رایج‌ترین مدل به‌کاررفته در حوزۀ بازار سرمایه برای اندازه‌گیری ریسک و بازده، مدل قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای (CAPM^[1]) است. پس از معرفی مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای درخصوص ارزیابی سرمایه‌گذاری‌ها، نتایج مطالعات نشان می‌دهند ضریب بتا به‌عنوان شاخص ریسک سیستماتیک، توان تشریح اختلاف میانگین بازده سهام را ندارد و غیر از بتا، متغیرهای دیگری مانند اندازۀ شرکت [15]، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام [26] و اقلام تعهدی [35] در تبیین اختلاف بازده واقعی با بازده پیش‌بینی‌شدۀ سهام نقش مؤثری دارند. این متغیرها با عنوان ناهنجاری‌های بازار در ادبیات مالی و حسابداری بررسی شده‌اند. ناهنجاری‌های بازار نتایج پژوهش‌های تجربی‌اند که با تئوری‌های قیمت‌گذاری دارایی‌ها ناسازگارند. این ناهنجاری‌ها نشان‌دهندۀ ناکارآمدی بازار یا نارسایی در مدل‌های قیمت‌گذاری دارایی‌ها هستند [12]. ناهنجاری ارزشی^[2] (بازده مازاد سهام ارزشی نسبت به بازده سهام رشدی) و ناهنجاری اقلام تعهدی^[3] (بازده مازاد سهام با اقلام تعهدی پایین نسبت به بازده سهام با اقلام تعهدی بالا) ازجمله ناهنجاری‌هایی‌ هستند که در ادبیات مالی و حسابداری توجه زیادی به آنها شده است و با مدل‌های مالی کلاسیک ازجمله مدل قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای توضیح‌دادنی نیستند.

دسای، راجکوپال و ونکاتاچالم [24] به‌تازگی در پژوهشی ارتباط بین ناهنجاری ارزشی و ناهنجاری اقلام تعهدی را بررسی کرده‌اند. آنها به این نتیجه رسیدند که ناهنجاری اقلام تعهدی یک نمونۀ خاص از ناهنجاری ارزشی است. به عبارتی، ناهنجاری اقلام تعهدی دارای ویژگی‌های مشترکی با ناهنجاری ارزشی است. با توجه به اینکه براساس تئوری قیمت‌گذاری دارایی مبتنی بر سرمایه‌گذاری^[4] [23] و [18]، عدم انعطاف‌پذیری مالی^[5] ویژگی بارز ناهنجاری ارزشی است و شرکت‌های ارزشی به دلیل عدم انعطاف‌پذیری مالی بالا بازده مازادی نسبت به بازده شرکت‌های رشدی کسب می‌کنند، انتظار می‌رود ناهنجاری اقلام تعهدی نیز دارای ویژگی عدم انعطاف‌پذیری مالی باشد و شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین به دلیل عدم انعطاف‌پذیری مالی بالا بازده مازادی نسبت به بازده شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا کسب کنند. به بیان دیگر، عدم انعطاف‌پذیری مالی، هم بر ناهنجاری ارزشی و هم بر ناهنجاری اقلام تعهدی تأثیر مثبت دارد.

 با توجه به اینکه براساس مطالعات دستگیر، حیدری و ترکی [5]، هاشمی، کیانی و روح‌الهی [13]، هاشمی، حمیدیان و ابراهیمی [12]، کردستانی و شاهسوند [8]، فروغی و رهروی دستجردی [7]، اصغری، سروش‌یار و علی احمدی [1] و نادری بنی، عربصالحی و کاظمی [10]، ناهنجاری اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد و در پژوهش‌های داخلی توجهی به عامل یا عواملی که توانایی توضیح صرف اقلام تعهدی را داشته باشد تاحدودی مغفول باقی مانده است، این پژوهش برای نخستین‌بار در بورس اوراق بهادار تهران از بررسی مدل چهار عاملی پولسن، فاف و گری [33] استفاده می‌کند که عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی را به مدل سه عاملی فاما و فرنچ [27] اضافه کرده است. این بررسی به دنبال پاسخ به این سؤال است که آیا عدم انعطاف‌پذیری مالی می‌تواند ناهنجاری اقلام تعهدی را توضیح دهد؛ تا بتوان به مدلی با توان تبیین و قدرت پیش‌بینی بالاتر درخصوص بازده سهام دست یافت.

در ادامه، ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش تبیین می‌شوند، سپس فرضیه‌های پژوهش ارائه می‌شوند. روش‌شناسی پژوهش، مدل‌های پژوهش و تعریف عملیاتی متغیرها به‌ترتیب بخش‌های بعدی‌اند. بعد از آن، داده‌ها تجزیه‌وتحلیل و فرضیه‌ها آزمون می‌شوند. درنهایت، پیشنهادها جمع‌بندی و نتیجه‌گیری می‌شوند.

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

نظریه‌پردازان، مدت‌ها از مفروضات اقتصاد نئوکلاسیک در حوزۀ مالی و چگونگی تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران در بازارهای سرمایه استفاده کرده‌اند؛ اما مطالعات انجام‌شده در سال‌های اخیر، برای مثال، بانز [15]، فاما و فرنچ [26]، جگادیش و تیتمن [30] و اسلوان [35]، بسیاری از مفروضات مذکور ازجمله فرضیۀ بازار کارا (EMH^[6]) را به چالش کشیده‌اند. در فرضیۀ بازار کارا بیان می‌شود سرمایه‌گذاران منطقی بوده‌اند و نسبت به اطلاعات جدید واکنش صحیح و به‌موقع نشان داده‌اند؛ بنابراین، قیمت‌های سهام در هر لحظه نشان‌دهندۀ ارزش ذاتی سهام است. در چنین شرایطی، پیش‌بینی بازده آتی از روی بازده و اطلاعات گذشته غیرممکن است و تغییرات قیمت سهام از الگوی گام تصادفی پیروی می‌کند؛ بنابراین، نمی‌توان بر بازار فائق آمد و بدون پذیرش ریسک بیشتر، بازدهی بیشتر از متوسط بازار به دست آورد. در صورت کارایی بازار و نبود ناهنجاری در بازار، اصولاً نیازی به تجزیه‌وتحلیل اوراق بهادار نیست؛ زیرا قیمت‌های سهام، نشان‌دهندۀ ارزش ذاتی آنهاست و سرمایه‌گذاران به‌راحتی می‌توانند تصمیمات خود را اتخاذ کنند؛ ولی چنانچه کارایی بازار زیر سؤال رفته باشد یا ناهنجاری وجود داشته باشد، می‌توان با تجزیه‌وتحلیل اوراق بهادار و انتخاب استراتژی سرمایه‌گذاری مناسب، بازده‌های غیرعادی کسب کرد [7].

