بررسی و آزمون قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی غیرعادی در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 81 تا 89

نویسندگان

1 دانشگاه شهید بهشتی

2 دانشگاه پیام نور آمل

چکیده

در این مقاله با استفاده از رویکرد ژی(2001)، به بررسی قیمت‌گذاری عقلایی جریانات نقدی ناشی از عملیات، اقلام تعهدی عادی و اقلام تعهدی غیرعادی برآوردی، توسط بازار پرداختیم تا مشخص شود آیا قیمت‌‌ سهام، برآورد عایدات سال بعد را با توجه به این اجزاء سه‌گانه به درستی نشان می‌دهد یا خیر. پس از انجام برآوردها مشخص گردید، بازار تداوم جریانات‌نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی را کم برآورد کرده و بنابراین آن را پایین قیمت‌گذاری می‌کند. برعکس، بازار تداوم اقلام تعهدی عادی و غیرعادی را بالا برآورد کرده و بنابراین آنها را بالا قیمت‌گذاری می‌کند. اگرچه به نظر می‌رسد بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را بیش از اقلام تعهدی عادی، بالا قیمت‌گذاری می‌کند.

کلیدواژه‌ها

موضوعات

عنوان مقاله [English]

Examination of the Mispricing of Abnormal Accruals on the Tehran Stock Exchange from 1381 to 1389

نویسندگان [English]

  • Sara Shahryari 1
  • Farshad Salim 2
1 Shahid Beheshti University
2 University
چکیده [English]

This paper examines the market pricing of Jones (1991) model- estimated abnormal accruals (often termed "discretionary accruals" in the prior literature) by using the Xie (2001) approach to test whether stock prices rationally reflect the one-year- ahead earnings implications of these accruals. Using the Mishkin (1983) and hedge-portfolio test methods Sloan (1996) employs, we find that the market overestimates the persistence of abnormal accruals, and consequently overprices these accruals. These results also suggest that the overpricing of total accruals that Sloan (1996) documents is due largely to abnormal accruals.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Accrual
  • Mispricing

اصل مقاله

مقدمه

بررسی نقش عایدی‌های حسابداری در تعیین قیمت اوراق‌بهادار، در صدر پژوهش­های حسابداری و مالی جای دارد. چنین پژوهش­هایی با کارهای بال و براون (1968) و بیور (1968) شروع شد و طی چهار دهة اخیر، پژوهش­های حسابداری به طرح موضوع‌های زیادی از مباحث نظری و کارهای تجربی در خصوص روابط بین عایدی‌های حسابداری و ارزش شرکت منجر شده است [10].

امروزه تحلیل‌گران اوراق‌بهادار، مدیران شرکت‌ها و سرمایه‌گذاران، همگی به گزارش عایدی‌های شرکت‌ها، بسیار توجه می­کنند. اخباری که بیان می‌دارد عایدی‌های شرکت کمتر از میزان مورد انتظار است، می‌تواند به سرعت به کاهش قیمت سهام منجر شود. از سوی دیگر، شرکت‌هایی که انتظارات از عایدی‌های را برآورده می‌سازند، از سوی بازار پاداش می‌گیرند[5].

عایدی‌های حسابداری متشکل از اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی است و به عنوان مهمترین اقلام اطلاعاتی ارایه شده در صورت‌های مالی تلقی می‌شود[13]. هیأت تدوین استانداردهای حسابداری[1] معتقد است که تمرکز اصلی گزارشگری مالی، باید معطوف بر عایدی‌های حسابداری باشد، نه جریان‌های نقدی؛ «زیرا اطلاعات ارایه شده در خصوص عایدی‌های شرکت که بر مبنای حسابداری تعهدی تهیه شده است، در مقایسه با اطلاعات محدود شده به جنبه‌های مالی دریافت‌ها و پرداخت‌های نقدی، اطلاعات بهتری را در رابطه با وضعیت موجود شرکت و توانایی تداوم تولید جریان‌های ‌نقدی مطلوب، فراهم می‌آورد (FASB, 1987). هرچند بنابر اعتقاد برخی از حسابداران، جریان‌های نقدی، اصلی‌ترین منبع اطلاعاتی تأثیرگذار بر قیمت بازار اوراق بهادار است. تقاضای اطلاعاتی سرمایه‌گذاران از طریق تجزیه و تحلیل جریان‌های نقدی بهتر برآورده می‌شود؛ زیرا جریان‌های نقدی، مضاف بر این­که پیش‌بینی سود نقدی آتی و پرداخت اقساط وام و سایر پرداخت‌ها را تسهیل می‌کند، از توانایی شرکت برای ادامة حیات و تدوام فعالیت، تصویر بهتری ارایه می‌دهد و تحت‌تأثیر مسایل اندازه‌گیری قرار نمی‌گیرد[12].

یافته‌های پژوهش­های قبلی در خصوص محتوای اطلاعاتی حسابداری، اساساً پشتوانة فرضیه‌های زیر هستند: 1- هم جریان‌های نقدی و هم اقلام تعهدی، دارای محتوای اطلاعاتی مازاد در ارتباط با بازده سهام هستند، و 2- قدرت توضیحی عایدی‌های حسابداری، در مقایسه با جریان‌های‌نقدی، بسیار بیشتر است [16]. تعمیم چنین یافته‌هایی به بورس اوراق‌بهادار تهران، موضوعی برای پژوهش­های تجربی است، هرچند بورس اوراق‌بهادار تهران و بورس‌های توسعه‌یافته، قوانین و الزام‌های گزارشگری یکسانی ندارند و اغلب تفاوت‌های قابل ملاحظه‌ای به لحاظ ساختار مالکیت در آن­ها وجود دارد. برخلاف بورس‌های توسعه یافته که دارای ساختار مالکیت گسترده­ای هستند، در بورس اوراق‌بهادار تهران، اغلب ساختار مالکیت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس، بسیار متمرکز است. چنین محیطی می‌تواند به لحاظ فعالیت­های سهامداران عمده برای مدیریت عایدی‌ها، ریسک بسیار بالایی داشته باشد. چنین وضعیتی به کاهش کیفیت عایدی‌های حسابداری و در نتیجه، ارتباط ضعیف‌تر آن با بازده سهام در همان زمان منجر می‌شود.

اقلام تعهدی، بیانگر تفاوت میان عایدی‌های حسابداری شرکت و جریان‌های‌نقدی مربوطه است. اقلام تعهدی مثبت و بزرگ، حکایت از آن دارد که عایدی‌های ایجاد شده توسط شرکت، بیشتر از جریان‌های‌نقدی است. این تفاوت ناشی از به­کارگیری روش‌های حسابداری در خصوص زمان‌بندی و میزان شناسایی درآمدها و هزینه‌ها است(به اصطلاح، «اصل شناسایی درآمد» و «اصل تطابق»)[5].

