نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری، حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد قزوین، قزوین، ایران.
2 دانشیار، حسابداری، دانشگاه تربیتمدرس، تهران، ایران
3 دانشیار، حسابداری، دانشگاه بینالمللی امام خمینی (ره)، قزوین، ایران.
چکیده
کلیدواژهها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Since the first classical study conducted by Beaver (1968), the importance of quantification of the information content of accounting figures and its effect on the decisions of investors is the attention paid by the researchers he aim of this study is to provide a model for measuring the content of the message in general and financial statements in particular. This model will be able to extract the information contained in the figures of financial statements and make it possible to predict the firm's performance even though the facts are not readily acknowledged. in the aim of this study, 60 companies listed in tehran stock exchange in tehran stock exchange during the period 2000 to 2017 were analyzed. the results showed that the ratio of the lack of reliability of operational earnings and net profit, operational income, net profit and the sum of assets have generated more information content compared to the uncertainty ratio of individual variables, and reduces the concern of investors. this relation has a negative relationship with the future return of the company.
کلیدواژهها [English]
هدف پژوهش حاضر، ارائۀ تعریفی از اطلاعات است که اندازهگیری محتوای اطلاعات یک پیام را توسعه میدهد. مقصود از محتوای اطلاعات، تغییرات قیمت سهم در قبال انتشار اطلاعات از یک منبع اطلاعات است. در حالت کلی، بین اطلاعات و دانش تفاوت وجود دارد [22]. دسترسینداشتن به برداشت معنایی و تفسیری از محتوای اطلاعات برای گیرنده و فرستندۀ پیام، ضرورت انجام این پژوهش را توجیه میکند؛ زیرا شاید بتوان بهجرأت ادعا کرد مشکلترین و در عین حال مهمترین بحث، اثربخشی پیامهای ارسالشده است [40]. برای اندازهگیری کمی محتوای اطلاعات، پژوهشگران با استفاده از تئوری اطلاعات، به تعریف تابع توزیع اقدام کردند. بیور [2] واکنش سرمایهگذاران نسبت به اعلان سود را مبنای تعریف تابع توزیع قرار داد و با آن محتوای اطلاعات را اندازهگیری کرد. هنری ثیل [42] مبنای تعریف تابع توزیع را تغییرات ترکیب اقلام ترازنامه در نظر گرفت. توزیعهای تعریفشده از معایبی رنج میبرند که اعتبار کمیتهای اندازهگیریشده را برای کشف حقایق پنهان ارقام حسابداری دچار تردید میکند. تابع توزیع ترسیمشدۀ بیور، تابع توزیع احتمال فردی است و در آن بازار شخصیت فرضی تعریف شده است. تابع توزیع ترکیب اقلام ترازنامه، کسرهای جمع کل را توزیع در نظر گرفته است. همانطور که مشاهده میشود الگوهای مذکور شامل ایراداتی بودند که تفسیر محتوای اطلاعات ارقام حسابداری را با چالش روبهرو کردند. پژوهش حاضر با ارائۀ الگویی، محتوای اطلاعات ارقام حسابداری را اندازهگیری کرد و توانست تا حدودی مشکلات موجود در الگوهای مذکور را برطرف کند.
پرسش اصلی پژوهش حاضر این است که آیا الگوی ارائهشده برای اندازهگیری محتوای اطلاعات ارقام گزارششده در صورتهای مالی از اعتبار لازم برخوردار است. برای پاسخدادن به این سؤال، حسابداری در قالب سیستم ارتباطات کلاسیک تجزیهوتحلیل شده است. الگوی ارائهشده با استفاده از نامساوی چی پی شف تابع توزیعی را ترسیم کرد و این تابع توزیع ویژگیهای فضای نمونه را داشت و توانست تفسیر معناداری از تغییرات موجود در ارقام گزارششده در صورتهای مالی ارائه کند. از ویژگیهای تابع توزیع مذکور این است که برای متغیرهای حسابداری ازقبیل سود که دارای توزیع نامشخصیاند، توزیع تعریف کند. این تابع توزیع بر مبنای میانگین و انحراف معیار تشکیل شده است [40]. بر مبنای این تابع توزیع برای تغییرات هر یک از ارقام گزارششده در صورتهای مالی، احتمال در نظر گرفته میشود و احتمالهای شکلگرفته بر مبنای این گزارشها پایه و اساس اندازهگیری محتوای اطلاعاتاند [23]. این اندازهگیری قادر خواهد بود اطلاعاتی در رابطه با محیط اطلاعاتی شرکتها در طول زمان نسبت به خودشان و نیز نسبت به سایر شرکتها فراهم کند.
مبانی نظری و پیشینۀ تحقیق
اثربخشی کمیکردن محتوای اطلاعات صورتهای مالی
بین اطلاعات و دانش تفاوت وجود دارد. اگر رویدادهای اقتصادی منبع اطلاعات در نظر گرفته شوند، حسابداری با پردازش این رویدادهای اقتصادی ازطریق سیستم حسابداری، اطلاعاتی را راجع به حجم فروش، سودآوری شرکتها و ... در اختیار استفادهکنندگان صورتهای مالی قرار میدهد [2]. اطلاعات برگرفته از سیستم حسابداری باعث تغییر نااطمینانی سرمایهگذاران بازار سرمایه میشود؛ زیرا برخی از این اطلاعات دارای بار و محتوای اطلاعات بودهاند و میزان نااطمینانی تصمیمگیرندگان را کاهش دادهاند و برخی دیگر به لحاظ نداشتن محتوای اطلاعات، سطح نااطمینانی سرمایهگذاران را افزایش دادهاند [40]. سیستم حسابداری بهطور بالقوه دارای چنین توانی است که با ارائۀ گزارشی جامع از تاریخچۀ مالی شرکتها نااطمینانی سرمایهگذاران را کاهش میدهد [22].
برای اینکه بتوان محتوای اطلاعات صورتهای مالی را اندازهگیری کرد، به الگویی برای کمیکردن محتوای اطلاعات ارقام صورتها نیاز است. این الگو میباید از روش علمی معتبر استخراج شود. تا کنون روشهای گوناگونی برای کمیکردن محتوای اطلاعات صورتهای مالی استفاده شده است و همۀ این الگوها از تئوری اطلاعات برای کمیکردن محتوای اطلاعات صورتهای مالی کمک گرفتهاند. تنها تفاوت این الگوها در نحوۀ بهکارگیری تئوری اطلاعات برای اندازهگیری محتوای اطلاعات ارقام صورتهای مالی است[3].
