نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 گروه حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران.
2 گروه حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران
3 دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Accounting earnings and the continuous operation assumption are two principles of Ohlson’s (1995) prediction and valuation models. Regarding the influence of bankruptcy risk on these two factors, in this research, these models are adjusted by the inclusion of bankruptcy risk. As a result, the primary models are compared with adjusted models during a 5-year (from 2003 to 2008) and a 10-year period (from 2003 to 2013) using panel data of companies listed in the Tehran Stock Exchange. The results indicate that the inclusion of the bankruptcy risk improves Ohlson’s prediction and valuation models during both 5 and 10 years estimated periods. However, due to the uncontrolled growth of prices in 2012 and 2013, which resulted in the price bubble formation, the estimated values by both original and adjusted models during 10 years estimated period are significantly lower than the actual market values.
کلیدواژهها [English]
توسعۀ الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون (1995) با لحاظکردن ریسک ورشکستگی
ولی خدادادی1، سید علی واعظ2، محمدرضا امامی نائینی3*
1- دانشیار گروه حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران.
vkhodadadi@scu.ac.ir
2- استادیار گروه حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران.
sa.vaez@scu.ac.ir
3- دانشجوی دکتری حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران.
mohremna@gmail.com
چکیده
سود حسابداری و فرض تداوم فعالیت از مبانی طراحی الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون (1995) است. با توجه به توان تأثیرگذاری ریسک ورشکستگی بر این دو عامل، این پژوهش ضمن تعدیل این الگوها با لحاظکردن ریسک ورشکستگی، الگوهای اولیه و تعدیلشده در دو دورۀ تخمین 5 ساله (1382-1387) و 10 ساله (1382-1392) را با استفاده از دادههای ترکیبی 110 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران ارزیابی مقایسهای کرده است. نتایج پژوهش نشان میدهد لحاظکردن ریسک ورشکستگی باعث بهبود قدرت الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون در هر دو دورۀ تخمین 5 و 10 ساله میشود؛ اما بهسبب رشد بیرویّۀ قیمتها در سالهای 91 و 92 و شکلگیری حبابهای قیمتی، ارزشهایی که هر دو الگوی اولیه و تعدیلشده در دورۀ تخمین 10 ساله برآورد کردهاند به نحو معناداری پایینتر از ارزشهای واقعی بازار است.
واژههای کلیدی: عایدات غیرعادی، ارزشیابی، ریسک ورشکستگی، سود حسابداری، تداوم فعالیت
مقدمه
براساس ویژگیهای کیفی ارائهشده در چارچوب مفهومی استانداردهای حسابداری (بیانیۀ مفهومی شمارۀ 8 هیأت تدوین استانداردهای حسابداری مالی) به قابلیت پیشبینی بهعنوان یکی از معیارهای مهم مربوطبودن اطلاعات حسابداری توجه شد. بدیهی است قابلیت پیشبینی عملکرد آیندۀ شرکت برمبنای اطلاعات حسابداری و استفاده از اطلاعات حاصل از این پیشبینیها در تعیین ارزش شرکت، از نظر کاربران صورتهای مالی اهمیت زیادی دارد ]52[.
بر این اساس پژوهشگران فراوانی از جمله علی[1] [3]، علی و پاپ[2] [4]، بارث و دیگران[3] [7]، کالن و مورل[4] [11]، چوی و دیگران[5] [16]، کالینز و دیگران[6] [17]، دچو و دیگران[7] [19]، فرانکل و لی[8] [26]، اولسون[9] [46]، فلتهام و اولسون[10] [23]، فرانسیس و دیگران[11] ]25[، مک کرایی و نیتسون[12] ]41[ و لو و لیز[13] ]40[ در سالهای گذشته نقش اطلاعات حسابداری را در فرایند تعیین ارزش شرکت بررسی کردهاند.
اولسون [46] با ارائۀ یک الگوی رگرسیون یک وقفهای بیان کرد که عایدات غیرعادی (تفاوت سود خالص و سود مورد انتظار سهامداران) هر دوره را براساس عایدات غیرعادی دورۀ قبل میتوان پیشبینی کرد. وی در گام دوم پژوهش خود اثبات کرد ارزش شرکت در هر زمان را با استفاده از حاصلجمع ارزش دفتری شرکت در همان دوره و ارزش فعلی عایدات غیرعادی پیشبینیشدۀ دورههای آینده میتوان محاسبه کرد. وی برای سادهسازی محاسبات و با استفاده از مفهوم حد مجموع تصاعدهای هندسی، الگوی سادهشدهای برای محاسبۀ جمع عایدات غیرعادی تنزیلشدۀ دورههای آینده ارائه کرد که در بخش سوم پژوهش بهصورت مبسوط ارائه شده است. فلتهام و اولسون [23] سعی کردند با افزودن جزء محافظهکاری به الگوی اولسون آن را بهبود ببخشند. برخی پژوهشگران نیز کوشیدهاند، ضمن اصلاح و تعدیل الگوهای اولسون [46] و فلتهام واولسون [23]، با توجه به شرایط اقتصادی کشور خود، صحت و دقت آنها را در پیشبینی سودهای غیرعادی و ارزش شرکت بیازمایند [11، 16، 19، 25، 28، 31، 40، 41، 43، 45، 47]. نتایج برخی از این پژوهشها ازجمله میرز[14][43]، دچو و همکاران [19] و فرانکل و لی [26] نشان میدهد ارزشهایی که این الگوها برآورد کردهاند، بهطور عمده کمتر از ارزشهای واقعی شکلگرفته در بازار است.
اخیراً شواهدی نشان داده شده است که ارزش بازار شرکتهای در معرض ورشکستگی، بهاندازۀ زیادی کاهش مییابد. ازاینرو علاوه بر مدیریت و کارکنان، تأمینکنندگان سرمایه، سرمایهگذاران و اعتباردهندگان، بهشدت تحت تأثیر ورشکستگی هستند ]10[. این موضوع اهمیت و ضرورت بررسی تأثیر ریسک ورشکستگی را بر الگوهای ارزشیابی بروشنی بیان میکند؛ بنابراین در پژوهش حاضر سعی شده است ضمن ارائۀ مبانی و دلایل نظری دال بر قابلیت توسعۀ الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون با استفاده از ریسک ورشکستگی، نسخۀ توسعهیافتهای از این الگو طراحی و آزموده شود. این مهم با محاسبۀ ریسک ورشکستگی برای هر سال شرکت با استفاده از الگوی چاریتو و دیگران[15] ]15[ و تقسیمبندی سال شرکتها به دو درجۀ ریسک ورشکستگی بالا و پایین و درنهایت لحاظکردن درجۀ ریسک ورشکستگی با استفاده از یک متغیر دامی دو ارزشی (صفر و یک) صورت گرفته است.
ریسک ورشکستگی احتمال ورشکستگی شرکت را در سال بعد بیان میکند و مقدار آن بین صفر و یک متغیر است. در صورتی که ریسک ورشکستگی بزرگتر از نیم باشد، احتمال ورشکستگی، بالا و در غیر این صورت احتمال ورشکستگی، پایین تلقی خواهد شد ]15[.