حسابداریِ تعهدی، هستة اصلی اندازه­گیری عایدی‌های و گزارشگری مالی است. منطق اصلی در حسابداری تعهدی، عبارت است از این­که، عایدی‌های حاصل از جریان‌های نقدی ناشی از عملیات، به علاوة اقلام تعهدی، در مقایسه با جریان‌های نقدی جاری و گذشته، به تنهایی، شاخص بهتری فراهم می­کند[4].

مطالعاتی که پیش­تر در بازارهای پیشرفته‌ای چون ایالات‌متحده و بریتانیا، صورت گرفته، این موضوع را مورد بررسی قرار داده است که آیا اقلام‌تعهدی، به جریان‌های ‌نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی، اطلاعاتی را اضافه می‌کنند که به موجب آن، توانایی عایدی‌های حسابداری در تبیین بازده سهام افزایش یابد. بارتو و همکارانش(2001)، دریافتند که محتوای اطلاعاتی مازاد و نسبی عایدی‌های حسابداری و جریان‌های نقدی، در ارزشیابی سهام، در ایالات‌متحده، بریتانیا و کانادا (دارای قانون غیرمدون[2])، قدرت توضیحی بالاتری نسب به آلمان و ژاپن(دارای قانون مدون[3]) دارند. مارتینز(2003) به هیچ­گونه شواهدی دال بر محتوای اطلاعاتی مازاد جریان‌های ‌نقدی در فرانسه دست نیافت. کیو و همکارانش (2001) محتوای اطلاعاتی مازاد و نسبی عایدی‌های حسابداری، جریان‌های نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی و اقلام تعهدی در بازار سرمایة چین را مورد آزمون قرار داده و دریافتند که عایدی‌های حسابداری، هم دارای محتوای اطلاعات مازاد و هم نسبی در مقایسه با جریان‌های ‌نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی است. هادسون و استیونسون (2000) به شواهد مستدلی مبنی بر مربوط بودن ارزش سهام با عایدی‌های حسابداری و جریان‌های نقدی در استرالیا دست یافتند[10].

سابرامنیام (1996) در بررسی‌های خود دریافت که بازار، اقلام تعهدی غیرعادی مدل برآوردی جونز (1991) را قیمت‌گذاری می‌کند و این اقلام رابطة مثبتی با توانایی سودآوری آتی شرکت دارد. البته، مشاهدات سابرامنیام(1996) در خصوص این­که اقلام تعهدی غیرعادی به طور مثبت با سودآوری آتی در ارتباط است، الزاماً بدین معنی نیست که بازار به طور عقلایی، این اقلام تعهدی را با توجه به ارتباط آن­ها با سودآوری آتی (مثلاً عایدات)، قیمت‌گذاری می‌کند [18].

ال‌سی‌چان و همکارانش (2009)، به بررسی این موضوع پرداختند که چگونه کیفیت اطلاعات حسابداری، بر مستند کردن بی‌قاعدگی اقلام تعهدی تأثیر دارد. آن­ها در پژوهش­های خود شرکت­های بریتانیایی با کیفیت پایین اطلاعات حسابداری را مورد مطالعه قرار دادند و پس از معرفی استاندارد گزارشگری مالی شمارة 3، کاهش معنی‌داری را در قابلیت پیش‌بینی بازده منفی ناشی از اقلام تعهدی گزارش کردند. نتایج پژوهش­های آن­ها نشان داد که تغییر قوانین به منظور بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری، می‌تواند قیمت‌گذاری نادرست اوراق‌بهادار در بازار سرمایه را کاهش دهد[6].

دریک و همکارانش (2009) نیز نقش کیفیت افشا، در ارزش‌گذاری صحیح اقلام تعهدی و جریان‌های ‌نقدی را بررسی کردند. آن­ها به بررسی این مسأله پرداختند که آیا قیمت سهام شرکت‌هایی با کیفیت بالای افشا، تداوم جریان‌های ‌نقدی و اقلام تعهدی را، درست منعکس می‌کند یا خیر؟ نتایج پژوهش­های آنها نشان داد که کیفیت بالاتر افشا، اثر کاهشی بر قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی و جریان‌های ‌نقدی دارد[8].

چنگ و همکارانش(2012) به منظور برآورد اقلام تعهدی غیرعادی، عملکرد سه مدل را مورد بررسی قرار دادند: مدل تعدیل‌شدة جونز، مدل جونز تعدیل‌شده با جریان‌های ‌نقدی عملیاتی و مدل جونز تعدیل‌شده با بازده دارایی‌ها، در قالب دو رویکرد برآوردی رگرسیون‌های خاص شرکت و رگرسیون‌های صنعت. آن­ها به منظور ارزیابی مدل‌ها، از آزمون قیمت‌گذاری نادرست استفاده کردند و نشان دادند که مدل تعدیل‌یافته با جریان‌های ‌نقدی عملیاتی، عملکرد بهتری دارد. آنها به نتایجی مبنی بر عملکرد برتر مدل خاص شرکت نسبت به مدل صنعت دست نیافتند[7].

اسلوان(1996) قیمت‌گذاری کل اقلام تعهدی توسط بازار را بررسی کرد. او دریافت که بازار، در تعیین ارزش بخش تعهدی عایداتی که کمتر استمرار داشتند، اشتباه می‌کند و در نتیجه، اقلام تعهدی را بیش از اندازه قیمت‌گذاری می‌کند[17]. چنگ و یانگ(2003) دریافتند چنانچه مشاهده‌های جریان‌های ‌نقدی نشأت گرفته از دهک‌ها دائمی باشد، جریان‌های ‌نقدی، دارای محتوای اطلاعاتی مازاد خواهد بود. چاریتو، کلاب و اندرو(2001)، با بسط مدل چنگ و یانگ، به دو نکته پی بردند: یکی این که در بریتانیا، هرگاه عایدی‌های غیرمستمر باشند، با دخالت رشد و اندازة شرکت، جریان‌های نقدی، محتوای اطلاعاتی مازاد خواهند داشت؛ علاوه بر این، یافته‌ها حکایت از آن داشت که هم عایدی‌های و هم جریان‌های نقدی بر ارزشیابی شرکت‌هایی با رشد زیاد تأثیر می‌گذارد[10].

ثقفی و محمدی(1391)، در خصوصِ پیش‌بینی جریان­های‌ نقدی آتی، محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی غیرعادی را بررسی کرده‌اند. نتایج پژوهش آن­ها نشان می‌دهد که بین اقلام تعهدی غیرعادی و جریان‌های نقدی آتی، رابطة مثبت و معناداری وجود دارد؛ اما این رابطه، با بالارفتن ریسک ورشکستگی، کاهش می‌یابد و معناداری خود را از دست می‌دهد. این نکته می‌تواند نشان‌دهندة این باشد که اقلام تعهدی غیرعادی در شرکت‌هایی با وضعیت مناسب و با ریسک ورشکستگی پایین، ناشی از خطای برآورد نبوده و دربردارندة اطلاعات سودمندی در رابطه با عملکرد آتی این شرکت­ها است[1].