برای کمیکردن محتوای اطلاعات ارقام صورتهای مالی به توزیع احتمال اولیه نیاز است. این توزیع احتمال از روشی منطقی تبعیت کرده و مطابق با ویژگیهای فضای نمونه است. الگوی ارائهشده در این پژوهش مبنای ترسیم توزیع احتمال اولیه بوده و این توزیع براساس قضیۀ چی پی شف شکل گرفته است. بسیاری از متغیرهای صورتهای مالی دارای توزیع مشخصی نیستند؛ بنابراین برای کراندارکردن توزیع این متغیرها از نامساوی چی پی شف استفاده میشود. نکتۀ بااهمیت این تابع توزیع این است که میتوان با آن ساختاری شبیه توزیع احتمال اولیه تشکیل داد [40].
برای تشکیل ساختاری شبیه توزیع احتمال اولیه نیاز است حسابداری در قالب سیستم ارتباطات کلاسیک تجزیهوتحلیل شود. لازمۀ داشتن قضاوت صحیح از موفق عمل کردن سیستم ارتباطات کلاسیک این است که استفادهکنندگان صورتهای مالی قادر باشند تولید توزیع احتمال تجدیدنظر شده را ببیند که ویژگی شبیه به ساختار توزیع احتمال اولیه است. خاصیت این سیستم در حسابداری این است که رویدادهای اقتصادی را از ابتدا تا پایان دوره در نظر میگیرد و این رویدادها را در قالب مجموعۀ گزارشهای خلاصهشده در اختیار استفادهکنندگان قرار میدهد. شباهت میان سیستم ارتباطات کلاسیک و چرخۀ حسابداری این است که در آخرین مرحله بهعنوان مقصد پیام اولیه دریافت نشده است و تنها یک سیگنال فیلترشده با نام صورتهای مالی حسابرسیشده میباید رمزگشایی شود. همین موضوع باعث شده است بین توزیع احتمال تجدیدنظر شده (یعنی پیام رمزگشاییشده در مقصد) و توزیع احتمال اولیه (یعنی پیام تولیدشده در مبدأ) تفاوت وجود داشته باشد [40].
برای برقراری سیستم ارتباطات کلاسیک به منبع اطلاعات نیاز است. این منبع با تولید رشتهای از پیامهای مرتبط با منافع استفادهکنندگان، آغاز میشود. رویدادهای اقتصادی (منبع اطلاعات) منتشرشده باعث ارتقای اطلاعات مورد علاقۀ استفادهکنندگان میشود. این سیستم برای تولید سیگنال مناسب برای مخابرهکردن اطلاعات به یک فرستنده نیاز دارد. حسابداری سیستم ثبت دوطرفه این وظیفۀ مهم را بر عهده دارد. این سیستم تأثیر هر رویداد منتشرشده را در قالب حداقل دو حساب منعکس میکند. در طول این فرایند مراجع استانداردگذار با انتشار بیانههایی که بهطور ذاتی غیرعینیاند، مقداری پارازیت ایجاد میکنند. علاوه بر این، اشخاص نیز میتوانند مسبب این پازاریت باشند؛ بنابراین سیستم ثبت دوطرفه براساس پیام تولیدشده به روش پارازیت، عمل میکند. این پازاریت تابعی از اشتباهات مدیریتی، حمایتهای جانبدارانه و تفسیرهای غیرعینی از اصول پذیرفتهشدۀ حسابداری است. خروجی سیستم ثبت دوطرفه در قالب سیگنالی (که صورتهای مالی نامیده میشود) رمزگذاری میشود. دریافتکنندۀ این سیگنال حسابرس نامیده میشود که پیام رمزگذاریشده را رمزگشایی میکند. هدف از فرایند رمزگشایی این است که تلاش شود پیام اولیۀ فرستادهشده از منبع اطلاعات کشف شود. حسابرس با انجام تعدادی آزمونها و روشها این اطمینان را ایجاد میکند که سیگنال تولیدشده عاری از هر گونه اشتباه باشد. در سیستم ارتباطات کلاسیک نیز سیگنال رمزگذاریشده، دریافت و پس از آن تلاش میشود پیام اولیه بهطور قراردادی با سطح کمی از خطا و اشتباه در مقصد رمزگشایی شود. در متون حسابداری، حسابرس تمام تلاش خود را به کار میبندد تا پیام اولیۀ ناشی از سیگنال تولیدشده را درک کند؛ اما امکان درک کامل آن به لحاظ پارازیتهای موجود در جریان تولید سیگنال، میسر نیست [3].
فرایند انتقال اطلاعات در چارچوب سیستم ارتباطات کلاسیک باعث شد حسابداری در قالب این سیستم تجسم شود. تجسم حسابداری با این چارچوب باعث میشود بتوان به آسانی به سؤالات مهمی راجع به کمیکردن محتوای اطلاعات حسابداری پاسخ داد. همانطور که در این چارچوب اشاره شد فرستندۀ اطلاعات، یعنی نخستین نقطۀ توقف پیام، نقش مهمی نسبت به گیرندۀ پیام دارد. توانایی استفادهکننده در مقصد برای استخراج پیام اولیه بستگی به نخستین ویژگی فرستنده در مبدأ دارد. این ویژگی مهم این است که فرستنده بتواند در مبدأ به شیوهای درست و دقیق پیام را رمزگذاری کند. برای بررسی درستی این فرایند میباید فرستندۀ صوت، خوداصلاحی را انجام دهد. خوداصلاحی به این مفهوم است که اگر سیگنالی که مشاهده میشود دارای خطا یا اشتباهی باشد بیدرنگ آن را اصلاح و فرایند کدگذاری را عاری از هر گونه پارازیتی میکند [23].
همانطور که اشاره شد سیستم ثبت دوطرفه با توجه به منبع اطلاعات که رویدادهای اقتصادی است، به تولید اطلاعات اقدام میکند. خروجی این سیستم، صورتهای مالی است که از آن به نام سیگنال یاد شد. این سیستم حاوی اطلاعاتی است که کشف واقعیت آن برای سرمایهگذاران، اعتباردهندگان و قانونگذاران بسیار مهم و حیاتی است؛ اما امکان کشف این واقعیت به دلایلی ازقبیل خطاهای مدیریتی، مراجع استانداردگذار، عامل انسانی با مشکل روبهرو است. استفادهکنندگان برای اخذ تصمیمات درست به کشف این حقیقت نیاز دارند. الگوی پیشنهادی مطرح در این پژوهش با توجه به این نیاز توانست بخشی از نگرانیهای سرمایهگذاران را جامۀ عمل بپوشاند. این الگو ساختاری را فراهم کرده است تا بتوان با آن پیام اولیۀ موجود را با پارازیت کمی استخراج کرد.