ضرورت انجام این پژوهش از دو بعد علمی و کاربردی قابل بحث است. در بعد علمی واردکردن عاملی برای لحاظکردن ریسک ورشکستگی در الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون باعث توسعۀ نظری آنها در پیشبینی عایدات غیرعادی و ارزشیابی شرکت خواهد شد؛ بنابراین اقدام در این راستا ضروری به نظر میرسد؛ به عبارت دیگر هرچند این بهبود در ارزیابی تجربی با توجه به شرایط حاکم بر پژوهش تأیید نشود، دلایل نظری کافی برای اثبات برتری الگوهای تعدیلشده با لحاظکردن ریسک ورشکستگی بر الگوهای سنتی وجود دارد.
از بعد کاربردی، با توجه به اهمیت مسألۀ ارزشیابی شرکت برای سرمایهگذاران (برای کمک به تصمیمگیریهای مربوط به خرید، نگهداشت و یا فروش سهام و ارزیابی عملکرد مدیریت)، مدیران (برای کمک به درک بهتر اثر تصمیمهای اتّخاذشده بر ارزش شرکت) و پژوهشگران (برای ایجاد بستری مناسبتر برای پژوهش درخصوص میزان مربوطبودن اطلاعات حسابداری در تصمیمگیریهای کاربران صورتهای مالی) ضروری است در راستای بهبود الگوهای موجود و ارائۀ الگوهای جدید تلاش شود.
با وجود موارد مذکور، بررسیهای انجامشده نشاندهندۀ وجود پژوهشی نیست که با لحاظکردن ریسک ورشکستگی، الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون ]46[ را اصلاح کند؛ بهعبارت دیگر در این پژوهش برای نخستین بار الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون با لحاظکردن ریسک ورشکستگی و آزمون تجربی الگوهای اصلاحشده و مقایسۀ آنها با الگوهای اصلی اصلاح نظری میشود.
در بخش دوم پژوهش، مبانی نظری و پیشینۀ پژوهشهای مرتبط و تدوین فرضیههای پژوهش براساس این مبانی نظری بیان شده است. در بخش سوم، الگو و روش اجرای پژوهش و در بخش چهارم، نتایج حاصل از آزمون فرضیههای پژوهش بیان شده است. بخش آخر پژوهش نیز به بحث و نتیجهگیری دربارۀ نتایج حاصل از آزمون فرضیههای پژوهش اختصاص یافته است.
مبانی نظری
اولسون با فرض وجود روابط خطی بین متغیرها و با استفاده از رابطۀ شمول تمامی درآمدها، در گام اول با فرض تداوم فعالیت، عایدات غیرعادی را پیشبینی میکند و سپس با الگوی ارزشیابی خود، عایدات غیرعادی پیشبینیشده و در نهایت برآورد ارزش شرکت را تنزیل میکند ]46[.
روابط مربوط به این الگو بهصورت زیر است:
و
در این معادلات سود غیرعادی برای دورۀ t، متغیر سایر اطلاعات (بجز اطلاعات مربوط به سودهای غیرعادی) که ممکن است بر رفتار سودهای غیر عادی اثرگذار باشد، ضریب ثبات یا ماندگاری سودهای غیرعادی که لازم است باشد، ضریب ثبات یا ماندگاری سایر اطلاعات که لازم است باشد و و : عوامل خطا یا پسماندها است.
اولسون پس از پیشبینی سودهای غیرعادی، آنها را در الگوی ارزشیابی خود بهشرح زیر به کار میبرد:
که در آن
برخی از پژوهشگران ازجمله استوبر[16]]54[، باومن[17]]9[، کالن و مورل [11]، اوتا[18]]47[ خدادادی و دیگران [32] و خدادادی و امامی [33] در الگوی خود، الگوی اولسون را با حذف متغیر سایر اطلاعات به کار گرفتند و به نتایج بهتری دست یافتند. در این پژوهش نیز همانند پژوهشهای فوق از الگوی اولسون پس از حذف متغیر سایر اطلاعات استفاده شده است.
در صورت حذف متغیر سایر اطلاعات، روابط مربوط به الگوی اولسون را بهشکل زیر میتوان بازنویسی کرد:
و
که
فلتهام و اولسون ]23[ با افزودن جزء محافظهکاری به الگوی اولسون، عملکرد الگو را بهبود دادند. آنها برای این منظور و با استدلال نهفتهبودن اثر سیاستهای محافظهکارانه در ارزشهای دفتری، متغیر ارزش دفتری را به الگو اضافه کردند و آن را توسعه دادند. میرز ]43[ چهار الگوی خطی اطلاعات را بررسی میکند: الگوی خطی اولسون، الگوی خطی فلتهام و اولسون، الگوی خطی اثر محافظهکاری و الگوی خطی که در آن تأثیر اطلاعات غیرحسابداری بررسی میشود. نتایج پژوهش او نشان میدهد الگوهای خطی اطلاعات که او بررسی کرده است، بخوبی جنبههای ارزیابیهای بازار را پوشش نمیدهد. او دلیل احتمالی این موضوع را وجود پارامترهای قابل مشاهدۀ بسیار کمی از سریهای زمانی میداند که بازار برای ارزیابی قیمت به کار میبرد. اوتا ]47[ اعتبار الگوی خطی اطلاعات اولسون را در ژاپن بررسی کرد و کوشید با حذف سایر اطلاعات (Vt) از الگو، سبب بهبود عملکرد آن شود. کوجی اوتا معتقد است میرز ]43[، هند و لندزمن[19]]29[ و بارث و همکاران ]7[ سعی کردهاند با استفاده از سایر اطلاعات حسابداری، Vt را برآورد کنند، حال آنکه در پژوهش او سعی شده است بر خود همبستگی عامل خطا با حذف Vt تمرکز شود. توماس پلنبرگ[20]]49 [در یک پژوهش تجربی، رویکرد تنزیل جریانهای نقدی آینده و سودهای غیرعادی را بهصورت مقایسهای بررسی میکند. اگرچه از دیدگاه نظری، این دو رویکرد برابر در نظر گرفته شدهاند؛ در این پژوهش، امکان برتری یکی از رویکردها نسبت به دیگری از دید استفادهکنندگان از اطلاعات بررسی میشود و هر دو رویکرد از جنبۀ جذابیت برای تحلیل مقایسه میشوند.کالن و دیگران[21] ]12[ در یک پژوهش تجربی، الگوی فلتهام و اولسون را با پیروی از مفروضات لیو و اولسون[22] ]39 [آزمودند. لیو و اولسون با جایگزینی متغیرهای مورد انتظار بازار به جای سایر اطلاعات در الگوی فلتهام و اولسون، الگوی دگرگونشدۀ جدیدی ارائه دادند. این متغیرهای مورد انتظار را از تحلیلهای سود و پیشبینیهای رشد بلندمدت شرکتها میتوان به دست آورد.گینر و اینیگوئز[23] ]28[ نیز با تفکیک شرکتهای دارای عایدات غیرعادی منفی و مثبت به این نتیجه رسیدند که الگوهای مبتنی بر الگوی اولسون با انجام تعدیلهایی، در پیشبینی عایدات غیرعادی و ارزشیابی شرکت از الگوی فلتهام و اولسون موفقتر است. عطاالله و دیگران ]6[ الگوی اولسون را با فرض غیرخطیبودن اطلاعات تعمیم دادند و به نتایج بهتری دست یافتند. آنان معتقدند وجود رابطههای غیرخطی در ارزشیابی حقوق صاحبان سهام، بخصوص در شرکتهایی که نسبت سود به ارزش دفتری پایینی دارند و یا در مواردی که ارزش دفتری بدون حذف آثار تورمی تقریباً کوچک است، میتواند مهم و عمده باشد. آنان همچنین معتقدند احتمال اینکه الگوهای سادۀ خطی بتوانند پایۀ آزمونهای معنادار آماری درخصوص تعیین ارزش حقوق صاحبان سهام را شکل دهند، بسیار ضعیف است.