مهرانی و زارع زادگان(1392)، در پژوهشی دیگر، با در نظر گرفتن شرایط مالی شرکت‌ها، به بررسی رابطة بین کیفیت سود و جریان‌های نقدی عملیاتی آتی پرداخته­اند. آن­ها برای اندازه‌گیری کیفیت سود، از اقلام تعهدی غیرعادی، به عنوان متغیر توضیحی، در مدل‎های رگرسیونی پژوهش استفاده کرده­اند و شرایط مالی شرکت‎ها را، یک بار به‎منزلۀ متغیر تعدیل‎کننده با استفاده از مدل احتمال ورشکستگی چاریتو، و بار دیگر از طریق تفکیک شرکت‎های عضو نمونۀ آماری به ورشکسته و غیر ورشکسته، با استفاده از مدل سیستم کلونی مورچگان، در مدل‎های آماری منظور نمودند و جریان‎های نقدی عملیاتی را به عنوان متغیر وابسته در نظر گرفتند. نتایج این پژوهش نیز نشان می‎دهد که بین کیفیت سود و جریان‌های نقدی عملیاتی آتی، رابطۀ معناداری وجود دارد و این رابطه، تحت تأثیر شرایط مالی شرکت‌هاست[3].

مشایخی و فدائی نژاد(1388)، در پژوهشی، به بررسی قدرت توضیح­دهندگی اقلام تعهدی غیرعادی در رابطه با رفتار بازده سهام پرداختند. شواهد پژوهش، حاکی از این است که نسبت جریان‌های نقدی عملیاتی، به قیمت (OCF/P) ، قدرت توضیح دهندگی اقلام تعهدی برای بازده­های آتی را شامل می­شود و نتیجه می­گیرد که نابه­هنجاری اقلام تعهدی، احتمالاً به قیمت­گذاری نادرست سود منجر نمی‌شود. در این پژوهش، رابطة بین اقلام تعهدی(غیرعادی) با بازده­های سالانة آتی و بازده­ها در بازه­های زمانی اعلان سودهای آتی، بررسی و همچنین تحلیل پرتفولیوی سرمایه‌گذاری صفر مورد آزمون قرار گرفته است[2].

حبیب(2008) به طور تجربی، به آزمون محتوای اطلاعاتی نسبی و مازاد عایدی‌ها و جریان‌های نقدی پرداخت و نقش برخی از عوامل خاص شرکت را، در تعدیل محتوای اطلاعاتی در بورس بررسی کرد. نتایج پژوهش او نشان داد که: الف- هرچند تفاوت عایدی‌های با جریان‌های نقدی، به لحاظ آماری معنی‌دار نیست، قدرت توضیحی بالاتری در مقایسه با آن دارد. ب- هم عایدی‌های حسابداری و هم جریان‌های ‌نقدی، در ارتباط با بازده سهام، محتوای اطلاعاتی مازاد دارند[10].

در این مقاله از آزمون میشکین(1983) و روش‌ آزمون سبد مصون شده، استفاده می‌شود تا این مسأله بررسی شود که آیا بازار قیمت‌ اقلام تعهدی غیرعادی را با توجه به برآورد عایدات سال آتی، به طور عقلایی تعیین می‌کند یا خیر؟ آزمون میشکین(1983) دربرگیرندة مقایسه­ای آماری است میان: 1)معیار قیمت‌گذاری بازار برای اقلام تعهدی غیرعادی (به عبارتی، ضریب ارزش‌گذاری بازار برای اقلام تعهدی غیرعادی) و 2)معیار توانایی اقلام تعهدی غیرعادی در پیش‌بینی عایدات یک سال بعد(به عبارتی، ضریب پیش‌بینی این اقلام تعهدی). چنانچه ضریب ارزش‌گذاری بازار برای اقلام تعهدی، به طرز معنی‌داری بزرگ‌تر از ضریب پیش‌بینی این اقلام تعهدی برای عایدات یک سال بعد باشد، آزمون میشکین(1983) نشان خواهد داد که بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را بیش از اندازه قیمت‌گذاری می‌کند. برعکس، چنانچه ضریب ارزش‌گذاری به طرز معنی‌داری کمتر از ضریب پیش‌بینی باشد، این آزمون بیانگر این خواهد بود که بازار اقلام تعهدی غیرعادی را پایین قیمت‌گذاری[4] می‌کند[18]. ‌ازآنجا که ضریب پیش‌بینی، معیاری برای تداوم اقلام تعهدی غیرعادی است (بر طبق مطالعات فری‌من و همکاران، 1982؛ اسلوان، 1996)، در این مقاله، هرگونه قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی غیرعادی، توسط بازار، به حساب قصور بازار در ارزیابی صحیح تداوم این اقلام تعهدی، گذاشته خواهد شد.

همچنین آزمون سبد مصون شده، در واقع بر حسب اقلام تعهدی غیرعادی جاری، در موقعیت خرید سهام شرکت‌هایی در منفی‌ترین دهک، و فروش سهام شرکت‌هایی در مثبت‌ترین دهک، سبدی را شکل می‌دهد. وجود شواهدی در خصوص این­که سبد مصون شده، بازده‌های غیرعادی مثبت را در سال‌های آتی به همراه خواهد داشت، بدین معنی خواهد بود که بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را، در سال شکل‌گیری سبد بالا، قیمت‌گذاری می‌کند.

 این مقاله در خصوص قیمت‌گذاری بالای اقلام تعهدی غیرعادی توسط بازار، شواهدی فراهم کرده است و در کل یافته‌های این مقاله نشان می‌دهد که بازار اطلاعات حسابداری افشا شده به شکل عمومی را، کاملاً درک و تفسیر نمی‌کند. نتایج این پژوهش بیان می‌دارد که بازار اقلام تعهدی غیرعادی را، به این دلیل، بیش از اندازه قیمت‌گذاری می‌کند که سرمایه‌گذاران، استمرار این اقلام تعهدی را بیش از حد برآورد می‌کنند[18].

 

فرضیه‌های پژوهش

با توجه به مطالب فوق، فرضیه‌های این پژوهش به این شرح است:

: بازار هر سه جزء عایدات(جریان‌های ‌نقدی، اقلام تعهدی عادی و اقلام تعهدی غیرعادی) را به طور عقلایی قیمت‌گذاری می‌کند.

 

: بازار توانایی جریان‌نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی را در پیش‌بینی عایدات سال بعد، درست قیمت‌گذاری می‌کند.

 

: بازار اقلام تعهدی عادی را درست قیمت‌گذاری می‌کند.

 

 

: بازار اقلام تعهدی غیرعادی را درست قیمت‌گذاری می‌کند.

 

 

ساختار مقاله در ادامه به شرح زیر است: در بخش دوم، نمونة آماری و اندازه‌گیری متغیرها توصیف می‌شود. در بخش سوم، به شواهدی دال بر قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی غیرعادی توسط بازار اشاره می‌‌شود و در بخش چهارم نتیجه‌گیری مقاله ارایه می‌گردد.