در پژوهشهای پیشین در این زمینه، آرنیواتی و پورتا [33]، تأثیر سرمایۀ فکری را بر محتوای اطلاعاتی صورتهای مالی در اندونزی بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان دادند افشای اطلاعات سرمایۀ فکری به افزایش محتوای اطلاعاتی صورتهای مالی منجر میشود. کارپ و چرسان [36] نشان دادند محتوای اطلاعاتی متغیرهای حسابداری رومانی پس از پذیرش استانداردهای حسابداری بینالمللی از سال 2011 افزایش یافته است. گوش و اولسن [30] در پژوهشی با نام «نااطمینانیهای محیطی و استفادۀ مدیران از اقلام تعهدی اختیاری» رابطۀ بین نااطمینانیهای محیطی و میزان استفادۀ مدیران از اقلام تعهدی اختیاری را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان دادند نااطمینانیهای محیطی نوسانهای زیادی در عملکرد و سودآوری شرکتها به وجود میآورد. مدیران برای جلوگیری از تأثیرات منفی آن، با استفاده از اقلام تعهدی اختیاری به هموارسازی سودهای گزارششده اقدام میکنند.
در مطالعات داخلی نیز آقایی و خلیلی [3] به بررسی تأثیر ترکیب منابع اطلاعاتی بر محتوای اطلاعات گزارشهای مالی سالانه پرداختند. در این پژوهش نشان دادند ترکیب محتوای اطلاعاتی صورتهای مالی در برخی از سالهای پژوهش در صنایع مختلف اثر بیشتر یا کمتر بر بازده سهام شرکتها دارد. آقایی و خلیلی [2] به بررسی حساسیت بازده به تغییرات نااطمینانی ناشی از سود شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1379-1393 پرداختند.آنها نشان دادند محتوای اطلاعاتی ناشی از سود به تولید علامتی منجر میشود که با استفاده از آن میتوان نااطمینانی موجود در آن را اندازهگیری کرد و این نااطمینانی بر بازده سهام تأثیر منفی و معنادار دارد. انواری و کیانی [6] به بررسی نقش نااطمینانی محیطی در رفتار هزینهها پرداختند. آنها با مطالعۀ 1340 سال _ شرکت طی سالهای 1382 تا 1392، با استفاده از تحلیل رگرسیون به روش دادههای ترکیبی نشان دادند نااطمینانی در تقاضا باعث افزایش میزان انعطافپذیری رفتار بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته میشود. به عبارت دیگر، در صورت افزایش نااطمینانی در تقاضا و با توجه به افزایش سهم هزینههای متغیر، هزینهها ساختار انعطافپذیرتری دارند. دستگیر و آرمات [8]، به بررسی رابطه بین نااطمینانیهای محیطی و بازده جاری سهام پرداختند. یافتههای پژوهش نشان میدهند نااطمینانیهای محیطی، نوسان زیادی در سودآوری و عملکرد شرکتها به وجود آورده و مدیران برای جلوگیری از اثرات منفی آن با استفاده از اقلام تعهدی اختیاری، به هموارسازی سودهای گزارششده اقدام کردهاند و سودهای هموارشده نیز بهطور معناداری با بازده جاری سهام ارتباط دارند. آقایی و کوک [1] با استفاده از مفهوم تئوری اطلاعات به بررسی میزان تغییر در ترکیب داراییها و بدهیها در شرکتهای نمونه پرداختند. در این پژوهش نشان دادند میزان تغییرات ترکیب بدهیها بسیار بیشتر از میزان تغییرات ترکیب داراییهاست. در این پژوهش درصد اجزای ترازنامه به جمع داراییها، احتمال وقوع آنها فرض شده است. آنان معتقد بودند تغییرات ناهمگون رشد داراییها و بدهیها باعث ایجاد بلاتکلیفی و ابهام در پیشبینی وضعیت آیندۀ شرکت میشود که میزان آن را با آنتروپی شانان اندازهگیری کردند.
بررسی پیشینۀ پژوهش نشان میدهد با وجود مطالعات گسترده در زمینۀ اندازهگیری محتوای اطلاعات، تا به حال پژوهشی در زمینۀ اندازهگیری کمی محتوای اطلاعات اقلام سودوزیان و ترازنامه در چارچوب نامساوی چی پی شف صورت نگرفته است؛ بنابراین با توجه به نقش حیاتی اندازهگیری محتوای اطلاعات و تأثیر آن در تصمیمات استفادهکنندگان صورتهای مالی، ضرورت انجام این پژوهش را توجیه میکند.
به لحاظ نظری اگر هر یک از متغیرهای صورتهای مالی از یکدیگر مستقل باشند، محتوای اطلاعات صورتهای مالی افزایش خواهد یافت و ترکیب این منابع به لحاظ مستقلبودن اقلام صورتهای مالی، محتوای اطلاعات بیشتری را تولید میکند و ابزارهای اطلاعاتی بهتری برای استفادهکنندگان صورتهای مالی فراهم میآورد [22]. در مقابل همبستگی بالا بین متغیرهای مذکور در زمان ترکیب منابع اطلاعاتی، محتوای اطلاعات کمتری را ایجاد خواهد کرد و در نتیجۀ این ترکیب، اطلاعات بیشتری در اختیار استفادهکنندگان صورتهای مالی قرار نخواهد گرفت [3]. همچنین گروه دیگری معتقدند ترکیب عناصرِ دارای خصوصیات متفاوت باعث میشود بخشی از اطلاعات از دست برود [41]. پژوهش حاضر با توجه به بررسی دیدگاههای موجود و همچنین برای دستیابی به اهداف پژوهش و مبانی نظری مطرحشده، فرضیههای پژوهش به شرح زیر طراحی و تدوین شدهاند.
فرضیههای پژوهش
از دیدگاه گزارشگری مالی میتوان سود حسابداری را به اجزای کوچکتری تقسیم کرد. درآمد عملیاتی، یکی از اجزای تشکیلدهندۀ سود است. درآمد با فروش کالا و ارائۀ خدمات کسب میشود. میزان آن برابر با مبلغی است که از بابت عرضۀ کالای ساختهشده یا خدمات ارائهشده به حساب مشتری منظور میشود. نااطمینانی در کسب درآمد عملیاتی در دیدگاه سرمایهگذاران تأثیر منفی خواهد داشت؛ بنابراین انتظار میرود نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی با بازده آتی سهام رابطۀ منفی داشته باشد [39].
در میان اطلاعات حسابداری، سود خالصْ شاخص خلاصه شناخته میشود. میتوان ادعا کرد سود حسابداری مهمترین رقم صورتهای مالی است؛ به طوری که شاید با انتشار صورتهای مالی، نخستین رقمی که ذینفعان سازمان درپی آناند، سودخالص باشد؛ بنابراین نااطمینانی در کسب سود خالص دارای پیامد منفی است [3].
صورتهای مالی بهمثابۀ ذرهبینی در شرکت است. شکل صورتهای مالی براساس روابطی تعیین میشود که به روابط حسابداری مشهور است و نشان میدهد اجزای مختلف صورتهای مالی چگونه شامل اجزای دیگریاند. ارتباط صورت سودوزیان و ترازنامه با صورت حقوق مالکانه انجام میگیرد. ترازنامه، انباشت حقوق مالکانه را در یک نقطه از زمان نشان میدهد و صورت حقوق مالکانه تغییرات این حقوق را بین دو تاریخ ترازنامه شرح میدهد [39].