ناهنجاری اقلام تعهدی (بازده مازاد سهام با اقلام تعهدی پایین نسبت به بازده سهام با اقلام تعهدی بالا) از ناهنجاری‌های موجود در بازار سرمایه است که با مدل‌های مالی کلاسیک ازجمله مدل قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای توضیح‌دادنی نیست. هاشمی، حمیدیان و ابراهیمی [12] به این نتیجه رسیدند که ناهنجاری اقلام تعهدی در بازار سرمایۀ ایران وجود دارد. همچنین، ریسک ناتوانی مالی بر رابطه بین اقلام تعهدی و بازده غیرعادی آتی سهام (ناهنجاری اقلام تعهدی) تأثیر دارد. علاوه بر این، هاشمی، کیانی و روح‌الهی [13] در تشریح نابهنجاری اقلام تعهدی از دیدگاههای رفتاری و انتظارات عقلایی، به این نتیجه رسیدند که در بورس اوراق بهادار تهران نابهنجاری اقلام تعهدی وجود دارد و علت نابهنجاری اقلام تعهدی، ریسک و رشد است.

دسای، راجکوپال و ونکاتاچالم [24] به‌تازگی ارتباط بین ناهنجاری ارزشی و ناهنجاری اقلام تعهدی را بررسی کرده‌اند. آنها معتقدند این دو ناهنجاری با یکدیگر ارتباط دارند؛ زیرا هر کدام از این ناهنجاری‌ها واکنش بیش از حد سرمایه‌گذاران به داده‌های گذشتۀ حسابداری را نشان می‌دهند. سرمایه‌گذاران، در ناهنجای ارزشی، با رشد فروش، سود و جریان نقدی گذشته، آینده را پیش‌بینی می‌کنند و در پی آن، در زمان اعلام سودهای آتی متوجه می‌شوند چنین رشدی پایدار نیست؛ زیرا نرخ رشد خاصیت بازگشت به میانگین^[7] دارد. دربارۀ ناهنجاری اقلام تعهدی، سرمایه‌گذاران با استفاده از اقلام تعهدی گذشته، آینده را پیش‌بینی می‌کنند و هنگام بالا یا پایین شدن سودهای اعلام‌شده به دلیل خاصیت برگشت‌پذیری (معکوس‌شدن) اقلام تعهدی^[8]، متحیر^[9] می‌شوند. علاوه بر این، برخی معیارها برای استراتژی ارزشی و اقلام تعهدی باهم مرتبط‌اند؛ برای مثال، رشد فروش به‌منزلۀ یکی از معیارهای ناهنجاری ارزشی، به‌طور مثبت با اقلام تعهدی ارتباط دارد. مدل سود، جریان نقدی و اقلام تعهدی را در نظر بگیرید که دیچو، کوتاری و واتس [25] توسعه داده‌اند؛ با این فروض ‌که:

1- فروش از گام تصادفی پیروی می‌کند؛ 2- قسمت ثابت فروش ( ) نسیه و اعتباری است؛ 3- همۀ هزینه‌ها به‌صورت نقدی پرداخت می‌شود و 4- حاشیۀ نقدی فروش ( ) ثابت است. دیچو، کوتاری و واتس نشان دادند:

که در آن ، تغییر در فروش است؛ بنابراین، اقلام تعهدی به‌طور مثبت با رشد فروش ارتباط دارد. با فرض گام تصادفی فروش نشان داده می‌شود اقلام تعهدی با هر دو فروش سال جاری و فروش سال گذشته ارتباط دارد؛ بنابراین، شرکت‌های با اقلام تعهدی مثبت بزرگ، به احتمال زیاد، شرکت‌های رشدی (شرکت‌هایی با رشد فروش بالا) و شرکت‌های با اقلام تعهدی منفی یا مثبت پایین، به احتمال زیاد، شرکت‌های ارزشی (شرکت‌هایی با رشد فروش کم) هستند. خان [31] نشان داد سهام شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین دارای ویژگی‌های سهام درمانده مانند سود منفی، اهرم بالا، رشد فروش کم و ریسک ورشکستگی بالا است. همچنین، خان [31] تصدیق می‌کند بخش چشمگیری از صرف اقلام تعهدی به‌وسیلۀ مدل چهار عاملی توضیح‌دادنی است. چهار عامل، شامل دو عامل اخبار توصیفی دربارۀ سود تقسیمی مورد انتظار آتی و بازده مورد انتظار آتی روی پرتفلیو بازار و دو عامل فاما و فرنچ (SMB و HML) است. علاوه بر این، امیری [14] به این نتیجه رسید که رابطۀ مثبت بین اقلام تعهدی و درجۀ اهرم عملیاتی و رابطۀ معکوس بین اقلام تعهدی اختیاری و درجه اهرم مالی وجود دارد.

اقلام تعهدی نیز به‌طور منفی با جریان نقدی ارتباط دارد. بارس، کرام و نلسون [16] دریافتند ضریب همبستگی بین اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی، 58/0- است. با توجه به ضریب همبستگی منفی، به‌طور منطقی انتظار می‌رود شرکتی با اقلام تعهدی بالا (پایین) نسبت جریان نقد به قیمت پایین (بالا) داشته باشد؛ ازاین‌رو، شرکت‌هایی با اقلام تعهدی بالا (پایین) احتمال دارد شرکت‌های رشدی (ارزشی) باشند [24].