 

 

روش پژوهش

انتخاب نمونه

جامعة آماری این پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق‌بهادار است. در این مقاله، داده‌های تمامی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق‌بهادار تهران، به جز شرکت‌های فعال در بخش واسطه‌گری و خدمات مالی از قبیل بانک‌ها، شرکت‌های لیزینگ، هلدینگ‌های تخصصی و شرکت‌های سرمایه‌گذاری، از سال 1381 تا 1389(دورة زمانی 9 ساله) به عنوان نمونه جمع‌آوری، و مورد استفاده قرار گرفته است. همچنین بازدهی سالانة شرکت‌ها طی سال 1381 و 1389 نیز با استفاده از اطلاعات تاریخی موجود در بورس اوراق‌بهادار تهران، محاسبه و مورد استفاده قرار گرفته است. در مورد آزمون سبد مصون شده، ازآنجا که به داده‌های بازدهی سهام تا سه سال بعد از دورة نمونه نیاز بوده و این داده‌ها به مدت سه سال به طور کامل پس از سال 1389 موجود نبوده‌اند، بنابراین تنها در این مورد، دورة نمونه تا 6 سال کاهش یافته است. در ضمن، مشاهدات سال/ شرکت با ویژگی‌هایی که در ادامه بیان می‌گردند، از مشاهدات نمونه خارج شده‌اند: 1)مشاهدات سال/شرکتی که داده‌های کافی برای محاسبة اقلام تعهدی نداشته‌اند؛ 2)مشاهدات سال/شرکتی که به دلیل متوقف بودن نماد معاملاتی، امکان محاسبة بازده سالانه برای آن­ها وجود نداشته است؛ 3) هر متغیری در مدل جونز، که مقدار آن بیشتر از سه انحراف‌معیار، از میانگین آن فاصله داشته است. نمونة نهایی شامل 241 شرکت و 1256 مشاهدة سال/شرکت، طی بازة زمانی 1381 تا 1389 است.

 

 

تجزیه و تحلیل اطلاعات

در این مقاله از تعریف سابرامنیام(1996) برای عاید‌ی‌ها، اقلام تعهدی و وجه‌نقد ناشی از عملیات استفاده شده است. عاید‌ی‌ها (EARNt)، در واقع سود قبل از اقلام غیرمترقبه است و وجه‌نقد ناشی از عملیات (CFOt)، جریان‌نقدی خالص ناشی از فعالیت‌های عملیاتی است که مطابق صورت تطبیق جریان‌ نقدی ناشی از عملیات محاسبه شده است. CFOt به روش زیر برآورد می‌گردد:

 

EBITt: سود قبل از کسر بهره و مالیات؛ Dt: هزینه استهلاک؛ ΔCAt: تغییر در دارایی‌های جاری؛ ΔCASHt: تغییر در وجه‌نقد و سرمایه‌گذاری‌های کوتاه‌مدت؛ ΔCLt: تغییر در بدهی‌های جاری؛ ΔSTDEBTt: تغییر در بدهی‌های کوتاه‌مدت (حصه جاری بدهی‌های بلندمدت).

رقم کل اقلام تعهدی (ACCRt)، از طریق تفاوت میان عایدی‌ها و جریان‌های نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی به دست می‌آید؛ به عبارتی:

 

 

تمامی متغیرها با استفاده از کل دارایی‌های ابتدای سال(TAt-1)هم‌مقیاس می‌گردند. در این مقاله از مدل جونز به منظور برآورد اقلام تعهدی عادی و غیرعادی استفاده می‌شود:

 

 (1)

REVtΔ، تغییر در درآمدهای فروش سال t و PPEt، خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات در سال t است. مطابق با پژوهش ژی(2001)، در این مقاله نیز مدل جونز به صورت مقطعی برآورد می‌شود و مقدار پیش‌بینی‌شده از مدل جونز، به عنوان اقلام تعهدی عادی (NACt)، و جزء اخلال مدل، به عنوان اقلام تعهدی غیرعادی(ABNACt)، در نظر گرفته می‌شوند.

در این مقاله، به منظور در نظر گرفتن الزامات گزارشگری مالی، از بازده‌ سالانة خرید و نگهداری[5]، طی یک دورة یک ساله، که چهار ماه پس از پایان سال مالی شرکت خاتمه می‌یابد، استفاده می‌گردد. مشابه اسلوان(1996)، بازده غیرعادی تعدیل‌شده به ازای اندازه (SIZEAJRt) مورد استفاده قرار می‌گیرد که حاصل تفاوت میان بازده خرید و نگهداری سالانة شرکت و بازده سبد دهکی برحسب اندازة بازار طی همان سالی است که هر شرکت به آن تعلق دارد. در واقع شرکت‌ها، بر اساس ارزش بازار سهام خود، در انتهای هر سال تقویمی، دهک‌‌بندی می‌شوند.

جدول 1، آماره‌های توصیفی نمونه را ارایه می‌دهد. همانطور که ملاحظه می‌شود، متوسط اقلام تعهدی کل (28/0) منفی و میانة آن (026/0-) منفی است و متوسط اقلام تعهدی غیرعادی، قابل توجه بوده و برخلاف آنچه انتظار می‌رود کوچک و نزدیک به صفر نیست.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (1) آماره‌های توصیفی

متغیرها

میانگین

انحراف‌معیار

میانه

حداقل

حداکثر

مثبت%

مشاهدات

عایدی‌ها

188/0

218/0

143/0

962/0-

618/2

3/77

1256

جریان‌های ‌نقدی

178/0

217/0

160/0

286/0-

817/1

6/40

1256

کل اقلام تعهدی

280/0-

226/0

026/0-

469/1-

631/2

6/88

1256

اقلام تعهدی غیر عادی

143/0-

511/0

216/0

070/6-

164/3

1/19

1256

اقلام تعهدی عادی

137/0-

452/0

256/0-

503/1-

024/6

0/93

1256

بازدهی

189/24

518/0

81/12

716/0-

330/2

0/64

1256

بازدهی تعدیل‌شده

316/15-

355/0

92/16-

997/0-

981/0

4/35

1256

*تمامی متغیرها، به استثنای بازده و بازده غیرعادی(تعدیل شده به ازای اندازه)، با استفاده از رقم کل دارایی‌ها در ابتدای دوره هم‌مقیاس شده‌اند.

 

 

جدول 2، میانگین ضریب همبستگی پیرسون خاص شرکت، میان متغیرهای انتخابی را نشان می‌دهد. همان‌طور که در جدول 2 ملاحظه می‌گردد، ضریب همبستگی میان اقلام تعهدی و جریان‌های ‌نقدی، منفی است. ضریب همبستگی بین کل اقلام تعهدی و اقلام تعهدی عادی، در مقالة حاضر، پایین است و همبستگی میان اقلام تعهدی کل و اقلام تعهدی غیرعادی نیز، نسبتاً اندک است (ضریب همبستگی = 47/0) و این اقلام، تقریباً بخش بزرگ‌تر اقلام تعهدی کل را شامل می‌شود. اقلام تعهدی غیرعادی، نسبتاً بزرگ‌تر و متغیرترین بخش اقلام تعهدی کل است، درحالی­که اقلام تعهدی عادی، کوچک‌تر و بخش ثابت­تر اقلام تعهدی کل است.