ترکیب برخی از منابع اطلاعاتی به افزایش محتوای اطلاعاتی گزارشهای مالی منجر میشود و ترکیب برخی دیگر از منابع اطلاعاتی، محتوای اطلاعاتی گزارشهای مالی را کاهش میدهد. به لحاظ نظری، هر چقدر استقلال بین متغیرهای صورتهای مالی در زمان ترکیب منابع اطلاعاتی بیشتر باشد، محتوای اطلاعاتی بیشتری تولید میشود و تأثیر بیشتری بر بازده آتی خواهد داشت [22].
فرضیۀ اول: نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد.
فرضیۀ دوم: نسبت نااطمینانی سودخالص با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد.
فرضیۀ سوم: نسبت نااطمینانی مجموع داراییها با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد.
فرضیۀ چهارم: نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد عملیاتی و سودخالص با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد.
فرضیۀ پنجم: نسبت ترکیب نا اطمینانی درآمد عملیاتی و مجموع داراییها با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد.
فرضیۀ ششم: نسبت ترکیب نااطمینانی سودخالص و مجموع داراییها با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد.
فرضیۀ هفتم: نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد عملیاتی، سودخالص و مجموع داراییها با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد.
روش پژوهش
روش پژوهش حاضر، آرشیوی و پسرویدادی است؛ بدین معنی که دادههای مورد نیاز از پایگاههای اطلاعاتی مختلف همانند گزارشهای سالانه شرکتها و گزارشهای بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1379 تا 1395 که صورتهای مالی خود را به بورس اوراق بهادار تهران ارائه کردهاند، جامعۀ آماری پژوهش را تشکیل میدهند. نمونۀ آماری پژوهش با استفاده از روش نمونهگیری حذفی انتخاب شد و شرکتهایی که ویژگیهای مدنظر را نداشتند، از نمونۀ آماری حذف شدند. این ویژگیها عبارتاند از:
1.شرکتها باید قبل از سال 1379 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده و تا پایان سال 1395 در بورس فعال باشند.
2.شرکتها در سالهای 1379 تا 1395 تغییر سال مالی نداده باشند و سال مالی آنها به پایان اسفندماه منتهی باشد.
3.شرکتها فعالیت مستمر داشته باشند و وقفۀ معاملاتی بیش از 6 ماه در محدودۀ تعیینشده نداشته باشد.
4.جزء شرکتهای سرمایهگذاری، واسطهگری مالی، لیزینگ و بانکی نباشند.
5. نظر به اینکه یکی از متغیرهای بررسیشده اندازهگیری نااطمینانی سود خالص است، شرکتها نباید در بازه زمانی مذکور زیانده باشند.
درنهایت با اعمال این محدودیتها 60 شرکت، نمونۀ پژوهش انتخاب شدند.
در انجام پژوهش حاضر برای تجزیهوتحلیل دادهها و آزمون فرضیهها از روشهای آمار توصیفی و آمار استنباطی استفاده شده است. پس از جمعآوری اطلاعات، نخستین گام محاسبۀ آمارههای توصیفی متغیرهای استفادهشده است. این آمارهها شامل میانگین، میانه و انحراف معیار متغیرهای پژوهش است. برای آزمون فرضیههای پژوهش، ابتدا به بررسی پایایی یا ایستایی متغیرهای پژوهش پرداخته خواهد شد. بدین منظور از آزمونهای ریشۀ واحد از نوع لوین، لین و چاو استفاده میشود. چنانچه سطح معناداری آمارۀ آزمون برای هر یک از متغیرها کمتر از 5% باشد، این متغیرها در طی دوره پژوهش پایا هستند، سپس برای آزمون فرضیهها در مرحلۀ نخست، آزمون هاسمن بهمنظور انتخاب از بین روش وجود اثرات ثابت در دادهها یا وجود اثرات تصادفی انجام میشود و مرحلۀ بعدی، آزمون ناهمسانی واریانس و درنهایت، فرضیههای پژوهش با استفاده از روش تحلیل رگرسیون خطی چندگانه آزموده میشوند. همچنین در این پژوهش دربارۀ تجزیهوتحلیل دادهها، ابتدا با استفاده از صفحۀ گستردۀ اکسل متغیرهای پژوهش از روی دادههای خام آماده و سپس با استفاده از نرمافزارهای ایویوز نسخه 10 و استتا تجزیهوتحلیل نهایی شدند.
مدلهای آزمون فرضیهها
در این پژوهش از چارچوب پژوهش راس [40] برای آزمون فرضیهها استفاده شده است. برای آزمون فرضیههای پژوهش از رابطهها به شرح زیر استفاده شدهاند:
Ri,t+1=β0+β1(qR)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t (1)
Ri,t+1=β0+β1(qE)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t (2)
Ri,t+1=β0+β1(qA)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t (3)
Ri,t+1=β0+β1(qRE)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t (4)
Ri,t+1=β0+β1(qRA)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t (5)
Ri,t+1=β0+β1(qEA)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t (6)
Ri,t+1=β0+β1(qREA)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t (7)
در نگاره (1) نوع، نماد و نحوۀ اندازهگیری متغیرهای پژوهش به نمایش درآمده است.
نگاره 1- خلاصۀ متغیرهای پژوهش
|
نام متغیرنماد متغیرنوع متغیرنحوه اندازهگیری |
|
نسبت نااطمینانی qمستقل برای اندازۀ این نسبت، ابتدا با توجه به تابع توزیعِ ذیل، به کراندارکردن متغیرهای پژوهش اقدام شده است.
|
|
سپس برای تشکیل توزیع احتمال اولیه وتجدیدنظرشده از رابطههای زیر استفاده شده است.
درنهایت برای ترکیبکردن متغیرهای پژوهش از رابطۀ ذیل استفاده شده است.
که درآن : uk*t = متغیری با کمترین محتوای اطلاعاتی است i≤ k*≤j ؛ I*= شاخص متغیر آغازین؛ n = شاخص متغیر پایانی؛ = ضریب همبستگی پیرسون در طول زمان t≥2 بین متغیر i و j است؛ و £ = تعداد متغیرهای انتخابی برای محاسبۀ محتوای اطلاعاتی [40] . بازده سالانهR وابسته سود نقدی + (درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات آورده نقدی * در مبلغ پرداختشده از محل آورده نقدی و مطالبات + قیمت سهام در ابتدای دوره )– (درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته + درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده نقدی +1) اندازۀ شرکت Size کنترلی لگاریتم طبیعی مجموع داراییها در پایان سال[2]. نسبت ارزش دفتری BV/MV کنترلی ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار [2]. به ارزش بازار نسبت سود به قیمتE/Pکنترلیسود هر سهم به قیمت هر سهم [3]. نسبت قیمت به فروشP/S کنترلی قیمت هر سهم به قیمت فروش [39]. |
یافتههای پژوهش
آمارۀ توصیفی دادهها
نگاره (2) آمار توصیفی دادهها را نشان میدهد. با توجه به یکسانبودن شرکتهای استفادهشده در مدلهای پژوهش، آمار توصیفی بر حسب مدلهای پژوهش تفکیک نشده و بهصورت یکجا ارائه شده است. نگاره (2) نشاندهندۀ میانگین، حداکثر، حداقل و انحراف معیار است. همانگونه که ملاحظه میشود بیشترین میزان پراکندگی و همچنین میانگین در بین متغیرهای پژوهش مربوط به بازده سهام ( ) و نسبت ارزش دفتری به قیمت بازار سهام (MB) است.