درنهایت، دسای، راجکوپال و ونکاتاچالم [24] نتیجه می‌گیرند ناهنجاری اقلام تعهدی، ویژگی‌ مشترکی با ناهنجاری ارزشی دارد. براساس تئوری قیمت‌گذاری دارایی مبتنی بر سرمایه‌گذاری [23] [18]، عدم انعطاف‌پذیری مالی ویژگی بارز ناهنجاری ارزشی است و این ویژگی سبب ایجاد بازده مازاد شرکت‌های ارزشی نسبت به بازده شرکت‌های رشدی می‌شود. به عبارتی، عدم انعطاف‌پذیری مالی، یکی از علل بروز ناهنجاری ارزشی است. در این زمینه، پولسن، فاف و گری [33] به این نتیجه رسیدند که رابطۀ مثبت بین عدم انعطاف‌پذیری مالی و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و بین بازده شرکت‌های انعطاف‌ناپذیر و شرکت‌های ارزشی وجود دارد؛ بنابراین، با توجه به مطالعات دسای، راجکوپال و ونکاتاچالم [24]، تئوری قیمت‌گذاری دارایی مبتنی بر سرمایه‌گذاری [23] [18] و مطالعات پولسن، فاف و گری [33]، این نتیجه حاصل می‌شود که ناهنجاری اقلام تعهدی نیز می‌تواند به دلیل عدم‌ انعطاف‌پذیری مالی باشد. به بیان دیگر، این ویژگی نیز یکی از دلایل بازده مازاد شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین نسبت به بازده شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا است. در این ارتباط، کائو، چائو و پائودیال [20] ناهنجاری اقلام تعهدی را از دیدگاه رشد شرکت (تئوری کترینگ و تئوری کیو) بررسی کردند و نتایج پژوهش با پیش‌بینی‌های تئوری کیو منطبق است. همچنین، وو، ژانگ و ژانگ[36] فرضیۀ سرمایه‌گذاری بهینه را مطرح کردند. فرضیۀ آنها مبتنی بر نظریۀ کیو است که بیان می‌کند شرکت‌ها اقلام تعهدی خود را در واکنش به تغییرات نرخ بهره به‌صورت بهینه تنظیم می‌‌کنند. آنها دریافتند اضافه‌کردن عامل سرمایه‌گذاری به رگرسیون‌های شناخته‌شدۀ قیمت‌گذاری دارایی‌ها میزان ناهنجاری اقلام تعهدی را کاهش می‌دهد. علاوه بر این، ژانگ [38] بیان کرد در صورتی ناهنجاری رشد، علت اصلی ناهنجاری اقلام تعهدی است که اقلام تعهدی نشان‌دهندۀ رشد شرکت باشد. او برای تأیید ادعای خود دیدگاه سرمایه‌گذاری را معرفی کرد. شواهد او از این مهم حکایت دارد که ناهنجاری اقلام تعهدی در نتیجۀ ناهنجاری رشد به‌وقوع پیوسته است. بهطورکلی، تلاش محدودی برای توضیح ناهنجاری اقلام تعهدی براساس ریسک صورت گرفته است. یکی از ویژگی‌های رایج توضیحات مبتنی بر ریسک در تشریح ناهنجاری اقلام تعهدی این است که هیچ‌کس نمی‌تواند آن را به‌طور کامل توضیح دهد. چیچرنا، هولدر و پتکویچ [22] به این نتیجه رسیدند که پراکندگی بازده، عاملی از ریسک در تفسیر ناهنجاری اقلام تعهدی است و اینکه پرتفوی‌های با اقلام تعهدی کم، بیشتر در معرض ریسک قرار می‌گیرند؛ اما اصغری، سروش‌یار و علی احمدی [1] به این نتیجه رسیدند که پراکندگی بازده سهام در ایجاد ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری سرمایه‌گذاری نقشی ندارد. درنهایت، چن و چیانگ [21] در پژوهشی نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام را به دو نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی (BV) و ارزش ذاتی به ارزش بازار (VM) تجزیه کردند. آنها در پی پاسخ به این سؤال بودند که آیا ناهنجاری اقلام تعهدی با ریسک شرکت (BV) رابطه دارد یا مرتبط با قیمت‌گذاری نادرست (VM) است. BV تفاوت بین ارزش دفتری و ارزش ذاتی را بیان می‌کند و معیار ریسک شرکت است و VM منعکس‌کنندۀ تفاوت بین قیمت بازار و ارزش ذاتی سهم و معیاری برای قیمت‌گذاری نادرست است. آنها دریافتند اقلام تعهدی فقط با نسبت ارزش دفتری به ارزش ذاتی (BV) ارتباط دارد؛ بنابراین، ناهنجاری اقلام تعهدی اکتساب‌پذیر به ریسک است و احتمال قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی ناچیز است. با توجه به مطالب بیان‌شده، پژوهش‌های متعددی وجود این پدیده و نیز علل این پدیدۀ غیرعادی بازار را بررسی کرده‌اند؛ اما پژوهشی یافت نشد که نقش عدم انعطاف‌پذیری مالی را در تبیین ناهنجاری اقلام تعهدی در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرده باشد. به نظر می‌رسد این پژوهش برای نخستین‌بار این موضوع را در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرده است.

فرضیه‌های پژوهش

فرضیۀ اول: عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک (مصون) مبتنی بر اقلام تعهدی تأثیر دارد.

فرضیۀ دوم: عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی تأثیر دارد.

فرضیۀ سوم: بین تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک سهام در شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین و بالا تفاوت وجود دارد.

روش‌شناسی پژوهش

این پژوهش ازنظر هدف، کاربردی و ازنظر ماهیت، همبستگی از نوع علّی است. در این پژوهش برای جمع‌آوری اطلاعات مرتبط با مبانی نظری از روش کتابخانه‌ای استفاده شده است. داده‌ها از نرم‌افزار ره‌آورد نوین و سایت بانک مرکزی جمع‌آوری شده‌اند و پس از آماده‌سازی داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار اکسل، برای برآورد روابط از نرم‌افزار ایویوز 9 و از روش داده‌های سری زمانی و ترکیبی برای برآورد رگرسیون‌های خطی چندمتغیره استفاده شده است. به‌منظور آزمون فرض‌های آماری، ابتدا الگوی رگرسیون مربوط برآورد شده و سپس به‌منظور آزمون معناداربودن مدل از آماره F، برای آزمون معناداربودن ضرایب رگرسیون از آماره t و برای تأثیر متفاوت یک عامل در گروههای مستقل از آمارۀ پترنوستر^[10] استفاده شده است.

جامعۀ آماری و نمونۀ پژوهش

جامعۀ آماری پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1387 تا 1396 است. برای انتخاب نمونۀ آماری پژوهش از روش غربالگری استفاده شد و شامل شرکت‌هایی است که دارای شرایط زیرند:

1. جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی اعم از بانک‌ها، بیمه‌ها، لیزینگ و هلدینگ نباشند؛ 2. به‌منظور مقایسه‌پذیر بودن اطلاعات، سال مالی شرکت‌ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد و تغییر دورۀ مالی نداشته باشد؛ 3. به دلیل نیاز به اطلاعات شرکت‌ها برای محاسبۀ برخی متغیرها، تا پایان اسفند ماه سال 1382 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند؛ 4. سهام آنها دست‌کم هر چهار ماه یک‌بار مبادله شده باشد؛ 5. ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام آنها منفی نباشد؛ زیرا تفسیر ارزش دفتری به ارزش بازار منفی مشکل‌ساز است و نیز احتمالاً بیشتر شرکت‌های دارای ارزش دفتری منفی‌ درمانده خواهند بود؛ 6. با توجه به غیرمنطقی بودن تفسیر اهرم مالی منفی از لحاظ اقتصادی، اهرم مالی آنها منفی نباشد.