از مهمترین پژوهشهای داخلی انجامشده در رابطه با الگوی اولسون ]46[ به پژوهشهای زیر میتوان اشاره کرد:
خدادادی و دیگران ]32[ هفت الگوی خطی اطلاعات را با استفاده از دادههای سریزمانی 15 سالۀ 21 شرکت پذیرفتهشده دربورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان میدهد الگوی خطی اطلاعات شمارۀ یک که همان الگوی ارائهشدۀ اولسون ]46[ است (با این تفاوت که متغیر سایر اطلاعات را در نظر نمیگیرد) بهترین عملکرد را در پیشبینی عایدات غیرعادی دارد. خدادادی و امامی ]33[ با حذف متغیر سایر اطلاعات از الگوهای اولسون و فلتهام و اولسون و با لحاظکردن علامت عایدات غیرعادی، این الگو را با استفاده از دادههای ترکیبی سری زمانی- مقطعی 58 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. آنان نتیجه گرفتند الگوهایی که در آنها علامت عایدات غیرعادی در نظر گرفته شده است، از الگوهای سنتی کاراتر هستند. نتایج پژوهش آنان همچنین نشاندهندۀ برتری الگوی فلتهام و اولسون نسبت به الگوی اولسون است. خدادادی و عرفانی ]34[ پویایی خطی اطلاعات اولسون و اثر سایر اطلاعات بر مجموعه سودهای غیرعادی را با استفاده از دادههای ترکیبی100 شرکت در دورۀ 1386-1376 با روش گشتاورهای تعمیمیافته مطالعه کردند. در این پژوهش تأثیر نوع صنعت، سهم بازار و فشردگی سرمایه بهعنوان سایر اطلاعات بر سودهای غیرعادی دورة آینده همراه با تداوم پایداری پویایی خطی اطلاعات اولسون آزموده شده است. نتایج پژوهش آنان، فرض پویایی خطی اطلاعات را تأیید میکند و نشان میدهد نوع صنعت و فشردگی سرمایه، پایداری سودهای غیرعادی را تحت تأثیر قرار میدهد؛ بنابراین نوع صنعت و فشردگی سرمایه، محتوای اطلاعاتی دارد. طبق نتایج پژوهش، فرض تأثیر سهم بازار بر پایداری سودهای غیرعادی رد میشود.کرمی و بیک ]30[ رابطۀ بین ساز و کارهای راهبری شرکتی را بهعنوان متغیر سایر اطلاعات الگوی اولسون بر ارزش شرکت با استفاده از روشهای حداقل مربعات معمولی و شبکۀ عصبی مصنوعی آزمودند. نتایج پژوهش آنان نشان داد 1) استفاده از ساز و کارهای راهبری شرکتی بهعنوان بخش سایر اطلاعات در الگوی اولسون باعث افزایش قدرت توضیحدهندگی ارزشیابی ارزشیابی مذکور میشود، 2) استفاده از شبکۀ عصبی مصنوعی برای تحلیل روابط بین متغیرها نسبت به روش حداقل مربعات معمولی، قدرت توضیحدهندگی و دقت الگو را بالا میبرد. خدادادی و دیگران ]35[ با استفاده از روش گشتاورهای تعمیمیافته اثر نرخ ارز، نرخ تورم، نرخ بهره و رشد اقتصادی را بهعنوان متغیر سایر اطلاعات در الگوی اولسون در بازۀ زمانی 1388-1376 بر سودهای غیرعادی دورههای آینده آزمودند. نتایج پژوهش آنها نشان داد نرخ ارز، نرخ تورم و نرخ بهره، محتوای اطلاعاتی دارد و بر سودهای غیرعادی دورههای آینده تأثیر گذار است، در حالیکه رشد اقتصادی، محتوای اطلاعاتی ندارد.
اعتمادی و رحیمی ]22[ تأثیر چرخۀ عمر را بر عملکرد الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون بررسی کردند. آنها با لحاظکردن چرخۀ عمر، توانستند عملکرد الگوی اولسون را بهبود دهند.
براساس مبانی نظری موجود، ریسک ورشکستگی بهطور عمده از دو طریق بر الگوی اولسون اثرگذار است:
الف) تداوم فعالیت: اولسون ارزش شرکت در هر زمان را برابر حاصلجمع ارزش دفتری آن در همان زمان و ارزش فعلی کلیّۀ عایدات غیرعادی میداند که شرکت در دوران فعالیت خود در آیندۀ نامحدود میتواند کسب کند ]46[. چنین روش ارزشیابی مستلزم تداوم فعالیت شرکت برای ایجاد امکان کسب عایدات غیرعادی است. از طرف دیگر در شرایط ورشکستگی، تداوم فعالیت شرکت میسر نیست و یا با ابهام جدی روبهرو است. به عبارتی شرکتی ورشکسته محسوب میشود که ارزش نقدشوندگی آن در حال حاضر بیشتر از ارزش تداوم فعالیت آن باشد ]15[. طبق تعریف آلتمن[24] [5] ورشکستگی زمانی اتفاق میافتد که شرکت نمیتواند بدهیهای خود را بپردازد؛ بنابراین از تداوم فعالیتهای تجاریش باز میماند. باتلر و همکاران[25] [8] نیز دریافت گزارش حسابرسی، تداومنداشتن فعالیت را نشانهای از خطر ورشکستگی ذکر میکنند. فاستر و دیگران[26] ]24[، باتلر و دیگران [8]، یه و دیگران[27] ]58[ و مو و دیگران[28] ]42[ تأثیر متقابل بند حسابرسی تداوم فعالیت و ریسک ورشکستگی را بهصورت تجربی اثبات کردند. با توجه به موارد اشارهشده میتوان نتیجه گرفت ریسک ورشکستگی با تأثیر بر تداوم فعالیت، بر الگوی اولسون اثرگذار است.