نگاره 2- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
|
نام متغیر نماد متغیر میانگین انحراف معیار حداکثر حداقل مشاهدات |
|
بازده سهام R 21/0 28/0 89/0 24/0- 1020 نسبت نااطمینانی درآمدqR 56/0 35/0 5/1 0 1020 نسبت نااطمینانی سود qE 58/0 39/0 2/2 0 1020 نسبت نااطمینانی داراییهاqA 60/0 37/0 2 0 1020 نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد و سودqRE 75/0 49/0 5/2 0 1020 نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد و داراییهاqRA 73/0 46/0 3 0 1020 نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد، سود و داراییهاqREA 87/0 55/0 4 0 1020 اندازه شرکت size 87/5 62/0 28/8 35/4 1020 ارزش دفتری به ارزش بازاری MB 56/0 38/0 98/1 04/0 1020 نسبت قیمت به فروش P/S 42/1 40/0 2/12 09/0 1020 نسبت سود به قیمت E/P 18/0 09/0 89/0 01/0 1020 |
آزمون استنباطی
آزمون مانایی
قبل از برآورد رابطهها باید ایستایی متغیرهای استفادهشده در الگو بررسی شود. در صورت ایستانبودن متغیر، باید با تفاضلگیریهای متوالی آن را ایستا کرد تا از وقوع رگرسیون کاذب جلوگیری شود. نتایج نشان میدهند همۀ متغیرهای استفادهشده، در سطح 95 درصد ایستا هستند که نتایج این آزمون در نگاره شمارۀ (3) مشاهده میشوند.
نگاره 3- بررسی ایستایی متغیرهای پژوهش (آزمون لوین، لین و چاو)
|
نام متغیر نماد متغیر آماره لوین، لین و چو احتمال آماره لوین، لین و چو |
|
بازده سهام R 7847/1- 0000/0 نسبت نااطمینانی درآمد qR 14112/5- 0000/0 نسبت نااطمینانی سود qE 02787/3- 0000/0 نسبت نااطمینانی داراییها qA 92579/3- 0000/0 نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد و سود qRE 91941/2- 0000/0 نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد و داراییها qRA 57660/3- 0000/0 نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد، سود و داراییها qREA 64988/2- 0000/0 اندازه شرکت size 4767/10- 0000/0 ارزش دفتری به ارزش بازاری MB 59116/7- 0000/0 نسبت قیمت به فروش P/S 11861/5- 0000/0 نسبت سود به قیمت E/P 4611/12- 0000/0 |
نتایج آزمون فرضیههای پژوهش
تأثیر نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی، سود خالص و مجموع داراییها بر بازده آتی سهام
برای بررسی تأثیر نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی، سود خالص و مجموع داراییها بر بازده آتی سهام، به ترتیب مدل (1)، مدل (2) و مدل (3) برآورد شده که نتایج آنها در نگاره (5) ارائه شدهاند. در این پژوهش برای بررسی وجود وابستگی خطی بین متغیرهای مستقل از عامل تورم واریانس استفاده شد. همخطی بین متغیرهای توضیحی در مدلهای چندمتغیره موجب میشود ضرایب متغیرهای توضیحی بیمعنی شوند. در حالت وجود همخطی باوجود معنادارنبودن ضرایب،R2مدل بزرگ خواهد شد و این نتایج متناقض دارای تورش است و کارایی نخواهد داشت [2]. با توجه به نتایج بهدستآمده مشاهده شد آمارۀ عامل تورم واریانس کمی از یک بالاتر است که این مقدار بین بازه بهینۀ پیشفرض قرار دارد که کمینۀ آن 1 و بیشینۀ آن کوچکتر از 5 بوده است؛ این در حالت کلی عدم همخطی بین متغیرهای مستقل پژوهش را نشان میدهد.
برای بررسی شرط ناهمساننبودن واریانس، از آزمون والد تعدیلشده استفاده شده است که نتایج آن نیز در نگاره (5) مربوط به آزمون فرضیۀ اول، دوم و سوم ارائه شدهاند. مقدار معناداری آمارۀ این آزمون بهترتیب برابر با 2187/0، 4893/0 و 0632/0 است که نتایج این آزمون نشاندهندۀ وجودنداشتن ناهمسانی واریانس برای سه مدل مذکور است و مدلهای آزمون فرضیۀ اول، دوم و سوم باید به روش حداقل مربعات معمولی برآورد شوند. براساس نگاره (5) سطح معناداری آزمون چاو برای هر سه مدل برابر با 0000/0 است که نشان از برتری استفاده از روش دادههای تابلویی در مقابل دادههای تلفیقی دارد. همچنین براساس نتیجۀ آزمون هاسمن، باید برای برآورد مدل (1)، مدل (2) و مدل (3) از روش اثرات ثابت در مقابل روش اثرات تصادفی استفاده شود.
بهمنظور بررسی استقلال خطاها از یکدیگر از آزمون وولدریج استفاده شد که با توجه به سطح معناداری این آزمون، بین جزء خطاها خودهمبستگی وجود ندارد. بهمنظور سنجش نرمالبودن خطای پسماند، آزمون جارکیو – برا (1981) استفاده شده است. در صورتی که پسماندها بهصورت نرمال توزیع شده باشد، آمارۀ آزمون مزبور معنادار نخواهد بود. با توجه به اینکه مقدار آمارۀ جارکیو - برا (1981) بهترتیب برای مدل (1)، مدل (2) و مدل (3) با 7843/0، 4567/0 و 3238/0 و احتمال آنها برابر با 4315/0، 234/0 و 633/0 است و نیز سطح معناداری این آزمون، بزرگتر از 05/0 محاسبه شده است، درنتیجه نرمالبودن جملات خطا در مدل (1)، مدل (2) و مدل (3) پذیرفته میشود. نتایج این آزمون در نگاره (5) ارائه شدهاند. همچنین مقدار احتمال آماره F برای هر سه مدل برابر با 0000/0 است که حاکی از معناداری آنها است. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیلشده برای مدل (1) بهترتیب برابر با 1097/0 و1055/0 است؛ بنابراین در مدل (1) حدود 10 درصد، مدل (2) 11 درصد و مدل (3) 11 درصد از تغییرات متغیر وابسته (بازده آتی سهام) توسط متغیرهای توضیحی مدل (1)، (2) و (3) توضیح داده میشوند.