تعداد 50 شرکت براساس شرایط یادشده، نمونه نهایی را برای تجزیه‌وتحلیل آماری تشکیل دادند.

نگاره 1. روند انتخاب نمونۀ پژوهش

   منبع: یافته‌های پژوهش

مدل‌های پژوهش و تعریف عملیاتی متغیرها

در این پژوهش، از مدل سه عاملی فاما و فرنچ [27] به‌عنوان مبنا در سطح پرتفوی و سهام (رابطه (1)، (3) و (5)) استفاده شده است؛ ولی برای آزمون فرضیه‌های پژوهش با پیروی از مطالعات پولسن، فاف و گری [33]، مدل فاما و فرنچ [27] به‌صورت رابطه (2)، (4) و (6)، تعدیل و به‌ کار گرفته شده و از رابطه (1) و (2) برای آزمون فرضیۀ اول، رابطه (3) و (4) برای آزمون فرضیۀ دوم و از رابطه (5) و (6) برای آزمون فرضیۀ سوم استفاده شده است.

که در آن:

=صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک (مصون)

 صرف ریسک پرتفوی

 =صرف ریسک سهام

=  عامل بازار

 عامل اندازه

 عامل ارزش

 عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی است.

افزون بر این، با توجه به اینکه رابطه (1)، (2)، (3) و (4) در سطح صرف ریسک یک پرتفوی (مانند پرتفوی اندازۀ کوچک، اقلام تعهدی پایین و انعطاف‌پذیر یا پرتفوی پوشش ریسک) در طول 108 ماه بررسی شده، از رگرسیون سری زمانی استفاده شده است؛ اما با توجه به انجام‌شدن رابطه (5) و (6) در سطح شرکت و بررسی‌شدن داده‌های 50 شرکت در طول 108 ماه، از رگرسیون ترکیبی استفاده شده است. در ادامه، علاوه‌بر معرفی کامل متغیرها و شیوۀ محاسبه آنها طریقۀ آزمون فرضیه‌ها با استفاده از مدل‌های یادشده توضیح داده شده است. 

متغیر وابسته

متغیر‌های وابسته در این پژوهش شامل صرف ریسک سهام، صرف ریسک پرتفوی اقلام تعهدی و صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک است.

صرف ریسک سهام ( ): نشان‌دهندۀ صرف ناشی از تفاوت نرخ بازده سهام نسبت به نرخ بازده بدون ریسک است. در این پژوهش برای محاسبۀ بازده واقعی سهام از رابطه (7) استفاده شده است [6]:

که در آن:

: بازده سهام شرکت i در ماه t   

: قیمت سهم iدر پایان دوره t    

: قیمت سهم iدر پایان دوره t-1 

 سود نقدی پرداختی سهمi در دوره t              

:درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آوردۀ نقدی             

: درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته   

: مبلغ اسمی پرداخت‌شدۀ سرمایه‌گذار بابت افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده نقدی است.

علت استفاده از رابطه (7) این است که تصحیح‌های لازم دربارۀ قیمت در آن اعمال شده است و بازده به‌دست‌آمده اتکاپذیر خواهد بود.

برای محاسبۀ نرخ بازدهی بدون ریسک، نرخ سود سپرده یکساله بانک‌های دولتی در نظر گرفته شده ‌است. با توجه به پرداخت ماهانۀ سود این سپرده‌ها، نرخ سود واقعی از نرخ سود اسمی بالاتر است؛ بنابراین، برای محاسبۀ نرخ بازده بدون ریسک ماهانه، از رابطه (8) استفاده شده است.

صرف ریسک پرتفوی اقلام تعهدی ( ):نشان‌دهندۀ صرف ناشی از تفاوت نرخ بازده ماهانۀ پرتفوی نسبت به نرخ بازده بدون ریسک است.

صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک^[11] ( ): پرتفوی پوششی روشی برای پوشش ریسک یا از بین بردن ریسک است که برای یک سرمایه‌گذار به‌منظور سرمایه‌گذاری در یک دارایی فاقد ریسک به‌ کار می‌رود [4]. برای محاسبۀ بازده پرتفوی پوشش ریسک با پیروی از بایو و ملاندر کرون [17] از رابطه (9) استفاده شده است.

در این پژوهش برای محاسبۀ بازده پرتفوی، از روش وزن‌دهی یکسان[12] مطابق رابطه (10) استفاده شده است.

 : بازده پرتفوی در دوره t     

: بازده هر سهم در دوره t    

: تعداد سهام موجود در پرتفوی

متغیر مستقل

عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی ( ): با پیروی از مطالعات پولسن، فاف و گری [33]، برای اندازه‌گیری عدم انعطاف‌پذیری مالی از سه متغیر برگشت‌ناپذیری، اهرم کل و محدودیت مالی به شرح زیر استفاده شده است:

برگشت‌ناپذیری سرمایه‌گذاری (IN-IRR): برگشت‌ناپذیری سرمایه‌گذاری به هزینه‌های بالاتری گفته می‌شود که شرکت هنگام کاهش دارایی‌های مولد خود نسبت به هنگام افزایش دارایی‌های مولد با آن هزینه‌ها مواجه می‌شود. برگشت‌ناپذیری زمانی رخ می‌دهد که قیمت فروش مجدد سرمایه به ‌‌دلیل ویژگی‌های خاص سرمایه، مشکلات لمون^[13]، رکود بازار و غیره کمتر از قیمت خرید است. فرض بر این است که شرکت‌ها برای رسیدن به سطح بهینه در طول چرخۀ تجاری، سرمایه‌گذاری سرمایه‌ای خود را تعدیل می‌کنند. ژانگ [37] استدلال می‌کند با توجه به اینکه شرکت‌های ارزشی سهام سرمایه‌ای غیرمولد زیادی دارند، در زمان‌ بروز وضعیت بد اقتصادی، برای کاهش سهام سرمایه‌ای خود نسبت به شرکت‌های رشدی با مشکلات زیادی مواجه می‌شوند. همچنین، در زمان‌ وضعیت خوب اقتصادی، شرکت‌های رشدی نسبت به شرکت‌های ارزشی با هزینه‌های تعدیلی بالاتری (به دلیل داشتن سرمایۀ کم و نیاز به سرمایه‌گذاری) مواجه می‌شوند [19]؛ بنابراین، شرکت‌های با نسبت بالای دارایی‌های ثابت، در وضعیت بد اقتصادی، به دلیل پرهزینه بودن کاهش سهام سرمایه‌ای، انگیزه‌ای برای این کار نخواهند داشت. درمقابل، در وضعیت خوب اقتصادی به دلیل نیازنداشتن به سرمایه‌گذاری چشم‌گیر، از این ظرفیت مازاد منتفع می‌شوند؛ ازاین‌رو، بازده و سود شرکت‌های با نسبت بالای دارایی‌های ثابت، هم‌راستا با شوک‌های اقتصادی حرکت می‌کنند [33].

