژوهش در سطح اطمینان 95درصد رد نمیشود. همچنین، ارزش احتمال متغیرهای ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، سود ناخالص، نوسان ویژه و مومنتوم تقریباً برابر با صفر و کمتر از سطح خطای 05/0 است، از اینرو، نتیجهگیری میشود که متغیرهای نامبرده اثر معناداری بر بازده آتی سهام دارند؛ اما از آنجا که ارزش احتمال متغیر نرخ بازده سهام ماه قبل بیشتر از 05/0 شده است، این متغیر تأثیر معناداری بر بازده آتی سهام ندارد.
اما برای تجزیه و تحلیل دادهها و تعیین جهت تأثیر چولگی سودآوری بر بازده آتی سهام باید به چگونگی توزیع سود توجه شود. بدینشرح که اگر توزیع سود چوله به راست باشد، یا به عبارتی دیگر، شرکتهای سودآور دادههای پرت نمونۀ مورد مطالعه محسوب شود، بر اساس ضریب چولگی سود دو حالت رخ میدهد؛ در حالت اول، ضریب چولگی سود مثبت است یا به بیانی دیگر رابطۀ چولگی سود با بازده آتی سهام مستقیم است، از اینرو، انتظار میرود همراه با افزایش چولگی مثبت سود، بازده سهام بهطور مثبت پیشبینی شود و روند افزایشی داشته باشد؛ در حالت دوم که ضریب چولگی سود منفی است، انتظار میرود با افزایش چولگی مثبت سود، بازده آتی سهام کاهش یابد.
در شرایطی که توزیع سودآوری چوله به چپ باشد، یا به عبارتی دیگر، شرکتهای زیانده دادههای پرت نمونۀ آماری محسوب شود، بر اساس ضریب چولگی سودآوری نیز دو حالت رخ میدهد؛ در حالت اول، ضریب چولگی سود مثبت است یا به بیانی دیگر، رابطۀ چولگی سود با بازده آتی سهام مستقیم است، در این حالت همراه با افزایش چولگی منفی سود، بازده آتی سهام نیز منفی میشود و کاهش مییابد؛ اما در حالت دوم که ضریب چولگی سود منفی است، انتظار میرود با افزایش در چولگی منفی سود، بازده آتی سهام مثبت شود و روند افزایشی داشته باشد.
|
بیشتر شرکتهای عضو نمونۀ آماری سودده هستند و چندین شرکت زیانده به کشیدگی توزیع بهسمت چپ منجر شده است. |
|
بیشتر شرکت های عضو نمونۀ آماری زیانده هستند و چندین شرکت سودآور به کشیدگی توزیع به سمت راست منجر شده است. |
جهت چولگی چپ راست
ضریب چولگی سودآوری مثبت منفی مثبت منفی
رابطۀ چولگی سودآوری با بازده آتی سهام معکوس مستقیم مستقیم معکوس
شکل1- جهت تأثیر چولگی سودآوری بر بازده آتی سهام
منبع: یافتههای پژوهش
از آنجا که در فرضیۀ اول ضریب چولگی سود ناخالص بر اساس نمونۀ آماری پژوهش حاضر منفی شده است، با توجه به جهت چولگی سود ناخالص، جهت بازده آتی سهام تعیین میشود. بدینگونه که اگر توزیع سود ناخالص شرکتی چوله به راست باشد، بازده آتی سهام منفی میشود و روند کاهشی دارد؛ چرا که در صورت نادیدهگرفتن دادههای پرت (شرکتهای سودآور) از نمونۀ مورد مطالعه، شرکتهای زیانده باقی میمانند و درنهایت به کاهش بازده سهام در دورههای آتی منجر میشود؛ اما اگر با وجود منفیبودن ضریب چولگی سود ناخالص، توزیع سودآوری شرکتی چوله به چپ باشد، بازده آتی سهام بهگونهای مثبت پیشبینی میشود. به این خاطر که در صورت حذف دادههای پرت (شرکت زیانده) از نمونۀ مورد مطالعه، شرکتهای سودآور باقی میماند که درنهایت به افزایش بازده آتی سهام منجر میشود.