 

 

جدول (2) ضرایب همبستگی پیرسون

اقلام تعهدی غیرعادی

اقلام تعهدی عادی

کل اقلام تعهدی

جریان‌های ‌نقدی

عایدی‌ها

 

13/0

11/0-

09/0

06/0

00/1

عایدی‌ها

31/0-

07/0

57/0-

00/1

06/0

جریان‌های ‌نقدی

47/0

03/0-

00/1

57/0-

09/0

کل اقلام تعهدی

90/0-

00/1

03/0-

07/0

11/0-

اقلام تعهدی عادی

00/1

90/0-

47/0

31/0-

13/0

اقلام تعهدی غیرعادی

 


 

 

 

 

 

 

آزمون قیمت‌گذاری اقلام تعهدی غیرعادی

آزمون میشکین

میشکین (1983)، برای آزمون فرضیة انتظارات عقلایی[6] در اقتصاد کلان، چارچوبی ارایه کرده است[18] که در این مقاله از آن برای آزمون این­ نکته استفاده می­شود که آیا بازار اقلام تعهدی غیرعادی را با توجه به برآورد عایدات سال آتی به طور عقلایی قیمت‌گذاری می‌کند یا خیر؟ در واقع رگرسیون زیر، به شکل حداقل مربعات غیرخطی تعمیم‌یافته مکرر[7] به شکل حداقل مربعات وزنی[8] بر روی داده‌های تجمعی (Pooled data) برآورد می‌گردد:

 

 

 

 

متغیرهای رگرسیون به همان ترتیب هستند که پیش­تر تعریف شد. معادلة (2)، معادلة پیش‌بینی است که ضرایب پیش‌بینی (γها) اقلام تعهدی غیرعادی و سایر اجزای عایدات یک سال بعد را برآورد می‌کند. معادلة (3)، معادلة ارزشیابی است که ضرایب ارزشیابی (γ*ها) بازار برای اقلام تعهدی غیرعادی و سایر اجزای عایدات را برآورد می‌کند. همانند آزمون میشکین(1983)، معادلة (2) و معادلة (3) با هم و با استفاده از رویکرد برآورد حداقل مربعات غیرخطی تعمیم‌یافته مکرر به شکل حداقل مربعات وزنی در دو مرحله برآورد می‌شود.

در مرحلة اول، معادلات(2) و (3) به طور مشترک و بدون اعمال هیچ محدودیتی بر γها و γ*ها برآورد می‌شوند. به منظور آزمون این­که آیا ضرایب ارزشیابی (γ*ها) به طرز معنی‌داری متفاوت از ضرایب پیش‌بینی (γها) به دست آمده از مرحله اول هستند یا خیر، در مرحلة دوم، معادلات (2) و (3) به طور مشترک، پس از اعمال محدودیت‌های قیمت‌گذاری عقلایی،
 (3 یا / و ،2 ،1 = q) برآورد می‌شوند. میشکین نشان داد که آمارة نسبت درست‌نمایی[9] x2(q)، مجانبا تحت این فرضیه صفر توزیع می‌شود که بازار یک جزو یا تعداد بیشتری از اجزای عایدی‌ها را با توجه به نقش آن­ها در عایدی‌های سال بعد به طور عقلایی قیمت‌گذاری می‌کند [18]. اما ازآنجاکه در مقالة حاضر آماره به شدت بزرگ است، نمی‌توان از نسبت درست‌نمایی استفاده کرد و در ضمن باید یادآوری کرد که نمی‌توان برای مدل‌های غیرخطی از نسبت درست‌نمایی استفاده کرد، مگر در مواردی که معادله بر حسب رگرسور نوشته شده باشد. در این مقاله از آزمون والد[10] استفاده می‌شود و یادآوری می‌شود که در مدل‌های غیرخطی، آمارة F و کای دو، هر دو آزمون‌های جانبی هستند.

در این مقاله، چنانچه آمارة والد به اندازه‌ کافی بزرگ باشد، قیمت‌گذاری عقلاییِ یک یا تعداد بیشتری از اجزای عایدی‌ها (به عبارتی،  ، 3 یا/و ،2 ،1 = q)، رد خواهد ‌شد.

پانل الف جدول 2، ضرایب برآوردی برای معادلات (2) و (3) در مرحلة اول را ارایه می‌کند.[11] ضریب ارزشیابی (05/1 =1γ*) جریان‌نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی، کوچکتر از ضریب پیش‌بینی (09/2 =1γ) است، که بیان می­کند بازار توانایی جریان ‌نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی را در پیش‌بینی عایدی‌ها سال بعد، پایین قیمت‌گذاری می‌کند. به منظور آزمون این­که آیا این قیمت‌گذاری تا چه حد، به لحاظ آماری، معنی‌دار است، معادلات (2) و (3) به طور مشترک، در مرحلة دوم، پس از اعمال محدودیت قیمت‌گذاری عقلایی(به عبارتی 1γ =1γ*)، برآورد گردیده‌اند. آمارة والد 79/358 گزارش شده در پانل ب جدول 2، در سطح 0000/0 معنی‌دار است، که نشان می‌دهد قیمت‌گذاری کم‌تر از حد جریان‌نقدی ناشی از عملیات (1γ >1γ*)، به لحاظ آماری معنی‌دار است.

پانل الف جدول 2، نشان می‌دهد ضرایب ارزشیابی که بازار به اقلام تعهدی عادی(2γ*) و اقلام تعهدی غیرعادی(3γ*) می‌دهد، به ترتیب 96/0 و 07/1 هستند. این ضرایب از ضرایب پیش‌بینی همتای خود بزرگ‌تر هستند(92/0 = 3γ و 93/0 = 2γ). به‌ویژه 3γ*تقریبا 13 درصد بزرگ‌تر از 3γ است. پانل ب جدول 2، گزارش می‌دهد که آماره‌های آزمون والد، فرضیه‌های صفر قیمت‌گذاری عقلایی اقلام تعهدی عادی(0008/0 > p) و اقلام تعهدی غیرعادی (0000/0 > p) را رد می‌کند؛ بنابراین، بازار به طرز معنی‌داری هم اقلام تعهدی عادی(2γ <2γ*) و هم غیرعادی(3γ <3γ*) را بالا قیمت‌گذاری می‌کند. قیمت‌گذاری بالا در خصوص اقلام تعهدی غیرعادی شدیدتر است، زیرا آمارة والد(86/358)، مورد خاص فرضیة صفر که بیان می‌دارد بازار اقلام تعهدی عادی و غیرعادی را به یک میزان بالا قیمت‌گذاری می‌کند(2γ =2γ*و 3γ =3γ*)، رد می‌کند. سرانجام، آمارة آزمون والد 19/375، فرضیة صفری که بیان می‌داشت بازار هر سه جزو عایدی‌ها را به طور عقلایی قیمت‌گذاری می‌کند نیز، رد می‌کند(0000/0> p).