برای اندازه‌گیری برگشت‌ناپذیری سرمایه‌گذاری با پیروی از مطالعات پولسن، فاف و گری [33]، گالن، زینگ و ژانگ [29] از رابطه (11) استفاده شده است:

با توجه به مطالعات گالن، زینگ و ژانگ [29]، با توجه به اینکه برگشت‌ناپذیری سرمایه‌گذاری، به‌طور عمده به سرمایه‌گذاری در اموال، تجهیزات و ماشین‌آلات اشاره دارد، نسبت بالای FA/TA به معنی انعطاف‌پذیری کمتر است؛ زیرا این شرکت‌ها به‌طور بالقوه با هزینه‌های تعدیل سرمایۀ بالایی روبه‌رو هستند.

اهرم‌کل (TL): اهرم کل بازتابی از ترکیب اهرم عملیاتی(OL) و اهرم مالی (FL) است و رابطه بین مقدار فروش و سود هر سهم را اندازه می‌گیرد. برای اندازه‌گیری اهرم با پیروی از مطالعات گارسیا - فیجو و جورگنسن [28]، پولسن، فاف و گری [33] و ساولاینن [34] از رویکرد رگرسیون سری‌زمانی^[14] استفاده شده است. برای برآورد اهرم عملیاتی و اهرم مالی در هر سال، سه رگرسیون زیر در فاصله زمانی 5 ساله تخمین شد:

  رگرسیون مرحلۀ دوم، با استفاده از باقی‌مانده این رگرسیون‌ها، به ‌شرح زیر انجام شد:

در روابط فوق، OL ضریب  تخمین درجه اهرم عملیاتی است که نشان‌دهندۀ درصد تغییر سود قبل از بهره و مالیات در ازای یک درصد تغییر فروش است. FL ضریب  تخمین درجه اهرم مالی است که نشان‌دهندۀ درصد تغییر سود خالص در ازای یک درصد تغییر سود قبل از بهره و مالیات است و از حاصل‌ضرب  OLوFL،  TL حاصل می‌شود؛ TL تخمین درجه اهرم کل است که نشان‌دهندۀ درصد تغییرات سود خالص در ازای یک درصد تغییر فروش است. با پیروی از مطالعات لانکویست و ویلهلم [32]، گارسیا – فیجو و جورگنسن [28]، پولسن، فاف و گری [33] از تبدیلات رایج در مطالعات مالی و حسابداری برای محاسبۀ لگاریتم طبیعی سودهای منفی از رابطه (18) استفاده شده است:

که در آن X نماینده EBIT و NI و Y ارزش لگاریتم طبیعی این دو متغیر بعد از تبدیل است. درنهایت، با پیروی از مطالعات گارسیا - فیجو و جورگنسن [28] و پولسن، فاف و گری [33]، جایی که اهرم عملیاتی منفی بود، قدرمطلق اهرم عملیاتی در نظر گرفته شد؛ اما چون تفسیر اهرم مالی منفی از لحاظ اقتصادی غیر‌منطقی است، شرکت‌های دارای اهرم مالی منفی از نمونه حذف شدند.

محدودیت مالی (FC):محدودیت‌های مالی شرایطی هستند که به سبب ناتوانی در قرض‌گرفتن، صدور سهام یا عدم نقدشوندگی دارایی‌ها مانع سرمایه‌گذاری‌های مدنظر شرکت می‌شود [33]. برای تمیز شرکت‌های محدود در تأمین مالی، از مدل هادیان، هاشمی و صمدی [11] استفاده شده که براساس فضای اقتصادی ایران برازش شده است. براساس این شاخص، شرکت‌های دارای بیشترین مقادیر از این شاخص، با بیشترین محدودیت در تأمین مالی، ارزیابی می‌شوند. به بیان دیگر، این شرکت‌ها توانایی اقدام مؤثر برای تغییر میزان و زمانبندی جریان‌های نقدی را ندارند و قادر نیستند در قبال رویدادها و فرصت‌های غیرمنتظره واکنش مناسب نشان دهند؛ در‌نتیجه، از انعطاف‌پذیری مالی کمتری برخوردارند. نحوۀ محاسبه این شاخص به‌شرح رابطه (19) است:

CASH: نسبت وجه نقد به کل دارایی اول دوره        

LEV: نسبت کل بدهی به کل دارایی

TA: لگاریتم کل دارایی شرکت

DIV: نسبت سود تقسیمی به کل دارایی اول دوره

TMW: لگاریتم ارزش بازار شرکت

Q: کیو توبین (ارزش بازار شرکت به‌اضافۀ ارزش دفتری کل بدهی تقسیم بر ارزش دفتری کل دارایی)

علاوه‌بر محاسبۀ جداگانۀ هر یک از شاخص‌های عدم انعطاف‌پذیری مالی، شاخص ترکیبی عدم انعطاف‌پذیری مالی با پیروی از مطالعات پولسن، فاف و گری [33] به‌صورت زیر محاسبه شده است:

ابتدا مقدار سالانۀ هر یک از شاخص‌های عدم انعطاف‌پذیری مالی بر‌اساس رابطه (20) نرمال شده است.

سپس با جمع‌کردن مقدار نرمال‌شدۀ هر سه شاخص فوق برای تک‌تک شرکت‌ها، شاخص ترکیبی عدم انعطاف‌پذیری مالی شرکت‌ها از رابطه (21) به دست آمده است.

با توجه به اینکه عامل اندازه (تفاوت بازده شرکت‌های کوچک و بزرگ) و عامل ارزش (تفاوت بازده شرکت‌های با B/M بالا و B/M پایین) در مدل فاما و فرنچ به‌صورت (SMB) و (HML) بیان شده، در این پژوهش نیز با پیروی از مطالعات پولسن و همکاران (2013) برای محاسبۀ عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی در رابطه (2)، (4) و (6)، میانگین بازده ماهانۀ پرتفوی انعطاف‌پذیر (F) از میانگین بازده ماهانۀ پرتفوی انعطاف‌ناپذیر (I) کم شده است. این عامل، به‌اختصار (IMF) نامیده شده و به‌عنوان متغیر مستقل در مدل تکمیل‌شدۀ فاما و فرنچ در نظر گرفته شده است.