ب- سود حسابداری: یکی از متغیرهای اصلی به کار رفته در الگوی اولسون، سود حسابداری است. این سود مبنای محاسبۀ عایدات غیرعادی قرار میگیرد، بهگونهای که عایدات غیرعادی، برابر تفاوت سود خالص و سود مورد انتظار سهامداران تعریف میشود ]46[. ریسک ورشکستگی از راههای متفاوتی، بر سود حسابداری میتواند اثرگذار باشد. از یکطرف بهصورت معمول، ورشکستگی با کاهش قدرت سودآوری همراه است. بهگونهای که برخی ورشکستگی را بهمعنی بیشتربودن هزینههای یک شرکت از درآمدهای آن میدانند. این تعریف اثر مستقیم ورشکستگی را بر سود حسابداری بروشنی ترسیم میکند. نیوتون[29] [44] نیز یکی از عوامل درونسازمانی ورشکستگی را ناکارآمدی مدیریت میداند و بیان میکند ضعف در سودآوری از نشانههای مدیریت ناکارآمد است. از طرف دیگر مدیران شرکتهای درمعرض ورشکستگی نیز انگیزههایی برای مدیریت سود (افزایشی و کاهشی) دارند. گارسیا لارا و دیگران[30] [27] بیان میکنند که مدیران شرکتهای ورشکسته برای پنهانکردن عملکرد ضعیف خود، با اقلام تعهدی و فعالیتهای واقعی، سود را مدیریت میکنند. نظریههای اثباتی حسابداری پیشبینی میکنند در شرکتهای درمعرض خطر ورشکستگی، تخلف از مفاد قراردادهای بدهی با انتخاب روشهای حسابداری خاصی صورت میگیرد که به افزایش درآمد منجر شود. این امر برای پرهیز از برخورد با محدودیتهای این قراردادها انجام میشود [57]. سوئینی[31] [55] و دیفاند و جیمابالوو[32] [20] نیز به شواهدی مؤید این فرضیه دست یافتند. این مطالعات، انگیزۀ مدیران درمعرض خطر ورشکستگی را برای اعمال مدیریت سود افزایشی بخوبی نشان میدهد. در طرف مقابل برخی از پژوهشگران معتقدند شرکتهای درمعرض ورشکستگی، به انعکاس مشکلات مالی خود برای ایجاد امکان مذاکره دربارۀ آنها و یا دریافت امتیازهایی از نهادهای دولتی یا اتحادیههای کارگری تمایل دارند؛ بنابراین ممکن است مدیریت سود کاهشی را اعمال کنند [18و 48 و 51]. کامچو- مینانو وکامپا [33] [13] با ذکر دو پیامد ورشکستگی شامل تصفیه و سازماندهی مجدد با بررسی ارتباط بین اطلاعات مالی و تصمیمهای مرتبط با این دو پیامد در بین 2064 شرکت اسپانیایی دریافتند شرکتهایی که تصمیمهای مرتبط با تصفیه در مورد آنها اتّخاذ شده است، سود بیشتری را نسبت به سایر شرکتهای ورشکسته که مقرر شده است سازماندهی مجدد شوند، دستکاری کردند. رازنر[34] ]50[ دستکاری سود را بر 293 شرکت امریکایی ورشکسته بررسی کرد و دریافت شرکتها در سالهای قبل از ورشکستگی، سود را به سمت بالا دستکاری میکنند. بهعلاوه وی نشان داد شرکتهایی که در سال قبل از ورشکستگی، دربارۀ تداوم فعالیت، نظر منفی دریافت نکردهاند، رفتاری داشتهاند که بهکاهش سود منجر شده است. چاریتو و دیگران ]14[ بر تحلیل نقشی تمرکز میکنند که حسابرسان و سایر هیأتهای نظارتی، در محدودکردن دستکاری سود، در سال قبل از ورشکستگی دارند. آنها با بررسی رفتار مدیریت سود مدیران در بین 455 شرکت بحرانزدة مالی انگلیسی دریافتند شرکتهایی که حسابرس، صورتهای مالی آنها را چهار یا پنج سال قبل ورشکستگی قبول میکند، سود را در سالهای بعد بهشکل افزایشی مدیریت میکنند و در صورتیکه در سال قبل از ورشکستگی، اظهار نظر حسابرس دربارة آنها مشروط باشد، درسالهای بعد سود را محافظهکارانهتر مدیریت خواهندکرد. لیچ و نیوسام[35] ]36[ با بررسی رفتار مدیریت سود در شرکتهای ورشکسته دریافتند مدیران این شرکتها در سالهای قبل از ورشکستگی، با انگیزة مطلوب نشاندادن صورتهای مالی خود، سود را مدیریت میکنند و با نزدیکشدن زمان ورشکستگی، رفتار مدیریت سود معکوس میشود. لی و همکاران[36] ]37[ با بررسی شرکتهای چینی، در سالهای 2003 تا 2007 دریافتند شرکتهای ورشکسته، مدیریت سود فرصتطلبانه را ترجیح میدهند. درمقابل شرکتهایی که دچار بحران مالی نیستند، مدیریت سود کارا را انتخاب میکنند. اعتمادی و همکاران ]21[ حجم اقلام تعهدی اختیاری را در یک دورة پنجسالۀ قبل ورشکستگی بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد شرکتها در دورة بحران مالی، درگیر مدیریت سود میشوند و رویّههای مدیریت سود در سه سال قبل ورشکستگی آشکار است. آنها نیز دریافتند اقلام تعهدی اختیاری در سال قبل ورشکستگی به بالاترین سطح خود میرسد و بهطورکلی شرکتهای ورشکسته، مدیریت سود کاهشی را در پیش میگیرند. بذرافشان و عارفمنش ]10[ با بررسی 41 شرکت ورشکسته و 41 شرکت غیرورشکسته در بورس اوراق بهادار تهران در سالهای 1380 تا 1391 دریافتند شرکتهای ورشکسته در سال قبل از ورشکستگی، خواه با دستکاری اقلام تعهدی و خواه با فعالیتهای واقعی، سود را مدیریت میکنند. با توجه به توان اثرگذاری ریسک ورشکستگی بر الگوی اولسون براساس مبانی نظری گفتهشده، در این پژوهش سعی شده است امکان بهبود الگوی اولسون در اثر لحاظکردن ریسک ورشکستگی، الگوسازی و ارزیابی تجربی شود. برای محاسبۀ احتمال ورشکستگی از الگوی چاریتو و دیگران [15] استفاده شده است. علت استفاده از این الگو، قابلیت پیشبینی بالای آن با وجود سادگی الگو در مقایسه با الگوهای پیچیدهتر همچون شبکههای عصبی است [27]. چاریتو و دیگران [15] در مطالعهای که هدف اصلی انجام آن را بررسی محتوای اطلاعاتی وجوه نقد عملیاتی در پیشبینی درماندگی مالی برای توسعۀ الگوهای اتکاکردنی برای پیشبینی ورشکستگی در بریتانیا بیان میکنند، چهار الگوی پیشبینی سود را بررسی میکنند. این الگوها عبارتند از: الگوی لوجیت سه متغیرۀ معمولی، الگوی شبکۀ عصبی، الگوی آلتمن و الگوی لوجیت سه متغیره با روش جکنایف. آنان در مطالعۀ خود از نمونهای مرکب از 51 شرکت ورشکسته و 51 شرکت غیرورشکسته در فاصلۀ سالهای 1988 تا 1997 استفاده کردند و قدرت پیشبینی هر الگو را از یک تا سه سال قبل از وقوع ورشکستگی بررسی کردند. نتایج پژوهش مبیّن برتری الگوهای شبکۀ عصبی و لوجیت سه متغیرۀ معمولی به سایر الگوها بود. آنان بیان میکنند دقت پیشبینی نهایی الگوی لوجیت سه متغیره برای تشخیص ورشکستگی بهترتیب برای یک و دو و سه سال قبل از ورشکستگی معادل 81 و 74 و 73 درصد است. براساس الگوی لوجیت که آنان ارائه دادند، احتمال ورشکستگی شرکت بهصورت زیر تعیین میشود:
و
که در آن احتمال ورشکستگی برای شرکت j در پایان سال t، TL مجموع بدهیها، TA مجموع داراییها، EBIT سود قبل از بهره و مالیات،CFO جریانهای نقد عملیاتی و z متغیر دو ارزشی است که ارزش آن در این پژوهش برای شرکتهای مشمول مادۀ 141 اصلاحیۀ قانون تجارت، معادل 1 و برای سایر شرکتها معادل صفر فرض شده است. مادۀ 141 اصلاحیۀ قانون تجارت بیان میکند: "اگر بر اثر زیانهای واردشده نصف سرمایۀ شرکت از میان برود، هیأت مدیره مکلف است بلافاصله مجمع عمومی فوقالعادۀ صاحبان سهام را تشکیل دهد تا موضوع انحلال یا بقای شرکت، مورد شور و رأی واقع شود". براساس نتایج بهدستآمده از الگوی چاریتو و دیگران، کلیّۀ شرکت- سالهای دارای احتمال ورشکستگی بزرگتر از 5/0 بهعنوان موارد با ریسک ورشکستگی بالا و کلیّۀ شرکت- سالهای دارای احتمال ورشکستگی کوچکتر از 5/0 بهعنوان موارد با ریسک ورشکستگی پایین در نظر گرفته شدهاند [15].