در کل آزمون میشکین نشان می­دهدکه بازار تداوم جریان‌های ‌نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی را کم برآورد کرده و بنابراین آن را پایین قیمت‌گذاری می‌کند. اگرچه به نظر می‌رسد بازار اقلام تعهدی غیرعادی را بیشتر از اقلام تعهدی عادی، بالا قیمت‌گذاری می‌کند، این نکته قابل توجه است که بازار تداوم اقلام تعهدی عادی و غیرعادی را نسبتاً بالا برآورد کرده و بنابراین هر دوی آنها را بالا قیمت‌گذاری می‌کند. به عبارتی، با توجه به ضرایب، نمی‌توان گفت که لزوماً اقلام تعهدی عادی بالا قیمت‌گذاری شده‌اند. نتایج این پژوهش، با نتایج ژی (2001) سازگار است.


 

جدول (3) برآورد حداقل مربعات غیرخطی تعمیم یافته (آزمون میشکین) قیمت‌گذاری وجه‌نقد ناشی از عملیات، اقلام تعهدی عادی و اقلام تعهدی غیرعادی، توسط بازار، با توجه به عایدی‌های یک سال بعد

پانل الف: قیمت‌گذاری اجزای عایدی‌ها، توسط بازار با توجه به عایدی‌های یک سال بعد:

(2)

(3)  

ضرایب پیش بینی

ضرایب ارزش گذاری

پارامتر

تخمین

خطای استاندارد مجانبی

پارامتر

تخمین

خطای استاندارد مجانبی

جریان‌های ‌نقدی

09/2

033/0

جریان‌های ‌نقدی

05/1

035/0

اقلام تعهدی عادی

92/0

034/0

قلام تعهدی عادی

96/0

018/0

اقلام تعهدی غیر عادی  

93/0

031/0

اقلام تعهدی غیر عادی

07/1

020/0

پانل ب: آزمون‌های قیمت‌گذاری عقلایی اجزای عایدی‌ها:

 

ادامهجدول (3)

فرضیه صفر

آماره آزمون والد

سطح معنی‌داری حاشیه‌ای

جریان‌های‌نقدی:

79/358

000/0

اقلام تعهدی عادی :

32/11

0008/0

اقلام تعهدی غیرعادی :

23/24

000/0

اقلام تعهدی عادی، اقلام تعهدی غیرعادی: و

86/358

000/0

اقلام تعهدی عادی، اقلام تعهدی غیرعادی:       و

19/375

000/0

 


آزمون سبد مصون شده[12]

آزمون میشکین بیان می‌دارد که بازار به گونه‌ای عمل می‌کند که گویی ضریب ارزشیابی بزرگ‌تری نسبت به ضریب پیش‌بینی به اقلام تعهدی غیرعادی می‌دهد؛ در نتیجه، قیمت سهام شرکت‌هایی با اقلام تعهدی غیرعادی منفی، باید پایین‌تر از ارزش ذاتی[13] آن­ها و از سوی دیگر قیمت سهام شرکت‌هایی با اقلام تعهدی غیرعادی مثبت، باید بالاتر از ارزش ذاتی[14] آن­ها باشد. چنانچه استراتژی معاملاتی داشته باشیم که نشان دهد اگر شرکت‌هایی در منفی‌ترین دهک به لحاظ اقلام تعهدی غیرعادی، آن­هایی که از همه پایین‌تر ارزش‌گذاری شده‌اند را خریده و شرکت‌هایی در مثبت‌ترین دهک به لحاظ اقلام تعهدی غیرعادی، آنهایی که از همه بالاتر ارزش‌گذاری شده‌اند را فروخته­اند، در سال‌های بعد بازده غیرعادی مثبت خواهیم داشت؛ بنابراین استنباط‌های صورت گرفته از طریق آزمون میشکین مبنی بر این که بازار اقلام تعهدی غیرعادی در سال شکل‌گیری سبد بالا را قیمت‌گذاری می‌کند، بیشتر قابل پشتیبانی هستند[18].

به همین منظور، شرکت‌ها در هر سال، بر اساس رتبة اقلام تعهدی غیرعادی خود، به سبدهای دهکی تقسیم می‌شوند و سپس سبد مصون شده‌ای شکل داده می­شود که سهام شرکت‌های منفی‌ترین دهک اقلام تعهدی غیرعادی را، خریداری می­کند و سهام شرکت‌های مثبت‌ترین دهک اقلام تعهدی غیرعادی را، می‌فروشد. پانل الف جدول 4، متوسط 9 ساله بازده‌های غیرعادی سالانة تعدیل شده بر اساس اندازه، برای هر یک از دهک‌های اقلام تعهدی، طی سال‌های 1381 تا 1389 دورة نمونه، و همچنین بازده‌های غیرعادی سبد مصون شده را نشان می‌دهد. اعداد داخل پرانتز آماره‌های t براساس میانگین و خطای استاندارد سری‌های زمانی 9 ساله هستند. بازده‌های غیرعادی سالانة تعدیل شده بر اساس اندازه، برای منفی‌ترین دهک اقلام تعهدی غیرعادی، در سال‌های t+1 (4891/0=t، 9/23)، t+2 (1287/0=t، 7/4) و t+3 (036/0=t، 02/12) به طرزی بی­معنی مثبت هستند. برعکس، بازده‌های غیرعادی سالانة تعدیل شده بر اساس اندازه، برای مثبت‌ترین دهک اقلام تعهدی غیرعادی در سال‌های t+1 (1412/0- =t، 6/27-)، t+2 (0806/0- =t، 7/15-) t+3 (073/0- =t، 2/14-) به طرزی بی­معنی منفی اند. بنابراین سبد مصون‌شده، بازده‌های غیرعادی سالانة تعدیل شده را به ترتیب، بر اساس اندازة 51 درصد (3096/0 =t)، 20 درصد (1164/0=t) و 26 درصد (075/0=t) در سال‌های t+1، t+2 و t+3 ایجاد می‌کند. بازده‌های غیرعادی مثبت معنی‌دار سبد مصون‌شده در سال‌های t+1 و t+2 و t+3، با این مفهوم که بازار اقلام تعهدی غیرعادی را در سال تشکیل سبد(سال t)، بالا قیمت‌گذاری می‌کند، سازگار است.