برای پرتفوی‌بندی شرکت‌ها براساس عدم انعطاف‌پذیری مالی، ابتدا شرکت‌های نمونه را براساس عدم انعطاف‌پذیری مالی سال قبل، از کوچک به بزرگ مرتب و مجدداً شرکت‌ها به سه گروه شرکت‌های با عدم انعطاف‌پذیری بالا، متوسط و کم طبقه‌بندی می‌شوند؛ به‌گونه‌ای که 30­ درصد بالا شرکت‌های با عدم انعطاف‌پذیری بالا و 30 درصد پایین، شرکت‌های با عدم انعطاف‌پذیری پایین و 40 درصد میانی، شرکت‌هایی با عدم انعطاف‌پذیری متوسط در نظر گرفته شده‌اند. سپس با محاسبۀ تفاضل بازده ماهانۀ پرتفوی با عدم انعطاف‌پذیری مالی بالا و پرتفوی با عدم انعطاف‌پذیری مالی پایین، عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی (IMF) به دست آمد.

متغیر کنترلی

متغیر‌های کنترلی در این پژوهش شامل عامل بازار، عامل اندازه و عامل ارزش‌ هستند. مراحل زیر به ترتیب برای محاسبۀ متغیرهای کنترل پژوهش طی شده‌اند:

1- تمام شرکت‌های نمونه براساس ارزش بازار پایان سال قبل از میانه به دو قسمت مساوی تقسیم شدند. شرکت‌های با ارزش بالا پرتفوی شرکت‌های بزرگ (B) و شرکت‌های با ارزش پایین، پرتفوی شرکت‌های کوچک (S) را تشکیل دادند.

2- تمام شرکت‌های نمونه به‌صورت مستقل از مرحلۀ اول براساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام پایان سال قبل از کوچک به بزرگ، مرتب و شرکت‌ها به سه گروه با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا، متوسط و کم طبقه‌بندی شدند؛ به گونه‌ای که 30 درصد بالا شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام بالا (H) و 30 درصد پایین، شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام پایین (L) و 40 درصد میانی، شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام متوسط (M) در نظر گرفته شدند.

3- از ترکیب پرتفوی‌های مستقل محاسبه‌شده، شش پرتفوی براساس اشتراک حاصل که شامل دو پرتفوی مبتنی بر اندازه و سه پرتفوی مبتنی بر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، طبق نگاره (2) تشکیل شد:

نگاره 2. پرتفوی‌بندی برای محاسبۀ عوامل مدل فاما و فرنچ

این شش پرتفوی به ترتیبِ مراحل بیان‌شده، در هر سال، تشکیل و تا پایان سال، نگهداری و در سال‌های آتی این فرایند دوباره تکرار می‌شود.

سپس سه عامل فاما و فرنچ ]27[ به شرح زیر محاسبه شده‌‌اند:

: عامل بازار است و از تفاضل نرخ بازده بازار (R_m) و نرخ بازده بدون ریسک (R_f) به دست می‌آید. در این مطالعه، شاخص کل بازار از تارنمای بورس اوراق بهادار تهران به دست آمد و براساس آن، بازده بازار به‌صورت تفاوت شاخص در پایان ماه و ابتدای ماه، تقسیم بر مقدار شاخص در ابتدای ماه محاسبه شد.

: عامل اندازه (حاصل‌ضرب تعداد سهام در ارزش بازار هر سهم) است و بیان‌کنندۀ تفاوت بین میانگین بازده ماهانۀ مجموعه سهام شرکت‌های کوچک و مجموعه سهام شرکت‌های بزرگ است و از رابطه (22) به دست می‌آید.

: عامل ارزش (ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام در پایان سال تقسیم بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (حاصل‌ضرب تعداد سهام بر قیمت سهام در پایان سال) است و بیان‌کنندۀ تفاوت بین میانگین بازده‌ ماهانه مجموعه سهام شرکت‌هایی با B/Mبالا و مجموعه سهام شرکت‌هایی با B/M پایین است و از رابطه (23) به دست می‌آید.

برای آزمون فرضیۀ‌ اول پژوهش که تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک (مصون) مبتنی بر اقلام تعهدی بررسی شد، شرکت‌ها براساس معیار اقلام تعهدی پرتفوی‌بندی شدند. برای تدوین پرتفوی‌های سرمایه‌گذاری، شرکت‌های نمونه در پایان هر سال بر حسب اقلام تعهدی از کوچک به بزرگ، مرتب و بعد از محاسبۀ میانه، شرکت‌ها به دو پرتفوی با اقلام تعهدی پایین (پایین‌تر از میانه) و اقلام تعهدی بالا (بالاتر از میانه) تقسیم شدند. سپس از تفاوت بازده غیرعادی ماهانۀ پرتفوی شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین و شرکت‌های بااقلام تعهدی بالا، پرتفوی پوشش ریسک (مصون) مبتنی بر اقلام تعهدی حاصل شد. گفتنی است برای تفکیک شرکت‌ها به دو گروه با اقلام تعهدی پایین و بالا از رویکرد ترازنامه‌ای اسلوان [35] به شرح رابطه (24) استفاده شد و ارقام بیشتر از میانه در طبقه بالا و ارقام کمتر از میانه در طبقۀ پایین جای گرفتند.

Accrual= مجموع اقلام تعهدی شرکت iدر سالt

 = تغییر در دارایی‌های جاری شرکت iبین سالt و t-1

=  تغییر در وجه نقد و سرمایه‌گذاری‌های کوتاه‌مدت شرکت iبین سالt و t-1

 تغییر در بدهی‌های جاری شرکت iبین سالt و t-1

=  تغییر در حصه جاری بدهی‌های بلندمدت شرکت iبین سالt و t-1        

 = تغییر در مالیات بر درآمد پرداختنی شرکت iبین سالt و t-1

 = هزینۀ استهلاک شرکت iدر پایان سالt

 = ارزش دفتری کل دارایی شرکت iدر پایان سالt

برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش که تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی بررسی شد، شرکت‌ها بر حسب اندازه، اقلام تعهدی و عدم انعطاف‌پذیری مالی پرتفوی‌بندی شدند. برای تدوین پرتفوی‌های سرمایه‌گذاری، شرکت‌های نمونه در پایان هر سال بر حسب اندازه، مرتب و بعد از محاسبۀ میانه، شرکت‌ها به دو دستۀ کوچک (پایین‌تر از میانه) و بزرگ (بالاتر از میانه) تقسیم شدند. به‌طور مستقل، بار دیگر شرکت‌ها براساس اقلام تعهدی، مرتب و به دو پرتفوی با اقلام تعهدی پایین (50 درصد پایین) و اقلام تعهدی بالا (50 درصد بالا) تقسیم شدند و درنهایت، به‌طور مستقل از دو روش فوق، شرکت‌ها براساس شاخص عدم انعطاف‌پذیری مالی به دو پرتفوی (50 درصد بالا و 50 درصد پایین)، تقسیم شدند و با لحاظ‌کردن این سه عامل در طبقه‌بندی، 8 پرتفوی سرمایه‌گذاری، حاصل و میانگین بازده با وزن یکسان این 8 پرتفوی محاسبه شد.