با توجه به مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش میتوان گفت ریسک ورشکستگی با اثرگذاری بر سود حسابداری (کاهش قدرت سودآوری و ایجاد انگیزه برای اعمال مدیریت سود افزایشی یا کاهشی) بر الگوی اولسون اثرگذار است. بدینترتیب دو فرضیۀ اصلی پژوهش بهشرح زیر تدوین میشود:
فرضیۀ اول: تعدیل الگوی اولسون با ریسک ورشکستگی، باعث افزایش قدرت الگو در پیشبینی عایدات غیرعادی میشود.
فرضیۀ دوم: تعدیل الگوی اولسون با ریسک ورشکستگی، باعث افزایش قدرت ارزشیابی الگو میشود.
روش پژوهش
درگام اول عایدات غیرعادی محاسبه شده است. عایدات غیرعادی عبارتند از سود خالص شرکت پس از کسر حاصلضرب نرخ بازده حقوق صاحبان سهام در ارزش دفتری دورۀ گذشته [23].
به عبارت دیگر:
که در آن سود غیرعادی دورۀ t، سود خالص دورۀt، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری دورۀt-1 است.
برای محاسبۀ نرخ بازده حقوق صاحبان سهام از الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای بهره گرفته شده است [28].
معادلۀ الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای، ارتباط بین هزینۀ سرمایه و بازدههای بازار را نشان میدهد و بهشکل زیر بیان میشود ]53 و 38[.
که در آن E نشاندهندۀ عمل پیشبینی، Ri بازده شرکتi ام، Rm بازده بازار، Rf نرخ بازده داراییهای بدون ریسک- در این پژوهش نرخ اوراق مشارکت دولتی و معیار ریسک نظاممند شرکتi ام است.
در گام دوم احتمال ورشکستگی محاسبه شده است. همانطور که در بخش دوم بهتفصیل بیان شد در این پژوهش برای محاسبۀ احتمال ورشکستگی از الگوی چاریتو و دیگران ]15[ استفاده شده است.
درگام سوم پایایی متغیرهای پژوهش بررسی شده است. در دادههای سریزمانی و ترکیبی شرط لازم برای آزمون دادهها، پایایی[37] متغیرهای پژوهش است. اگر توزیع مقادیر یکسری با گذشت زمان ثابت باقی بماند، گفته میشود آن سری قطعاً پایا است. اگر متغیرهای سری زمانی مورد استفاده در برآورد ضرایب الگو پایا نباشند، در عین حال که ممکن است هیچ رابطۀ مفهومی بین متغیرهای الگو وجود نداشته باشد، ضریب تعیین بهدستآمدۀ الگو میتواند بسیار بالا باشد. وجود متغیرهای ناپایا در الگو سبب میشود آزمونهای t و F معمول نیز از اعتبار لازم برخوردار نباشد ]2[؛ بنابراین در این مرحله برای اطمینان از اعتبار نتایج پژوهش، پایایی متغیرهای پژوهش با استفاده از آزمون لوین، لین و چو بررسی شده است.
برای آزمون هریک از فرضیههای پژوهش مراحل زیر گذرانده شده است.
الف- اطلاعات جمعآوریشده در الگوی پیشبینی عایدات غیرعادی اولسون وارد شد و این الگو اجرا شده است. طبق این الگو، عایدات غیرعادی به روش زیر پیشبینی شده است:
در این الگو عایدات غیرعادی شرکت در زمان t است.
ب- پس از تعدیل الگوی پیشبینی عایدات غیرعادی اولسون (بهشکل زیر) با درنظرگرفتن ریسک ورشکستگی، اطلاعات جمعآوریشده وارد الگو شده و الگو اجرا شده است.
در این الگو یک متغیر مجازی با ارزشهای صفر و یک است که در صورت بالابودن ریسک ورشکستگی، مقدار یک و در صورت پایینبودن آن، مقدار صفر گرفته است. این الگو از الگوی گینر و اینیگوئز [28] اقتباس شده است. الگوی آنان نسخۀ تعدیلشدهای از الگوی اولسون است که در آن یک متغیر دامی دو ارزشی برای لحاظکردن علامت عایدات غیرعادی و تفکیک شرکتهای دارای عایدات غیرعادی مثبت و منفی استفاده شده است.
پ- مقایسۀ دو الگوی اولیه و تعدیلشده با استفاده از معیارهای ضریب همبستگی، آکائیک، شوارتز بیزین و مجموع مربعات خطا برای تعیین الگوی برتر ]28[.
ت- اطلاعات جمعآوریشده در الگوی ارزشیابی اولسون وارد و این الگو اجرا شده است. طبق این الگو ارزش شرکت به روش زیر محاسبه میشود:
که
در این الگو، r نرخ تنزیل عایدات غیرعادی شرکت است که معادل نرخ بازده حقوق صاحبان سهام فرض میشود.
ث- پس از تعدیل الگوی ارزشیابی اولسون (بهشکل زیر) با درنظرگرفتن ریسک ورشکستگی، اطلاعات جمعآوریشده وارد الگو شده و الگو اجرا شده است.
که
در این الگو یک متغیر مجازی با ارزشهای صفر و یک است که در صورت بالابودن ریسک ورشکستگی، مقدار یک و در صورت پایینبودن آن، مقدار صفر گرفته است.
چ- برابر بودن میانگین ارزشهای برآوردی هر یک از الگوهای فوق با قیمتهای واقعی بازار(P) با استفاده از آزمون T ارزیابی شده است] 15[.
ح- میانۀ ارزشهای برآوردی با قیمتهای واقعی بازار(P) با استفاده از رتبههای علامتدار ویلکاکسون مقایسه شده و اختصاص (V , V+) به آن تخصیص پیدا میکند ]28[.
خ- میانگین قدر مطلق خطاهای پیشبینی دو الگوی اولیه و تعدیلشده، ارزشیابی شرکت برای تعیین الگوی ارزشیابی برتر مقایسه شده است ]28[.
جامعۀ آماری اولیه در این پژوهش، کلیّۀ شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. جامعۀ اولیه با درنظرگرفتن ویژگیهایی تعدیل شده است. جدول شمارۀ 1 نشاندهندۀ چگونگی تعدیل جامعۀ اولیه و دستیابی به جامعۀ تعدیلشده است. در این پژوهش کلیّۀ اعضای جامعۀ تعدیلشده بررسی شدهاند.