نگاره 5- بررسی اثر نااطمینانی درآمد عملیانی، سودخالص و مجموع داراییها بر بازده آتی سهام
|
شرح |
فرضیۀ اول |
فرضیۀ دوم |
فرضیۀ سوم |
||||
|
متغیرها |
نماد |
مدل (1) |
مدل (2) |
مدل (3) |
|||
|
بازده آتی سهام |
بازده آتی سهام |
بازده آتی سهام |
|||||
|
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آمارهt |
||
|
نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی |
78457/22- |
683835/3- (000/0) |
- |
- |
- |
- |
|
|
نسبت نااطمینانی سودخالص |
- |
- |
42506/23- |
852470/4- (0000/0) |
- |
- |
|
|
نسبت نااطمینانی مجموع داراییها |
- |
- |
- |
- |
20437/23- |
451148/4- (0000/0) |
|
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
431949/4- |
277692/1- (2017/0) |
693106/4- |
501876/1- (155/0) |
966057/3- |
216920/1- (2239/0) |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار |
BV/MV |
69767/26- |
171376/5- (0000/0) |
03050/26- |
152477/5- (0000/0) |
55914/25- |
281144/5- (0000/0) |
|
نسبت سود به قیمت |
E/P |
81845/44- |
447808/2- (0145/0) |
35195/45- |
550667/2- (0109/0) |
50240/43- |
508710/2- (0123/0) |
|
نسبت قیمت به فروش |
129318/4 |
643663/2 (0083/0) |
337879/4 |
637346/2 (0085/0) |
204251/4 |
686304/2 (0073/0) |
|
|
مقدار ثابت |
C |
72431/87 |
625528/4 (0000/0) |
40029/89 |
720586/4 (0000/0) |
94059/84 |
272307/4 (0000/0) |
|
آمارۀ والد تعدیلشده |
مقدار آماره |
معناداری |
مقدار آماره |
معناداری |
مقدار آماره |
معناداری |
|
|
56/24 |
2187/0 |
50/19 |
4893/0 |
49/30 |
0632/0 |
||
|
آمارۀ وولدریج |
907/2 |
1045/0 |
440/3 |
0792/0 |
106/3 |
0941/0 |
|
|
آمارۀ F |
05931/25 |
0000/0 |
37374/26 |
0000/0 |
49661/25 |
0000/0 |
|
|
آمارۀ جارک برا |
7843/0 |
4315/0 |
4567/0 |
234/0 |
3238/0 |
633/0 |
|
|
آمارۀ آزمون چاو |
9256/2 |
0000/0 |
7895/4 |
0000/0 |
6345/5 |
0000/0 |
|
|
آمارۀ آزمون هاسمن |
0151/67 |
0000/0 |
4590/45 |
0000/0 |
4452/42 |
0000/0 |
|
|
ضریب تعیین |
10997/0 |
115082/0 |
111682/0 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
1055/0 |
110718/0 |
107302/0 |
||||
|
روش برآورد مدل |
اثرات ثابت |
اثرات ثابت |
اثرات ثابت |
||||
|
تعداد مشاهدات |
1020 |
||||||
در فرضیۀ اول پژوهش، نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد. نتایج مدل (1) در سطح معنیداری 5% نشان میدهند ضریب متغیر مستقل نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی (784/22-) معنادار و منفی است؛ از این رو با افزایش نسبت نااطمینانی درآمد عملیاتی بازده آتی سهام کاهش مییابد و این فرضیۀ اول پژوهش را تأیید میکند.
در فرضیۀ دوم پژوهش، نسبت نااطمینانی سودخالص با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد. نتایج مدل (2) در سطح معنیداری 5% نشان میدهند ضریب متغیر مستقل نسبت نااطمینانی سودخالص (425/23-)، معنادار و منفی است؛ از این رو با افزایش نسبت نااطمینانی سودخالص بازده آتی سهام کاهش مییابد و این موضوع فرضیۀ دوم پژوهش را تأیید میکند.
در فرضیۀ سوم پژوهش، نسبت نااطمینانی مجموع داراییها با بازده آتی سهام رابطۀ منفی دارد. نتایج مدل (3) در سطح معنیداری 5% نشان میدهند ضریب متغیر مستقل نسبت نااطمینانی مجموع داراییها (204/23-) معنادار و منفی است؛ از این رو با افزایش نسبت نااطمینانی مجموع داراییها بازده آتی سهام کاهش مییابد و این فرضیۀ سوم پژوهش را تأیید میکند.
آزمون فرضیهها با توجه به ترکیب دوتایی منابع اطلاعاتی بر بازده آتی سهام
با توجه به ترکیب منابع اطلاعاتی، اثر هر یک از ترکیبها بر بازده آتی سهام بهصورت دو به دو در قالب فرضیۀ 4 تا 6 در نگارۀ (6) ارائه شده است.