فرضیۀ دوم این پژوهش بدینصورت بیان شد که چولگی نسبت سود هر سهم به قیمت بر بازده آتی سهام تأثیر دارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم در نگارۀ (3) ارائه شده است.
نگارۀ3- نتایج آزمون فرضیۀ دوم
|
نام متغییر |
نماد متغیر |
ضریب برآوردی |
خطایمعیار |
آماره t |
ارزش احتمال |
|
عرض از مبدأ |
C |
03/0 |
0276/0 |
99/0 |
322/0 |
|
چولگی چولگی نسبت سود هر سهم به قیمت |
SK(EPS/P) |
04/0- |
0109/0 |
62/3- |
000/0 |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (میلیون ریال) |
ME |
00/0 |
00/0 |
89/5- |
000/0 |
|
نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام |
B/M |
23/0 |
0370/0 |
17/6 |
000/0 |
|
نرخ بازده سهام ماه قبل |
r1,0 |
02/0 |
0442/0 |
43/0 |
669/0 |
|
مومنتوم |
r12,2 |
02 /0- |
007/0 |
11/3- |
002/0 |
|
سود ناخالص |
GP |
56/1 |
2494/0 |
26/6 |
000/0 |
|
نوسان ویژه |
IDVOL |
37/0 |
0841/0 |
38/4 |
000/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج منعکس در نگارۀ (3) در مورد نتایج آزمون فرضیۀ دوم نشان میدهد که ارزش احتمال چولگی نسبت سود هر سهم به قیمت برابر با (000/0) است، که کمتر از سطح خطای 05/0 است. از این رو با توجه به معنیداری ضریب نتیجهگیری میشود که چولگی نسبت سود هر سهم به قیمت بر بازده آتی سهام تأثیر دارد، در نتیجه فرضیۀ دوم پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد رد نمیشود. همچنین ارزش احتمال متغیرهای ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، سود ناخالص، نوسان ویژه و مومنتوم تقریباً برابر با صفر و کمتر از سطح خطای 05/0 است، از اینرو نتیجهگیری میشود متغیرهای نامبرده اثر معناداری بر بازده آتی سهام دارند؛ اما از آنجا که ارزش احتمال متغیر نرخ بازده سهام ماه قبل بیشتر از 05/0 شده است، این متغیر تأثیر معناداری بر بازده آتی سهام ندارد.
در فرضیۀ دوم ضریب چولگی نسبت سود هر سهم به قیمت، مشابه ضریب چولگی سود ناخالص در فرضیۀ اول منفی شده است؛ بنابراین، تجزیه و تحلیل دادهها و ضرایب به شرحی است که در رابطه با فرضیۀ اول ارائه شده است.
فرضیۀ سوم این پژوهش بدینصورت بیان شد که چولگی سود خالص بر بازده آتی سهام تأثیر دارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ سوم در نگارۀ (4) ارائه شده است.