درنهایت، برای آزمون فرضیۀ سوم پژوهش، ابتدا رابطه (5) شامل عوامل فاما و فرنچ، برآورد و بررسی شد آیا عوامل سه‌گانۀ فاما و فرنچ به‌عنوان متغیرهای مستقل به‌طور معناداری قیمت‌گذاری شده‌اند و بر صرف ریسک سهام تأثیر معناداری دارند. سپس عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی (IMF) به رابطه (5) افزوده و رابطه (6) برآورد شد. رابطه (6) مدلی برای بررسی تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک سهام است. این مدل یک‌بار در سطح شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین و بار دیگر در سطح شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا آزمون شد.

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

در نگاره (3)، آمار توصیفی متغیرهای پژوهش طی دوره مطالعه‌شده آورده شده است.

نگاره 3. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

          منبع: یافته‌های پژوهش

همان‌گونه که ملاحظه می‌شود میانگین بازده مازاد سهام شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین و بالا به‌ترتیب 84/1 و 34/1 درصد است که نشان می‌دهد نخست، بازدهی شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین و بالا به‌طور متوسط 84/1 و 34/1 درصد بیشتر از نرخ بازده بدون ریسک است و دوم، به‌طور میانگین، بازدهی شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین بیشتر از شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا است. همچنین میانگین متغیرهای برگشت‌ناپذیری سرمایه‌گذاری، اهرم کل، محدودیت مالی و شاخص ترکیبی عدم انعطاف‌پذیری مالی در شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین به‌ترتیب 316/0، 86/5 ، 51/13، 228/0 و در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا به‌ترتیب 20/0، 57/3، 73/12 و 228/0- است. سازگار با تئوری‌های بیان‌شده در پیشینۀ نظری پژوهش، شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین به‌طور متوسط عدم انعطاف‌پذیری بالاتری نسبت به شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا دارند و این نشان می‌دهد بین اقلام تعهدی و عدم انعطاف‌پذیری مالی، رابطه وجود دارد. علاوه بر این، دلیل علامت متضاد عدم انعطاف‌پذیری مالی در شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین و بالا این است که منابع عدم انعطاف‌پذیری مالی (برگشت‌ناپذیری سرمایه‌گذاری، اهرم و محدودیت مالی) قبل از محاسبۀ متغیر عدم انعطاف‌پذیری مالی نرمال‌سازی شده‌اند که اعداد بالای میانگین، مثبت و اعداد پایین‌تر از میانگین، منفی شدند و از جمع نرمال‌شدۀ این سه منبع، متغیر عدم انعطاف‌پذیری مالی محاسبه شد. چون برای تفکیک شرکت‌های اقلام تعهدی پایین و بالا از میانه استفاده شد و شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین، انعطاف‌ناپذیر و شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا انعطاف‌پذیر بودند، مقدار مثبت در اقلام تعهدی پایین و مقدار منفی در اقلام تعهدی بالا جای گرفتند. درنهایت، بازده مازاد پرتفوی پوشش ریسک نشان می‌دهد با استفاده از استراتژی معامله مبتنی بر اقلام تعهدی (خرید شرکت‌هایی با اقلام تعهدی پایین و فروش شرکت‌هایی با اقلام تعهدی بالا) می‌توان 5/0 درصد بازده بدون ریسک به دست آورد. در ادامه، تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی، صرف ریسک سهام و پس از آن بر پرتفوی پوشش ریسک بررسی می‌شود.

آمار استنباطی

همان‌طور که بیان شد برای آزمون فرضیه‌های اول و دوم از رگرسیون سری زمانی استفاده شده است. برای نرمال‌سازی جزء خطا، مشاهدات پرت از رگرسیون‌های فوق حذف شدند. برای اطمینان از نبود وجود مشکل خود‌همبستگی سریالی و ناهمسانی واریانس، با پیروی از مطالعات پولسن، فاف و گری [33] تمامی تخمین‌ها با به‌کارگیری تکنیک نوی – وست انجام شده‌اند. همچنین عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کمتر از 10 است که نشان از نبود مشکل هم‌خطی چندگانه بین متغیرهای مدل دارد.

تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک (مصون) مبتنی بر اقلام تعهدی

برای ارزیابی فرضیۀ مذکور، رابطه (1) و (2) برازش شد که خلاصه نتایج برای پرتفوی‌های دوگانه (اقلام تعهدی پایین و بالا) و پرتفوی پوشش ریسک در نگاره (4) ارائه شده است. در ستون آخر نگاره (4)، ضریب عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی در پرتفوی پوشش ریسک، 21 درصد و سطح معنی‌داری متناظر با آن کمتر از 5 درصد است و نشان‌دهندۀ صرف ریسک مثبت و معنی‌دار در پرتفوی پوشش ریسک است؛ ازاین‌رو، فرضیۀ اول پژوهش مبنی بر اینکه «عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک مبتنی بر اقلام تعهدی تأثیر دارد» با اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود. همچنین، با توجه به ضریب عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی در پرتفوی اقلام تعهدی پایین و پرتفوی اقلام تعهدی بالا استدلال می‌شود پرتفوی اقلام تعهدی پایین بیشتر از پرتفوی اقلام تعهدی بالا در معرض ریسک عدم انعطاف‌پذیری مالی قرار دارد. به عبارتی، عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی بر تفاوت بازده غیرعادی پرتفوی اقلام تعهدی پایین و بالا تأثیر دارد. همچنین، با توجه به مثبت‌بودن ضریب رگرسیونی عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی، ارتباط مثبت و معنی‌داری بین عدم انعطاف‌پذیری مالی و صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک وجود دارد؛ به طوری که هرچه عدم انعطاف‌پذیری مالی بیشتر (کمتر) شود، صرف ریسک پرتفوی پوشش ریسک نیز افزایش (کاهش) می‌یابد.