نگاره 6- ترکیب منابع اطلاعاتی (درآمد عملیاتی، سودخالص و مجموع داراییها) بر بازده آتی سهام
|
شرح |
فرضیۀ چهارم |
فرضیۀ پنجم |
فرضیۀ ششم |
||||
|
متغیرها |
نماد |
مدل (4) |
مدل (5) |
مدل (6) |
|||
|
بازده آتی سهام |
بازده آتی سهام |
بازده آتی سهام |
|||||
|
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آمارهt |
||
|
نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد عملیاتی و سود خالص |
51387/14- |
768427/3- (0000/0) |
- |
- |
- |
- |
|
|
نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد عملیاتی و مجموع داراییها |
- |
- |
50337/13- |
378142/3- (0000/0) |
- |
- |
|
|
نسبت ترکیب نااطمینانی سود خالص و مجموع داراییها |
- |
- |
- |
- |
46440/14- |
633970/3- (0000/0) |
|
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
462759/5- |
693033/1- (0908/0) |
798202/4- |
475078/1- (1405/0) |
271105/6- |
930734/1- (0538/0) |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار |
BV/MV |
57134/25- |
182501/5- (0000/0) |
17561/26- |
108525/5- (0000/0) |
27023/25- |
126987/5- (0000/0) |
|
نسبت سود به قیمت |
44717/39- |
213695/2- (0271/0) |
43011/41- |
307002/2- (0213/0) |
38548/43- |
440009/2- (0149/0) |
|
|
نسبت قیمت به فروش |
587415/4 |
859467/2 (0043/0) |
535728/4 |
829329/2 (0048/0) |
385317/4 |
900723/2 (0038/0) |
|
|
مقدار ثابت |
C |
60877/89 |
564799/4 (0000/0) |
21199/86 |
455882/4 (0000/0) |
84526/94 |
162049/5 (0000/0) |
|
آمارۀ والد تعدیلشده |
مقدار آماره |
معناداری |
مقدار آماره |
معناداری |
مقدار آماره |
معناداری |
|
|
02/23 |
2877/0 |
37/31 |
0677/0 |
10/27 |
1324/0 |
||
|
آمارۀ وولدریج |
726/3 |
0687/0 |
525/3 |
0751/0 |
985/3 |
0604/0 |
|
|
آمارۀ F |
545920/24 |
0000/0 |
67228/24 |
0000/0 |
45992/24 |
0000/0 |
|
|
آمارۀ جارک برا |
17302/0 |
586/0 |
97995/0 |
885/0 |
4554/0 |
643/0 |
|
|
آمارۀ آزمون چاو |
3455/6 |
0000/0 |
5687/5 |
0000/0 |
5669/7 |
0000/0 |
|
|
آمارۀ آزمون هاسمن |
7568/45 |
0000/0 |
3546/39 |
0000/0 |
6891/41 |
0000/0 |
|
|
ضریب تعیین |
107980/0 |
108463/0 |
107630/0 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
103582/0 |
104067/0 |
103229/0 |
||||
|
روش برآورد مدل |
اثرات ثابت |
اثرات ثابت |
اثرات ثابت |
||||
|
تعداد مشاهدات |
1020 |
||||||
در فرضیۀ چهارم پژوهش، ترکیب محتوای اطلاعاتی درآمد عملیاتی و سود خالص میتواند محتوای اطلاعاتی بیشتری نسبت به زمانی تولید کند که این دو ترکیب نشدهاند؛ اما در عین حال رابطۀ نسبت ترکیب نااطمینانی این دو همچنان با بازده آتی رابطۀ منفی دارد. نتایج مدل (4) در سطح کل دادههای شرکت در سطح معنیداری 5% نشان میدهند ضریب متغیر مستقل نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد عملیاتی و سود خالص بر بازده آتی سهام (52/14-) معنادار و منفی است. هر چقدر این ضریب کوچکتر باشد، نااطمینانی سرمایهگذاران را افزایش میدهد؛ از این رو اثر ترکیب نااطمینانی درآمد عملیاتی و سود خالص رابطۀ منفی بر بازده سهام شرکت را نسبت به حالتی که این دو ترکیب نشدهاند، کاهش داده و این در حالی است که فرضیۀ چهارم پژوهش تأیید شده است.
در فرضیۀ پنجم پژوهش ادعا شده است که ترکیب محتوای اطلاعاتی درآمد عملیاتی و مجموع داراییها میتواند نسبت به زمان ترکیبنشدن این دو، محتوای اطلاعاتی بیشتری تولید کند؛ اما همچنان با ترکیب این منابع رابطۀ بین ضریب متغیر مستقل و بازده آتی سهام، منفی است. نتایج مدل (5) در سطح کل دادههای شرکت در سطح معنیداری 5% نشان میدهند ضریب متغیر مستقل ترکیبی درآمد عملیاتی و مجموع داراییها بر بازده آتی سهام (50/13-) است. همانطور که مشاهده میشود تأثیر این ضریب نسبت به حالتی این دو ترکیب نشدهاند، بر بازده آتی سهام تأثیر افزایشی داشته است؛ اما این تأثیر همچنان بر بازده آتی سهام منفی است و نشاندهندۀ تأیید فرضیۀ پنجم پژوهش است.
در فرضیۀ ششم پژوهش، تأثیر ترکیب محتوای اطلاعاتی سود خالص و مجموع داراییها بر بازده سهام پرداخته شده است. نتایج مدل (6) در سطح کل دادهها با سطح معنیداری 5% نشان میدهند ضریب متغیر مستقل ترکیبی نسبت نااطمینانی سودخالص و مجموع داراییها بر بازده آتی سهام (46/14-) معنیدار است. ترکیب این دو متغیر نسبت به فرضیههای دوم و سوم پژوهش که بهصورت غیرترکیبی بررسی شدهاند، محتوای اطلاعاتی بیشتری را تولید کرده است؛ درنتیجه، با توجه به منفیبودن ضریب متغیر مستقل، فرضیۀ ششم پژوهش تأیید شد.
با مقایسۀ سه ضریب ترکیب دوتایی استنباط میشود ترکیب درآمد عملیاتی و سود خالص نسبت به سایر ترکیبها محتوای اطلاعاتی کمتری داشته است. به بیان دیگر، هر چقدر همبستگی بین دو متغیر در زمان ترکیب منابع اطلاعاتی کمتر باشد، محتوای اطلاعاتی بیشتری تولید خواهد شد. ترکیب درآمد عملیاتی و مجموع داراییها از حیث اینکه در بین سالهای پژوهش، درمجموع همبستگی کمتری داشته است، محتوای اطلاعاتی بیشتری تولید کرده و درنتیجه، نااطمینانی سرمایهگذاران کاهش یافته است.
آزمون فرضیۀ هفتم با توجه به ترکیب سهتایی منابع اطلاعاتی بر بازده آتی سهام
در فرضیۀ هفتم پژوهش ادعا شده است ترکیب سه متغیر درآمد عملیاتی، سودخالص و مجموع داراییها که به تولید نسبت ترکیب نااطمینانی منجر شده است، میتواند نسبت به ترکیب دوتایی، محتوای اطلاعاتی بیشتری تولید کند. دمسکی و کریستن سن [22]، نشان دادند ترکیب برخی از منابع اطلاعاتی میتواند محتوای اطلاعاتی بیشتری را تولید کند. نتایج مدل (7) در سطح کل دادهها نشاندهندۀ همین موضوع است که ترکیب سهتایی نسبت به ترکیب دوتایی، محتوای اطلاعاتی بیشتری را تولید کرده است. با توجه به اینکه ضریب متغیر مستقل نسبت ترکیب نااطمینانی سه متغیر درآمد عملیاتی، سودخالص و مجموع داراییها بر بازده آتی سهام (59/10-) منفی و معنادار است، با افزایش نسبت ترکیب نااطمینانی سه متغیر مذکور، بازده آتی سهام کاهش خواهد یافت و این نشاندهندۀ تأیید فرضیۀ هفتم پژوهش است.