نگارۀ 4- نتایج آزمون فرضیۀ سوم
|
نام متغییر |
نماد متغیر |
ضریب برآوردی |
خطایمعیار |
آماره t |
ارزش احتمال |
|
عرض از مبدأ |
C |
03/0 |
0291/0 |
88/0 |
381/0 |
|
چولگی سود خالص |
SK(NI) |
08/0- |
0385/0 |
06/2- |
042/0 |
|
ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (میلیون ریال) |
ME |
00/0 |
00/0 |
48/6- |
000/0 |
|
نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام |
B/M |
23/0 |
0401/0 |
76/5 |
000/0 |
|
نرخ بازده سهام ماه قبل |
r1,0 |
01/0- |
0473/0 |
29/0- |
772/0 |
|
مومنتوم |
r12,2 |
03 /0- |
009/0 |
84/2- |
005/0 |
|
سود ناخالص |
GP |
67/1 |
2810/0 |
94/5 |
000/0 |
|
نوسان ویژه |
IDVOL |
43/0 |
0922/0 |
63/4 |
000/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج منعکس در نگارۀ (4) در مورد نتایج آزمون فرضیۀ سوم نشان میدهد که ارزش احتمال چولگی سود خالص برابر با (042/0) است که کمتر از سطح خطای 05/0 است. از اینرو، با توجه به معناداری ضریب نتیجهگیری میشود که چولگی سود خالص بر بازده آتی سهام تأثیر دارد، در نتیجه فرضیۀ سوم پژوهش در سطح اطمینان 95درصد رد نمیشود. همچنین، ارزش احتمال متغیرهای ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، سود ناخالص،نوسان ویژه و مومنتوم تقریباً برابر با صفر و کمتر از سطح خطای 05/0 است، از اینرو، نتیجهگیری میشود متغیرهای نامبرده اثر معناداری بر بازده آتی سهام دارند؛ اما از آنجایی که ارزش احتمال متغیر نرخ بازده سهام ماه قبل بیشتر از 05/0 شده است، این متغیر تأثیر معناداری بر بازده آتی سهام ندارد.
در فرضیه سوم ضریب چولگی سود خالص، مشابه ضریب چولگی سود ناخالص در فرضیه اول منفی شده است ؛ بنابراین، تجزیه و تحلیل دادهها و ضرایب به شرحی است که در رابطه با فرضیۀ اول ارائه شده است.
نتیجهگیری
با توجه به رشد و توسعۀ بازارها و ابزارهای مالی، پیچیدگی بازارهای مالی و تخصصیشدن مقولۀ سرمایهگذاری، سرمایهگذاران و بازارهای مالی نیازمند ابزارها، الگوها و روشهایی هستند که در انتخاب بهترین سرمایهگذاری و مناسبترین سبد سرمایهگذاری به آنها یاری دهد. این امر موجب شده است که نظریهها، الگوها و روشهای گوناگونی برای قیمتگذاری داراییهای مالی و محاسبۀ پیشبینی نرخ بازدهی سهام، مطرح شود و هر روز در حال توسعه و تغییر باشد. الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای، از اولین الگوهای قیمتگذاری است که در این الگو تنها یک عامل بهعنوان متغیر توضیحدهنده بازده سهام استفاده شده است. پژوهشگران با گذشت زمان و افزودن عوامل جدید به این الگو، توان تبیین بازده سهام را افزایش دادند. در پژوهشهای دهۀ اخیر عاملی بهنام سودآوری به این الگو اضافه شد که نتایج استفاده از این الگوها، بیانگر افزایش قدرت تبیین الگو بوده است. بر اساس مبانی نظری با توجه به نرمالنبودن توزیع بازده سهام، بررسی گشتاورهای بالاتر عوامل مؤثر بر آن نظیر چولگی سودآوری حائز اهمیت است. از اینرو، پژوهش حاضر به بررسی تأثیر چولگی سودآوری با استفاده از سه معیار سود ناخالص، نسبت سود هر سهم به قیمت و سود خالص بر بازده آتی سهام پرداخت. بر اساس نتایج ارائهشده، در سطح اطمینان 95% فرضیۀ اول، دوم و سوم این پژوهش رد نخواهد شد؛ به عبارت دیگر، نتایج حاصل بیانگر تأثیر چولگی سود ناخالص، نسبت سود هر سهم به قیمت و سود خالص بر بازده آتی سهام بوده است؛ اما برای تفسیر و تعیین جهت تأثیر چولگی هر سه معیار از سودآوری بر بازده آتی سهام مطابق مبانی نظری ارائهشده، باید به ضریب چولگی سودآوری و چگونگی توزیع سود هر شرکت توجه شود. در پژوهش حاضر با وجود منفیشدن ضریب چولگی سودآوری با درنظرگرفتن هر سهمعیار، اگر توزیع سودآوری چوله به چپ شود بازده آتی سهام افزایش مییابد؛ زیرا درصورت حذف دادههای پرت، دادههای سودآور که به افزایش بازده آتی سهام منجر میشود، باقی میماند و بالعکس. نتیجه حاصل با پژوهش جیا و یان]36[ مطابقت دارد. همچنین مطابق ضرایب ارائه شده متغیرهای کنترلی پژوهش شامل ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، سود ناخالص و نوسان ویژه اثر معناداری بر بازده سهام دارند که نتایج حاصل از پژوهش حاضر با نتایج پژوهشگرانی نظیر روزنبرگ و همکاران]32[، چان و همکاران]17[ و فاما و فرنچ ]20[ مطابقت دارد. همچنین، نتایج پژوهش حاضر حاکی از عدمتأثیر نرخ بازده سهام ماه قبل بر بازده آتی سهام است که این نتیجه با یافتههای استراتژی مومنتوم و استراتژی معکوس پژوهشگرانی نظیر جگادیش و تیتمن ]25[ و فدایینژاد و صادقی]6[ سازگار است.