جدول (1) چگونگی دستیابی به جامعۀ تعدیلشده
شرح |
تعداد |
شرکتهای فعال در بورس در بازۀ زمانی انجام پژوهش (1382 تا 1392) |
207 |
کسر میشود: شرکتهایی که اطلاعات آنها در بخشی از بازه زمانی پژوهش در دسترس نبوده است . |
(23) |
کسر میشود: شرکتهایی که سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند نبوده است. |
(56) |
کسر میشود: شرکتهای سرمایهگذاری و واسطهگری مالی و بیمهای |
(18) |
جامعۀ تعدیلشده |
110 |
بررسیهای اولیۀ انجامشده نوسانهای زیاد بورس اوراق بهادار تهران را در دورههای بلندمدت نشان داده است که این امر میتواند بر نتایج پژوهش اثرگذار باشد. بررسی مقایسهای نتایج پژوهش در دورههای کوتاهمدت 5 ساله و بلندمدت 10 ساله در کنترل اثر احتمالی نوسانهای بلندمدت بورس اوراق بهادار تهران بر نتایج پژوهش میتواند مؤثر باشد. گفتنی است بهسبب نوسانهای شدید بازار در چند سال پایانی دورۀ تخمین و بخصوص سالهای 1391 و 1392 استفاده از دادههای سالهای اخیر برای دورۀ کوتاهمدت (بهعنوان مثال سالهای 1387-1392) منطقی به نظر نمیرسد؛ بنابراین در این پژوهش آزمون فرضیهها، با استفاده از دادههای ترکیبی جامعۀ تعدیلشده در دو دورۀ تخمین 5 ساله (1382-1387) و 10 ساله (1382-1392) و با استفاده از نرمافزارهای Eviews وSPSS انجام شده است.نتایج حاصل از آزمون چاریتو در جدول شمارۀ 2 ارائه شده است.
یافتهها
جدول (2) نتایج حاصل از آزمون الگوی چاریتو
سطح معناداری |
مقدار ضریب |
شرح |
000/0 |
54/14- |
|
000/0 |
84/15 |
|
000/0 |
17/16- |
|
69/0 |
37/0 |
|
Mcfadden R2=69/0 Prob(LR Statistic)=000/0 |
در این آزمون متغیرهای جمع بدهی به جمع داراییها و سود قبل از بهره و مالیات به جمع بدهیها در سطح 1% معنادار و علامت ضرایب آنها نیز مطابق الگویی است که چاریتو ارائه کرده است؛ اما متغیر جریان وجوه نقد عملیاتی به جمع بدهیها معنادار نیست. درمجموع ضریب همبستگی مک فادن معادل 69 درصد و احتمال کلی الگوی لاجیت بهکارگرفتهشده، معادل 000/0 نشاندهندۀ مناسببودن این الگو برای پیشبینی ورشکستگی است. بعد از استخراج احتمالات مربوط به هر شرکت- سال از این الگو، احتمال بزرگتر از 5/0 بهعنوان ریسک ورشکستگی بالا و موارد کوچکتر از 5/0 بهعنوان ریسک ورشکستگی پایین در نظر گرفته شدهاند.
همانطور که جدول 3 نشان میدهد پایایی متغیر عایدات غیرعادی در سطح معنادارای 99 درصد تأیید شده است.
جدول (3) نتایج آزمون پایایی عایدات غیرعادی با استفاده از آزمون لوین، لین و چو
آماره |
سطح معناداری |
99/9- |
000/0 |
نتایج حاصل از برازش دو الگوی رگرسیون اولیه و تعدیلشده برای آزمون فرضیه اول پژوهش در دو دورۀ تخمین 5 و 10 ساله به شرح جدول 4 است. همچنین برای مقایسۀ بهتر دو الگوی اولیه و تعدیلشده در پیشبینی عایدات غیرعادی از معیارهای آکائیک، شوارز و مجموع مربعات خطا استفاده شده است. نتایج این مقایسه در جدول 5 نشان داده شده است.
جدول (4) نتایج برازش الگوهای رگرسیون اولیه و تعدیلشده
دورۀ تخمین |
الگوی اولیه |
الگوی تعدیلشده |
|||||
|
|
||||||
|
AR2 |
DW |
|
|
AR2 |
Dw |
|
5 ساله |
3856/0* |
63/0 |
62/1 |
3977/0* |
1979/0* |
66/0 |
64/1 |
10 ساله |
4386/0* |
58/0 |
71/1 |
4434/0* |
2262/0* |
59/0 |
70/1 |
*: معنادار در سطح 1%
جدول (5) نتایج مقایسۀ دو الگوی رگرسیون اولیه و تعدیلشده
دورۀ تخمین |
آکائیک |
شوارتز |
مجموع مربعات خطا |
|||
اولیه |
تعدیلشده |
اولیه |
تعدیلشده |
اولیه |
تعدیلشده |
|
5 ساله |
65/24 |
62/24 |
66/24 |
64/24 |
14/1E15+ |
15/1E15+ |
10 ساله |
79/25 |
78/25 |
79/25 |
798/25 |
26/2E15+ |
24/2E15+ |
نتایج حاصل از آزمون رگرسیون حاکی از برتری الگوی تعدیلشده نسبت به الگوی اولیه از نظر شاخص AR2 در هر دو دورۀ تخمین است. معناداربودن متغیر XADT دورۀ قبل در هر دو دورۀ تخمین در سطح معنادارای 1 درصد نشاندهندۀ معناداربودن تعدیل انجام شده است. همانطور که در جدول 5 مشخص است از نظر معیار آکائیک و شوارز درهر دو دورۀ تخمین 5 ساله و 10 ساله، الگوی تعدیلشده برتر از الگوی اولیه به نظر میرسد، هرچند تفاوت این دو معیار در دورۀ تخمین 10 ساله در خور توجه نیست. از نظر معیار مجموع مربعات خطا نیز در دورۀ تخمین 5 ساله، الگوی اولیه، مجموع مربعات خطای پایینتری نسبت به الگوی تعدیلشده دارد؛ ولی در دورۀ 10 ساله مجموع مربعات خطای الگوی تعدیلشده از الگوی اولیه کمتر است که نشاندهندۀ برتری نسبی الگوی تعدیلشده نسبت به الگوی اولیه در این دورۀ تخمین است. میتوان اذعان کرد درمجموع، شواهد حاکی از برتری الگوی تعدیلشده نسبت به الگوی اولیه در پیشبینی عایدات غیرعادی است؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش تأیید میشود.
نتایج حاصل از بررسی قدرت ارزشیابی دو الگوی ارزشیابی اولیه و تعدیلشده در جدولهای6 و 7 ارائه شده است.