نگاره 7: تأثیر نسبت ترکیب نااطمینانی سودخالص، درآمد عملیاتی و مجموع داراییها بر بازده آتی سهام
|
مدل (7) |
Ri,t+1=β0+β1(qREA)i,t+β2(Size)i,t+β3(BV/MV)i,t+β4(E/P)I,t+β5(P/S)i,t+εi,t |
||||
|
متغیر توضیحی |
نماد متغیر |
ضریب برآوردهشده |
آمارۀ t |
معناداری آمارۀ t |
همخطی (VIF) |
|
نسبت ترکیب نااطمینانی درآمد عملیاتی، سود خالص و مجموع داراییها |
59988/10- |
136112/3- |
0000/0 |
5237/1 |
|
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
166374/6- |
883257/1- |
0600/0 |
7451/1 |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار |
BV/MV |
16548/25- |
049565/5- |
0000/0 |
4987/1 |
|
نسبت سود به قیمت |
74758/39- |
226576/2- |
0262/0 |
5478/1 |
|
|
نسبت قیمت به فروش |
354337/4 |
573401/1 |
0058/0 |
5367/1 |
|
|
مقدار ثابت |
C |
11687/92 |
730890/4 |
0000/0 |
- |
|
آمارۀ والد تعدیلشده |
80/22 |
احتمال آمارۀ والد تعدیل شده |
2986/0 |
نتیجۀ آماره آزمون |
وجونداشتن ناهمسانی |
|
آمارۀ وولدریج |
466/3 |
احتمال آمارۀ وولدریج |
0782/0 |
نتیجۀ آماره آزمون |
وجونداشتن خود همبستگی |
|
آمارۀ آزمون چاو |
6845/5 |
سطح معناداری آزمون چاو |
0000/0 |
نتیجۀ آزمون چاو |
تابلویی (اثرات ثابت یا تصادفی) |
|
آمارۀ آزمون هاسمن |
3678/38 |
سطح معناداری آزمون هاسمن |
0000/0 |
نتیجۀ آزمون هاسمن |
اثرات ثابت |
|
آمارۀ آزمون جارک - برا |
92751/0 |
سطح معناداری آزمون جارک - برا |
765/0 |
نتیجۀ آزمون جارک-برا |
نرمالبودن جملات خطا |
|
ضریب تعیین |
104102/0 |
ضریب تعیین تعدیلشده |
099685/0 |
آمارۀ دوربین -واتسون |
902706/1 |
|
آمارۀ F |
565509/23 |
معناداری آمارۀ F |
0000/0 |
|
|
ترکیب سه تایی درآمد عملیاتی، سودخالص و مجموع داراییها در مقایسه با ترکیب دوتایی با توجه به سطح همبستگی این متغیرها، بیشترین محتوای اطلاعاتی و کمترین نااطمینانی را برای تصمیمگیری سرمایهگذاران فراهم کرده است. نکته تأملپذیر اینکه داراییها در تولید درآمد عملیاتی و درآمد عملیاتی در تولید سود خالص تأثیرگذار بوده و همین عامل در تولید محتوای اطلاعاتی بیشتر موثر است.
نتیجهگیری
پژوهش حاضر با ارائۀ الگویی محتوای اطلاعات ارقام صورتهای مالی را بهصورت کمی با توجه به تئوری اطلاعات، اندازهگیری کرده است. در این پژوهش، به رابطۀ درآمد عملیاتی، سود خالص و مجموع داراییها در قالب نسبت نااطمینانی که نشاندهندۀ توان محیط اطلاعاتی شرکتها است، با بازده آتی سهام پرداخته شده است. با توجه به اینکه مالکان، توان نظارت مستقیم بر عملکرد مدیریت را ندارند، بیشتر به سازههای حسابداری برای سنجش عملکرد مدیران متوسل میشوند. سود حسابداری بهعنوان شاخص عملکرد با دقت بالا و البته حساسیت نهچندان مناسب نسبت به رخدادهای مالی، میتواند معیاری مناسب برای ارزیابی عملکرد باشد. افراد بر مبنای سود دورههای قبل شرکت، سودهای تقسیمی و جریانهای نقدی آتی را پیشبینی میکنند. با توجه به نتایج پژوهش حاضر، توجه صرف به سود خالص تا حدودی گمراهکننده است و توجه به سایر اقلام صورت سودوزیان ازجمله درآمد عملیاتی و اقلام ترازنامه، خاصه مجموع داراییها میتواند محتوای اطلاعاتی بیشتری را تولید و در اختیار استفادهکنندگان صورتهای مالی قرار دهد. از این منظر، محتوای اطلاعاتی که ازطریق فرایند گزارشگری به سرمایهگذاران منتقل میشود، حاوی اطلاعاتی راجع به متغیرهایی ازقبیل درآمد، سود و ... در آینده است. کمیت صورتهای مالی در حسابداری، هم به لحاظ کلی و هم در سطح متغیر، حاوی اطلاعاتی است که در نگاه اول با ملاحظۀ صرف ارقام نمیتوان به آن دست یافت.
با تکیه بر نتایج آزمون فرضیههای پژوهش حاضر، تنها به نحوۀ ترکیب منابع اطلاعاتی صورت سودوزیان و اقلام ترازنامه، خاصه مجموع داراییها با توجه به تئوری اطلاعات در متون حسابداری پرداخته شده است. در این راستا میتوان از تئوری اطلاعات در زمینههای اندازهگیری ترکیب منابع اطلاعاتی دیگری از ترازنامه، صورت جریان وجوه نقد و نیز سطح ریسک شرکتها (شامل ریسک اعتباردهندگان و ریسک سهامداران) استفاده کرد.
یافتههای پژوهش حاضر نشان دادند ترکیب منابع اطلاعاتی موجب افزایش محتوای اطلاعاتی میشود. این موضوع مطابق با یافتههای راس [40]، دمسکی و کریستن سن [22] و خلیلی و آقایی [3] است. این نتایج شواهدی ارائه میکنند که براساس آنها بررسی تکتک متغیرهای صورتهای مالی بهتنهایی نمیتواند توان محیط اطلاعاتی شرکتها را اندازهگیری کند؛ زیرا بسیاری از سرمایهگذاران به لحاظ نداشتن قدرت تحلیل کافی فقط به یک رقم در صورت سودوزیان بسنده میکنند.
به پژوهشگران آینده پیشنهاد میشود در پژوهشی مشابه با پژوهش حاضر، موضوع بحثشده را در سطح هر یک از متغیرهای صورتهای مالی (اعم از ترازنامه، صورت سودوزیان و جریان وجوه نقد)، بررسی و با نتایج حاضر مقایسه کنند.
نبود دادههای موردنیاز و قابل اتکا برای محاسبۀ متغیرهای پژوهش دربارۀ برخی از شرکتها موجب حذف آنها از نمونۀ آماری شد؛ این امر بر قابلیت تعمیم نتایج به جامعۀ آماری تأثیر میگذارد. این پژوهش فقط محتوای اطلاعاتی متغیرهای کمی (خاصه درآمد عملیاتی، سود، نسبت ارزش دفتری به بازار، نسبت سود به قیمت و نسبت قیمت به فروش و بازده آتی سهام) را در نظر گرفته است. متغیرهای کیفی زیادی وجود دارند که اندازهگیری آنها میتواند بر تصمیمات سرمایهگذاران تأثیرگذار باشد که در این پژوهش به لحاظ نداشتن معیاری قابل اتکا برای اندازهگیری این متغیرها از آن صرفنظر شد.
16. مردادی، جواد و زهرا طهمورثی. (1390). تأثیر خصیصههای سود بر رابطههای قیمتگذاری سهام و کیفیت سود. حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 9، صص 23-47.
)