پیشنهادهای پژوهش
بر اساس یافتههای پژوهش، پیشنهاد زیر ارائه میشود:
نتایج حاصل از هر سه فرضیۀ پژوهش بیانگر تأثیر هر سه معیار از چولگی سودآوری بر بازده آتی سهام بوده است. از اینرو، به سرمایهگذارانی که در بورس اوراق بهادار سرمایهگذاری میکنند و توجه اصلی آنها معطوف به بازده سهام است، پیشنهاد میشود برای پیشبینی میزان بازده سهام، به نوسانات و گشتاورهای بالاتر عوامل مؤثر بر آن نیز توجه شود؛ زیرا باتوجه به نرمالنبودن توزیع بازده سهام، درنظرگرفتن گشتاورهای بالاتر عوامل مؤثر بر آن نظیر چولگی سودآوری نتایج دقیقتری را بههمراه دارد. بدینگونه که با توجه به میزان و جهت سودآوری قادر به ارزیابی بازده آتی سهام میشوند.
برای پژوهشهای آتی نیز، پیشنهادهایی به شرح زیر ارائه میشود:
به پژوهشگران توصیه میشود در پژوهشهای آتی تأثیر معیارهای دیگری از سودآوری مانند سود عملیاتی و تفکیک آن به دو جزء نقدی و تعهدی و همچنین، گشتاورهای بالاتر آن معیارها را بر بازده آتی سهام بررسی کنند. این پژوهش دارای رویکرد مقطعی است؛ بنابراین، به پژوهشگران آتی پیشنهاد میشود که این موضوع را در قالب رویکرد سری زمانی بررسی کنند.
محدودیتهای پژوهش
1- پژوهش حاضر با استفاده از دادههای فصلی 127 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران انجام شده است و شرکتهای فعال در برخی صنایع از قبیل سرمایهگذاری، لیزینگ و بیمه بهعلت ماهیت خاص فعالیت آنها از جامعۀ آماری کنار گذاشته شدهاند؛ بنابراین، نتایج بهدستآمده قابلیت تعمیم به تمامی صنایع را ندارد.
2- قلمرو زمانی مطالعۀ حاضر از سال 1390 تا 1396 است، همچنین، با توجه به فرمول چولگی برای محاسبۀ چولگی سودآوری به اطلاعات مالی دو سال قبل از سال 1390 نیازمندیم. از اینرو با توجه به فصلیبودن دادهها و عدمدسترسی آسان به دادههای فصلی قبل از سال 89، در تعمیم نتایج به دورههای قبل از سال 90 و حتی بعد از سال 96 باید احتیاط شود.
3- دادههای استخراجشده از صورتهای مالی شرکتها، از بابت تورم تعدیل نشده است. در صورت تعدیل اطلاعات مذکور ممکن است نتایج متفاوتی از نتایج فعلی حاصل شود.
4- در پژوهش حاضر از دادههای فصلی استفاده شده است. متغیر وابسته در پژوهش حاضر بازده فصلی بوده است که بنا بر عدمارائۀ این متغیر برای بسیاری از دورهها و شرکتها، نمونۀ آماری به شدت کاهش یافته است.
)