جدول (6) نتیجۀ آزمون بررسی برابربودن میانگینها و میانههای ارزشهای واقعی و برآوردی
دورۀ تخمین |
نوع الگو |
آزمون برابربودن میانگینها H0: |
آزمون برابربودن میانهها H0:medv=medp |
||
آمارۀ T |
سطح معناداری |
آمارۀ Z |
سطح معناداری |
||
5 ساله |
اولیه |
242/1 |
217/0 |
015/2- |
044/0 |
تعدیلشده |
912/0 |
364/0 |
555/1- |
120/0 |
|
10 ساله |
اولیه |
92/2 |
004/0 |
73/8- |
000/0 |
تعدیلشده |
92/2 |
004/0 |
73/8- |
000/0 |
جدول (7) بررسی مقایسهای قدرت ارزشیابی دو الگوی مورد بررسی
دورۀ تخمین |
نوع الگو |
میانگین قدر مطلق خطاهای ارزشیابی |
تعداد کل مشاهدات |
تعداد مشاهدات با v<p |
تعداد مشاهدات با v>p |
5 ساله |
اولیه |
391780 |
110 |
62 |
48 |
تعدیل شده |
199793 |
110 |
60 |
50 |
|
10 ساله |
اولیه |
2021398 |
110 |
101 |
9 |
تعدیلشده |
2019809 |
110 |
102 |
8 |
جدول6 نتایج آزمون برابری میانگین و میانه ارزشهای برآوردی و واقعی را برای هر یک از الگوهای مورد بررسی در دو دورۀ تخمین 5 و 10 ساله نشان میدهد. مطابق نتایج بهدستآمده در دورۀ تخمین 5 ساله ارزشهای برآوردشدۀ هر دو الگوی اولیه و تعدیلشده، تقریب مناسبی از ارزشهای واقعی است. نتایج مندرج در این جدول همچنین نشان میدهد تعدیل الگوی ارزشیابی با لحاظکردن ریسک ورشکستگی باعث بهبود قدرت ارزشیابی الگو در دورۀ تخمین 5 ساله شده است. از نظر آزمون برابری میانگینها، معناداری در این دوره از 217/0 در الگوی اولیه به 364/0 در الگوی تعدیلشده رسیده است که این خود نشاندهندۀ بهبود قدرت ارزشیابی دو الگو است. برابربودن میانههای ارزشهای برآوردی و واقعی در سطح 5 درصد در الگوی اولیه رد و در الگوی تعدیلشده تأیید میشود که این نیز شاهدی بر بالاتر بودن قدرت ارزشیابی الگوی تعدیلشده نسبت به الگوی واقعی است. در دورۀ تخمین 10 ساله بهدلیل افزایش ناگهانی ارزش سهام شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در سالهای 1391 و بخصوص 1392 (که شاهد آن افزایش شاخص کل از 281ر26 در ابتدای سال 1391 به 603ر38 در ابتدای سال 1392 و 015ر79 در انتهای این سال است) هرچند باز هم ارزشهایی که الگوی تعدیلشده برآورد کرده است، خطای کمتری دارد؛ در 92 درصد مشاهدات، ارزشهایی که هر دو الگو برآورد کردهاند به صورت معناداری، پایینتر از ارزشهای واقعی بازار است که این خود میتواند شاهدی بر شکلگیری حبابهای قیمتی در خلال این سالها در بورس اوراق بهادار تهران باشد.
برای مقایسۀ قدرت ارزشیابی دو الگو، میانگین قدر مطلق خطاهای ارزشیابی دوالگو بررسی شده است. همانطور که در جدول 7 دیده میشود، الگوی تعدیلشده، خطای ارزشیابی کمتری نسبت به الگوی اولیه در هر دو دورۀ تخمین دارد. این امر تأییدکنندۀ فرضیۀ دوم پژوهش است.
نتیجهگیری و پیشنهادها
نتایج این پژوهش نشان میدهد در هر دو دورۀ تخمین کوتاهمدت 5 ساله و بلندمدت 10 ساله، الگوی تعدیلشدۀ اولسون با لحاظکردن ریسک ورشکستگی نسبت به الگوی اولیه، عملکرد بهتری در پیشبینی عایدات غیرعادی و ارزشیابی شرکت دارد.
این نتایج تأییدی بر مبانی نظری ارائهشده در بخش دوم پژوهش است و بهبود کارایی الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون را بهصورت تجربی اثبات میکند.
هرچند جستجوهای انجامشده در پیشینۀ پژوهشهای موجود نشاندهندۀ پژوهشی نبوده است که تأثیر ریسک ورشکستگی را بر عملکرد الگوهای اولسون ]46[ بررسی کند؛ وجود زمینههای بهبود و توسعۀ الگوهای اولسون و اثبات تجربی این موضوع را پیش از این پژوهشگرانی ازجمله اوتا ]47[، فرانسیس و دیگران ]25[، مک کرایی و نیتسون ]41[، لو و لیز ]40[، چوی و دیگران ]16[ ،کالن و مورل ]11[، گینر و اینیگوئز ]28[، خدادادی و امامی ]33[، خدادادی و عرفانی ]34[ و خدادادی و دیگران ]35[ بررسی و اثبات کردهاند. نتایج این پژوهش از نظر توان بهبود الگوهای پیشبینی و ارزشیابی اولسون با پژوهشهای ذکرشده منطبق است. توجه به این نکته حائز اهمیت است که هرچند در دورۀ تخمین 10 ساله، عملکرد الگوی ارزشیابی تعدیلشده تقریباً بهتر از الگوی اولیه است؛ بهسبب افزایش ناگهانی ارزش سهام شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران سالهای 1391 و 1392 هیچیک از این دو الگو نتوانستهاند ارزشهایی را برآورد کنند که تقریب مناسبی از ارزشهای واقعی باشد. بهگونهای که در 92 درصد موارد ارزشهایی که این الگوها برآورد کردهاند کمتر از ارزشهای واقعی بازار است. این موضوع میتواند نشانهای بر شکلگیری حبابهای قیمتی در خلال سالهای 1391 و 1392 در بورس اوراق بهادار تهران باشد که اثبات آن نیازمند پژوهشهایی مستقل است.
بالاتربودن تعداد مشاهداتی که در آن ارزشهای برآوردی کمتر از ارزشهای واقعی است، مشابه نتایج بیشتر پژوهشهای داخلی و خارجی (از جمله میرز [43]، دچو وهمکاران [19]، فرانکل و لی [26] و خدادادی و امامی [33]) است.
نتایج حاصل از این پژوهش، مبنای بهتری برای تعیین ارزش ذاتی سهام شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران و مقایسۀ ارزشهای ذاتی با ارزشهای واقعی برای پیشبینی جهت حرکت ارزش سهام این شرکتها در راستای نیل از ارزش واقعی به ارزش ذاتی در آینده میتواند به دست دهد.
براساس نتایج حاصل از پژوهش به سرمایهگذاران پیشنهاد میشود در تصمیمهای سرمایهگذاری خود و در هنگام تعیین ارزش ذاتی سهام به مسألۀ ریسک ورشکستگی بهصورت جدی توجه کنند. این مسأله هنگامی اهمیت بیشتری مییابد که بدانیم براساس بررسیهای انجامشده بر رفتار سرمایهگذاران در بورس اوراق بهادار تهران در بسیاری از مواقع رفتار سرمایهگذاران بهصورت منطقی و بر پایۀ فرایند دقیق و تحلیلی صورت گرفته است ]56[.
همچنین به مدیران شرکتها توصیه میشود با توجه به اهمیت مسألۀ ریسک ورشکستگی در نگاه سهامداران، در تصمیمهای خود به معیارها و شاخصهای تأثیرگذار بر ریسک ورشکستگی بهصورت جدی توجه کنند. به سازمان بورس و اوراق بهادار تهران نیز پیشنهاد میشود از الگوی ارائهشده در پژوهش بهعنوان یکی از روشهای تعیین ارزش ذاتی سهام در هنگام تصمیمگیری درخصوص وضع مقررات محدودکننده (نظیر حجم مبنا و بازه مجاز تغییرات قیمت) استفاده کند تا اینگونه از تبعات شکلگیری حبابهای قیمتی در بازار بتوان جلوگیری کرد.
به پژوهشگران پیشنهاد میشود برای پژوهشهای آینده از سایر الگوهای تعیین ریسک ورشکستگی استفاده کنند و تأثیر ریسک ورشکستگی بر عملکرد سایر الگوهای موجود را برای ارزشیابی سهام بررسی کرده و نتایج حاصل را با نتایج پژوهش حاضر مقایسه کنند.