زمانی‌که سبد مصون‌شده را بر اساس اقلام تعهدی عادی شکل می‌دهیم، متوسط بازده‌های غیرعادی سالانه در سال‌های t+1، t+2 و t+3، برای منفی‌ترین دهک منفی و برای مثبت‌ترین دهک اقلام تعهدی عادی، به شکلی بی­معنی مثبت هستند. متوسط بازده‌های غیرعادی سالانه برای سبد مصون شده، به ترتیب در سال‌های t+1، t+2 و t+3، 31/18- درصد، 02/16- درصد و 6- درصد بوده است(پانل ب جدول 4). این حقیقت که بازده‌های غیرعادی سبد مصون‌شده برمبنای اقلام تعهدی عادی برای دهک اول به طرزی بی­معنی، منفی است، نشان می­دهد که بازار اقلام تعهدی عادی را در سال t، نادرست قیمت‌گذاری نکرده است. درکل، نتایج آزمون سبد مصون شده، بر روی مثبت‌ترین و منفی‌ترین دهک (به عبارتی 20 درصد از نمونه)، به شکلی بی­معنا، نشان نمی‌دهد که بازار اقلام تعهدی عادی را بالا قیمت‌گذاری می‌کند. این درحالی است که آزمون میشکین که برای کل نمونه اجرا می‌شود، نشان می‌دهد که بازار اقلام تعهدی عادی را بالا قیمت‌گذاری می‌کند.

نمونة مقالة حاضر هم شامل شرکت‌هایی با سال‌ مالی منتهی به 29 اسفند و هم شرکت‌هایی با سال مالی منتهی به ماه‌های دیگر است. اطلاعات حسابداری برای هر سال مالی مفروض، در تاریخ‌های تقویمی متفاوت از ماهی که سال مالی شرکت در آن پایان می‌یابد، در اختیار بازار قرار خواهند گرفت. بنابراین، سرمایه‌گذار در عمل نمی‌تواند مستقیماً استراتژی معاملاتی ارایه شده در سبد مصون‌شده جدول4 را اجرا کند. بازده‌های غیرعادی گزارش شده در جدول 4 را می‌توان، متوسط بازده‌های غیرعادی پرتفوهای مصون‌شده، در سال‌های مالی منتهی به ماه‌های متفاوت دانست.

به طور خلاصه می‌توان گفت که آزمون سبد مصون شده، یافته‌های آزمون میشکین را که بیان می‌کرد بازار اقلام تعهدی غیرعادی را بالا قیمت‌گذاری می‌کند، تأیید می‌نماید؛ اما قیمت‌گذاری بالای اقلام تعهدی عادی تأیید شده توسط آزمون میشکین را تأیید نمی‌کند. در کل، می‌توان نتیجه گرفت که بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را بالا قیمت‌گذاری می‌کند؛ اما لزوماً اقلام تعهدی عادی را نادست قیمت‌گذاری نمی‌کند و یافتة اسلوان(1996) در این خصوص که بازار کل اقلام تعهدی را بالا قیمت‌گذاری می‌کند، عمدتاً به دلیل اقلام تعهدی غیرعادی است.

 

 

 

 

 

 

 

جدول (4) میانگین سری زمانی بازده‌های غیرعادی سالانه تعدیل‌شده به ازای اندازه برای هر سبد در سه سال پس از شکل‌گیری(ارقام به درصد)

 

پانل الف)اقلام تعهدی غیرعادی

پانل ب)اقلام تعهدی عادی

t+1سال

t+2سال

t+3سال

t+1سال

t+2سال

t+3سال

پایین‌ترین (-)

961/23

777/4

024/12

679/13-

920/9-

251/0-

(4891/0)

(1278/0)

(0367/0)

(0664/0)

(1522/0)

(3835/0)

2

692/74

248/87

229/113

799/6-

731/1

601/3

(0311/0)

(0440/0)

(0706/0)

(0317/0-)

(0880/0)

(1143/0)

3

312/36

398/5

209/18-

209/33-

714/3

086/8-

(0730/0)

(0063/0-)

(0669/0-)

(0669/0)

(0135/0)

(0913/0-)

4

933/25

101/35

529/40

465/1

933/1

886/1-

(0077/0)

(0474/0)

(0709/0)

(1313/0)

(1335/0)

(1158/0)

5

235/0-

183/3

735/0

207/1-

74/4

179/2

(0370/0-)

(0224/0-)

(0329/0-)

(0809/0)

(1756/0)

(1348/0)

6

404/4

129/18

308/16

879/2

548/3

809/0-

(0003/0-)

(0504/0)

(0436/0)

(0119/0-)

(0093/0-)

(0265/0-)

7

561/3

891/10

356/8

293/4-

522/5

225/13

(1419/0-)

(0613/0-)

(0892/0-)

(1445/0-)

(1168/0-)

(0952/0-)

8

63/0-

805/2

482/11

563/52

542/67

17/134

(0235/0-)

(0051/0)

(0771/0)

(2835/0)

(3249/0)

(5089/0)

9

611/3-

445/1

758/1-

741/40-

468/33-

738/30-

(1674/0-)

(0770/0-)

(1343/0-)

(1285/0-)

(1211/0-)

(1183/0-)

بالاترین (+)

674/27-

777/15-

294/14-

631/4

107/6

22/6

(1412/0-)

(0806/0-)

(0730/0-)

(0575/0)

(0740/0)

(0752/0)

مصون‌شده

635/51

554/20

913/26

31/18-

027/16-

005/6-

(3096/0)

(1164/0)

(0750/0)

(0237/0)

(0002/0)

(1053/0)

تعداد

1038

813

557

1038

813

577

*سبد مصون‌شده، هم برای اقلام تعهدی عادی و هم غیرعادی، با اتخاذ موقعیت خرید در سبد دهک اول(منفی‌ترین دهک) و اتخاذ موقعیت فروش در سبد دهک آخر(مثبت‌ترین دهک)، تشکیل می‌شود.

** ارقام داخل پرانتز آماره‌های t هستند.

 