نگاره 4. نتایج آزمون فرضیۀ اول با استفاده از رابطه 1 و 2

       منبع: یافته‌های پژوهش

رابطه (1) به‌منظور مقایسۀ آزمون فرضیۀ اول برآورد شده است. برای مقایسه بین دو مدل که تعداد متغیرهای برابر نداشته باشند، به جای ضریب تعیینازضریب تعیین تعدیل‌شده استفاده شده است؛ زیرا ضریب تعیین با افزودن هر متغیری به مدل رگرسیون به‌ضرورت افزایش می‌یابد [9]. R² تعدیل‌شده در رابطه (1) برای هر سه گروه به‌ترتیب برابر 70 درصد، 75 درصد و 15 درصد است؛ در حالی که با اضافه‌کردن عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی به رابطه (2)، R²تعدیل‌شده برای هر سه گروه برابر با 74 درصد، 76 درصد و 23 درصد می‌شود. علاوه بر این، با افزودن عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی به مدل سه عاملی فاما و فرنچ [27] میزان عرض از مبدأ هر سه پرتفوی (اقلام تعهدی بالا، پایین و پوشش ریسک) کاهش می‌یابد و با توجه به اینکه عرض از مبدأ این مدل‌ها معرّف عوامل نادیده گرفته شده است، گنجاندن عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی در مدل، باعث کاهش در تعداد عوامل معناداری می‌شود که در مدل سه عاملی برای توضیح بازده مازاد در نظر گرفته نشده بود. مشاهدۀ مقادیر منفی برای بازده‌های غیرعادی نیز نشان می‌دهد گاهی نه‌تنها بازده غیرعادی مازادی مطرح نبوده، حتی بازده از حد مورد انتظار نیز کمتر بوده است؛ بنابراین، مدل چهار عاملی پولسن و همکاران نسبت به مدل سه عاملی فاما و فرنچ از قدرت بیشتری در تبیین ناهنجاری اقلام تعهدی برخوردار است. درنهایت، با توجه به نتایج نگاره (4)، آمارۀ فیشر برای هر سه پرتفوی به‌ترتیب 92/70، 37/79و 67/8 و سطح معنی‌‌داری آنها برابر با صفر است؛ بنابراین، مدل در کل، معنی‌‌دار است. به عبارت دیگر، کلیۀ ضرایب متغیرهای مستقل و کنترلی هم‌زمان صفر نیستند.

تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی

نگاره (5)، نتایج پرتفوی سرمایه‌گذاری بر حسب اندازه، اقلام تعهدی و شاخص ترکیبی عدم انعطاف‌پذیری را نشان می‌دهد. قسمت الف، ضرایب مدل سه عاملی فاما و فرنچ [27] و قسمت ب، ضرایب مدل چهار عاملی پولسن، فاف و گری [33] و سطح معنا‌داری آنها را گزارش می‌دهد. با توجه به نتایج نگاره (5)، سطح معنا‌داری آماره F در تمام رگرسیون سری‌زمانی تقریباً برابر با صفر است؛ بنابراین، کل مدل رگرسیونی معنادار است. همچنین نتایج نشان می‌دهند عامل عدم انعطاف‌پذیری به‌طور منفی با صرف ریسک پرتفوی‌های انعطاف‌پذیر (19/0-، 35/0-، 14/0- و 25/0-) و به‌طور مثبت با صرف ریسک پرتفوی‌های انعطاف‌ناپذیر (41/0، 61/0، 51/0 و 24/0) ارتباط معناداری دارد که نشان‌دهندۀ تأثیر عامل عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی است؛ بنابراین، فرضیۀ دوم پژوهش مبنی بر اینکه «عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک پرتفوی تأثیر دارد» با اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود. درنهایت، تمامی پرتفوی‌های سرمایه‌گذاری، مدل چهار عاملی پولسن، فاف و گری [33] R² تعدیل‌شدۀ بالاتری نسبت به مدل سه عاملی فاما و فرنچ دارد و این نشان‌دهندۀ قدرت توضیحی بالای این مدل نسبت به مدل سه عاملی فاما و فرنچ است.

نگاره 5. نتایج آزمون فرضیۀ دوم با استفاده از رابطه 3 و4

منبع: یافته‌های پژوهش

تأثیر عدم انعطاف‌پذیری مالی بر صرف ریسک سهام

همان‌طوری که قبلاً بیان شد برای آزمون فرضیۀ سوم از روش داده‌های ترکیبی استفاده شده است. قبل از ارائۀ نتایج مربوط به برازش مدل‌های (5) و(6)، بعد از حذف مشاهدات پرت برای اطمینان از برقراری فروض کلاسیک رگرسیون، آزمون عامل تورم واریانس[15] (VIF) برای بررسی خطای هم‌خطی، آزمون وایت برای بررسی همسانی واریانس و آزمون بروش - گادفری برای اطمینان از نبود خود‌همبستگی سریالی انجام شده است. همچنین مانایی متغیرها با استفاده از آزمون لوین، لین و چو بررسی شده است. نتایج آزمون همسانی واریانس، نشان‌دهندۀ وجود ناهمسانی واریانس در تمامی مدل‌ها است؛ ازاین‌رو، مدل‌های (5) و (6) برای رفع این خطا به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته[16] (GLS) برازش شده‌اند. نتایج آزمون بروش - گودفری نشان‌دهندۀ نبود خود‌همبستگی سریالی و نتایج آزمون VIF نشان‌دهندۀ نبود هم‌خطی در همۀ مدل‌ها است. همچنین نتایج آزمون لوین، لین و چو نشان دادند تمامی متغیرها در سطح (0)I مانا هستند. نتایج این آزمون‌ها برای رعایت اختصار ارائه نشده‌اند. علاوه بر این، برای برآورد یک مدل در دو نمونۀ آماری مستقل از هم مانند دو صنعت یا دو گروه و محاسبۀ سطح معناداری اختلاف ضرایب یک متغیر مستقل در دو گروه، از آمارۀ پترنوستر استفاده شده است. نحوۀ محاسبۀ نسخه تی استیودنت آمارۀ پترنوستر به شرح رابطه (25) است [2]:

سطح معناداری نسخۀ تی استیودنت آمارۀ پترنوستر نشان می‌دهد شدت رابطۀ متغیر مستقل بررسی‌شده در گروه (یک)، تفاوت معناداری با گروه (دو) دارد.

درنهایت، در روش داده‌های ترکیبی برای انتخاب از بین روش داده‌های تابلویی یا داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمر استفاده شد. با توجه به اینکه نتایج حاصل از آزمون F لیمر برای شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین و شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا در هر دو مدل (مدل سه عاملی فاما و فرنچ و مدل چهارعاملی پولسن، فاف و گری) بیشتر از 5 درصد است، همسانی عرض از مبدأها پذیرفته شد و لازم است در برآورد مدل‌ها از روش داده‌های تلفیقی استفاده شود. نتایج حاصل از برازش رابطه (5) و (6) برای آزمون فرضیه دو در نگاره (6) نشان داده شده‌‌اند.

نگاره 6. نتایج آزمون فرضیۀ سوم با استفاده از رابطه 5 و 6

  منبع: یافته‌های پژوهش