نتیجه‌گیری

در این مقاله، به بررسی این پرسش پرداختیم که آیا بازار، اقلام تعهدی غیرعادیِ برآورد شده طبق مدل جونز را به‌ طور عقلایی قیمت‌گذاری می‌کند یا خیر؟ نتایج آزمون میشکین نشان داد که بازار، هم اقلام تعهدی عادی و هم غیرعادی را بیش از حد ارزیابی می‌کند و بنابراین آنها را بالا قیمت‌گذاری می‌کند. اگر قیمت‌گذاری بالا برای اقلام تعهدی غیرعادی شدیدتر است، نتایج آزمون سبد مصون شده، قیمت‌گذاری بالای اقلام تعهدی غیرعادی را تأیید می‌کند، اما قیمت‌گذاری بالای اقلام تعهدی عادی را تأیید نمی‌کند. در کل، نتایج این مقاله نشان می‌دهد که بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را بالا قیمت‌گذاری می‌کند؛ درحالی­که شواهد مربوط به قیمت‌گذاری بالای اقلام تعهدی عادی، ضعیف هستند. مقالة حاضر، یافته‌های سابرامنیام(1996) را مبنی بر این که بازار اقلام تعهدی غیرعادی را قیمت‌گذاری می‌کند، از طریق ارایه شواهد مستقیمی از قیمت‌گذاری بالای اقلام تعهدی غیرعادی، در رابطه با عایدی‌ها یک سال بعدِ آن، بسط می‌دهد. همچنین این مقاله، از طریق ارایه این مطلب که فقدان تداوم عایدی‌ها و قیمت‌گذاری بالای اقلام تعهدی، هر دو، نتیجة اقلام تعهدی غیرعادی هستند، یافته‌های اسلوان(1996) را نیز بسط می‌دهد. همچنین یافته‌های این مقاله با یافته‌های ژی (2001) و چنگ و همکارانش(2012) سازگار است. نتایج این پژوهش با نتایج دریک و همکارانش(2008) هماهنگ است چرا که آن­ها نیز از آزمون میشکین برای بررسی قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی استفاده کردند و نشان دادند که هرچه کیفیت افشا بالاتر برود، از میزان قیمت­گذاری نادرست کاسته می‌شود. از سوی دیگر، نتایج این پژوهش، با پژوهش ال‌سی چان و همکارانش(2009) درباره بررسی نقش کیفیت اطلاعات حسابداری در کاهش قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی، هم سازگار است. البته لازم به ذکر است که این نتایج با یافته‌های مشایخی و فدایی‌نژاد(1388) سازگاری چندانی ندارد.

این مطالعه، چندین موضوع را برای پژوهش‌های آتی پیشنهاد می‌کند. اول این که مدل برآورد اقلام تعهدی غیرعادی جونز، اثر اختیارات مدیریت را به درستی در نظر نمی‌گیرد. پژوهش‌های بعدی می‌توانند عواملی را که به ‌طور سیستماتیک، توانایی پسماندهای مدل جونز(1991) را برای درنظرگرفتن اثرِ اختیاراتِ مدیریت، تحت‌تأثیر قرار می‌دهند، شناسایی کنند. دوم این که مقالة حاضر به بررسی این نکته پرداخته است که آیا بازار، اقلام تعهدی غیرعادی را در رابطه با عایدات سال بعد به اشتباه قیمت‌گذاری می‌کند یا خیر؟ این عامل تنها یکی از ابعاد قیمت‌گذاریِ اشتباه توسط بازار است. پژوهش‌های آتی می‌توانند سایر ابعاد یا اشکال قیمت‌گذاریِ اشتباه توسط بازار را ارزیابی کنند


[1]. FASB

[2]. Common Law

[3]. Code Law

[4]. Underpriced

[5]. Buy-and-hold

[6]. The Rational Expectations Hypothesis

[7]. Iterative Generalized Nonlinear Least Squares

[8]. Weighted Least Squares

[9]. Likelihood Ratio Statistic

[10]. Wald

[11]. ضرایب برآوردی α، β و 0γ گزارش نشده‌اند، زیرا این ضرایب نقشی در قیمت‌گذاری بازار اجزای عایدات ندارند.

[12]. The Hedge-Portfolio Test

[13]. Undervalued

[14]. Overvalued

مراجع

منابع
[1]     ثقفی، علی و امیر محمدی. (1391). جریان‌های نقدی آتی، اقلام تعهدی غیرعادی و ریسک ورشکستگی. در پژوهش‌های حسابداری مالی، دانشگاه اصفهان، 4 (3)، صص 1-12.
[2]     مشایخی، بیتا؛ اسماعیل فدائی­نژاد و راحله کلاله رحمانی. (1388). قدرت توضیح دهندگی اقلام تعهدی(غیر عادی) در رابطه با رفتار بازده سهام: بررسی تأثیر سود و ریسک سیستماتیک شرکت­ها. در تحقیقات حسابداری، 1 (4)، صص 164-183.
[3]     مهرانی، کاوه و امید زارع زادگان. (1392). کیفیت سود، ریسک ورشکستگی و جریان­های نقدی آتی، در بررسی­های حسابداری وحسابرسی، 20 (1)، صص 93-112.
[4]   Barth, M. E., W. H. Beaver, Hand J. R. M. and W. R. Landsman. (1999). Accruals, Cash flows and Equity Values. Review of Accounting Studies, (3), pp. 205-229.
[5]   Chan, Konan, Jegadeesh, Narasimhan, Chan, Louis K.C. and Josef Lakonishok. (2006). Earnings Quality and Stock Returns. Journal of Business, (July).
 
[6]   Chan, L-C Ann; Edward Lee and Stephen Lin. (2009). The Impact of Accounting Information Quality on the Mispricing of Accruals: The case of FRS3 in the UK.Journal of Account. Public Policy 28, pp. 189–206.
[7]   Cheng, AGNES, Cathy Zishang, and Wayne Thomas. (2012). Abnormal Accrual Estimates and Evidence of Mispricing, Journal of Business Finance & Accounting, 39(1) & (2), pp. 1–34,.
[8]   Drake, Michael; James Myers, and Linda Myers. (2009). Disclosure Quality and the Mispricing of Accruals and Cash Flow. Journal of Accounting, Auditing & Finance, July, 24 (3), pp. 357-384.
[9]   Freeman, R., J. Ohlson, and S. Penman. (1982). Book Rate-of-Return and Prediction of Earnings Change: An Empirical Investigation. Journal of Accounting Research, 20 (autumn), pp. 3 -42.
[10]Habib, A. (2008). The Role of Accruals and Cash Flows in Explaining Security Returns: Evidence from New Zealand. Journal of International Accounting, Auditing & Taxation, 17, pp. 51-66.
[11]Jones, J. (1991). Earnings Management During Import Relief Investigations. Journal of Accounting Research, 29 (autumn), pp. 193-228.
[12]Lee, T. A. (1974). Enterprise Income: Survival or Decline and Fall?. Accounting and BusinessResearch, 40 (summer), pp. 178–192.
[13]Lev, B. (1989). On the Usefulness of Earnings and Earnings Research: Lessons and Directions from two Decades of Empirical Research. Journal ofAccounting Research, 27(Suppl.), pp. 153–201.
[14]Mishkin, F. (1983). A Rational Expectations Approach to Macroeconometrics: Testing Policy Effectiveness and Efficient-Markets Models. Chicago, IL: University of Chicago Press.
[15]Ohlson, J. A. (1995). Earnings, Book Values and Dividends in Security Valuation. ContemporaryAccounting Research, 12 (Spring), pp. 661–687.
[16]Park, Y. W. and H. H. Shin. (2004). Board Composition and Earnings Management in Canada. Journal of Corporate Finance, 10, pp. 431–457.
[17]Sloan, R. G. (1996). Do Stock Prices Fully Reflect Information in Accruals and Cash flows about Future Earnings?. The Accounting Review, 71 (July), pp. 289-315.
[18]Xie, Hong. (2001). The Mispricing of Abnormal Accruals. The Accounting Review, 76 (3), (July), pp. 357-373.
 
 
 
 

فایل ها

هم رسانی

ارجاع به این مقاله

آمار