در ذکر محدویتهای اصلی پژوهش حاضر باید گفت بهدلیل اینکه اطلاعات لازم برای تمام شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی انجام پژوهش فراهم نبود و از سوی دیگر با توجه به تعداد نسبتاً کم شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در مقایسه با سایر کشورها، حجم جامعۀ تعدیلشده صرفاً شامل 110 شرکت بوده است که این موضوع میتواند بر کسب نتایج لازم و همچنین روایی خارجی پژوهش اثرگذار باشد. همچنین در پژوهش حاضر بهدلیل محدودیت در کسب اطلاعات، صرفاً از اطلاعات ده ساله استفاده شده است و امکان بهکارگیری بازه زمانی طولانیتری میسر نشد. علاوه بر موارد فوق و از آنجایی که طرح پژوهش حاضر بهصورت نیمهتجربی است، مانند سایر پژوهشهای نیمهتجربی، ناتوانی در کنترل کامل متغیرهای ناخواسته ازمحدودیتهای عمدۀ پژوهش به شمار میرود. این موضوع با توجه به تأثیر شدید سیاستهای داخلی و خارجی کشور و نیز عوامل اقتصادی بر بورس اوراق بهادار تهران میتواند با اهمیت باشد.
منابع
[1] Adsera, X., & Vinolas, P. (2003). FEVA: A financial and economic approach to valuation. Financial Analyst Journal. 59(2): 59-73.
[2] Aflatooni, A., & Nikbakht, L. (2010). The use of econometrics in accounting. financial management and economic science. Tehran: terme: 182.
[3] Ali, A. (1994). The incremental information content of earnings, funds flow and cash flow. Journal of Accounting Research. 32: 61-74.
[4] Ali, A., & Pope, P. E. (1995). The incremental information content of earnings, funds flow and cash flow: The UK Evidence. Journal of Business Finance and Accounting. 22 (1): 121-126.
[5] Altman, E.I. (1968). Financial ratios, disarmament analysis and the prediction of corporate Bankruptcy. The Journal of Finance.23: 589-609.
[6] Ataullah, A., Rhys, H., & Tippett,M. (2009). Non-linear equity valuation. Accounting and Business Research. 39(1): 57-73.
[7] Barth, E., & others. (1999). Accruals, cash flows, and equity values, University of North Carolina: Chapel Hill.
[8] Butler, M., Leone, A. J., & Willenborg, M. (2004). An empirical analysis of auditor reporting and its association with abnormal accruals. Journal of Accounting and Economics. 37(2): 139–165.
[9] Bauman, M. P. (1999). An empirical investigation of conservatismin book value measurement. Managerial Finance. 25(12): 42-54.
[10] Bazrafshan, a., & Arefmanesh, Z. (2014). Earnings behavior in bankrupt firms: the role of auditor. Asset Management and Financing. 2(4): 1-14.
[11] Callen, J. L., & Morel, M. (2001). Linear accounting valuationwhen abnonnal earnings are AR (2). Review of Quantitative Finance and Accounting. 16: 191-203.
[12] Callen J.L., Livnat, J.,& Segal,D. (2002). Accounting restatements: are they always bad news?. Working paper. University of Toronto.
[13] Camcho-Minano, M.D.,& Campa, P. (2014). Integrity of financial information as a determinant of the outcome of a bankruptcy procedure. International Review of Law and Economics. 37: 76-85.
[14] Charitou, A., Lambertides, N.,& Trigeorgis, L. (2007). Earnings behavior of financially distressed firms: the role of institutional ownership. Abacus. 43(3): 271–296.
[15] Charitou, A., Neophytou, E.,& Charalambous, C. (2004). Predicting corporate failure: empirical evidence for the UK. European Accounting Review. 13(3): 465–497.
[16] Choi, Y., O'Hanlon, J.,& Pope, P. F. (2001). Linear information models in residual income-based valuation: a development of the Dechow, Hutton and Sloan empirical approach. Working paper. Lancaster University.
[17] Collins, D., Maydew, E., & Weiss, L. (1997). Changes in the value-relevance of earnings and book values over the Past forty years. Journal of Accounting and Economics. 9: 111-138.
[18] DeAngelo, H., DeAngelo L. & Skinner, D. J. (1994). Accounting choice in troubled companies. Journal of Accounting and Economics. 17 (1–2): 113–143.
[19] Dechow, P., Hutton, M., & Sloan, R. G. (1999). An empirical assessment of the residual income valuation model. Journal of Accounting and Economics. 26: 1-34.
[20] DeFond, M. L.,& Jiambalvo, J. (1994). Debt covenant violation and manipulation of accruals. Journal of Accounting and Economics. 17(1–2): 145–176.
[21] Etemadi, H., Dastgir, M., Momeni, M.,& Farajzadeh Dehkordi, H. (2012). Discretionary accruals behavior of Iranian distressed firms. Middle Eastern Finance and Economics. 16: 44–53.
[22] Etemadi, H., & Rahimi, F. (2015). Firm’s life cycle and ohlson valuation model: evidence from iran. Asian Economic and Financial Review. 5(4): 641-652.
[23] Feltham, G. A.,& Ohlson, J. A. (1995). Valuation and clean surplus accounting for operating and financial activities. Contemporary Accounting Research. 11 (2): 689-731.
[24] Foster, B.P., Ward, T.J.,& Woodroof, J. (1998). An analysis of the usefulness of debt defaults and going concern opinions in bankruptcy risk assessment. Journal of accounting, Auditing and Finance. 13 (3): 351-371.
[25] Francis, J., Ohlson, P.,& Oswald, D. (2000). Comparing the accuracy and explainability of dividend, free cash flow, and abnormal earnings equity value estimates. Journal of Accounting Research. 38: 45–70.
[26] Frankel, R.,& Lee, C. M. C. (1998). Accounting valuation, market expectation, and cross-sectional returns. Journal of Accounting and Economics. 25: 283-319.
[27] Garcia Lara, J.M. B., Garcia, O.,& Neophytou, E. (2009). Earning quality in ex-post failed firms. Accounting and Business Research. 39(2): 119-138.
[28] Giner, B., & Iniguez,R. (2006). An empirical assessments of the feltham-ohlson models considering the sign of abnormal earnings. Accounting and Business Research. 36 (3): 169-190.
[29] Hand, J., & Landsman, W. (1998). testing the ohlson model: v or not v. that is the question. Working Paper. University of North Carolina. Chapel Hill.
[30] Karami, G., & Beikboshrouyeh, S. (2011). Corporate governance and equity valuation: the model by using artificial neural network. Journal of The Accounting And Auditing Review. 18(64): 129-150.
[31] Karathanassis, G.A., & S. N., Spilioti. (2005). An empirical application of the clean–surplus valuation model: the case of the athens stock exchange. Applied Financial Economics. 15: 1031-1036.
[32] Khodadadi, V., & Dastgir, M., Noravesh, E., Momeny, M. (2005). Designing of linear information model on tehran stock exchange: development of ohlson model. Ph.D. Thesis. Management Faculty of Tehran University .
[33] Khodadadi, V.,& Emami, M.R. (2010). Comparative assessment of feltham-ohlson Sign-oriented & traditional models. International Research Journal of Finance & Economics. 2010. 36: 59-74.
[34] Khodadadi, V.,& Erfani, H. (2010). The relationship between industry status, market share and capital intensity with abnormal earnings persistence in public firms. Accounting knowledge. 1(1): 89-109.
[35] Khodadadi, V., Farazmand, H.,& Sheybeh, S. (2012). Assessing the valuation model based on abnormal earnings (ohlson) by notice to the macroeconomic variables. Journal of financial Accounting Research. 5(17): 41-58.
[36] Leach, R., Newsom, P. (2007). Do firms manage their earnings prior to filing for bankruptcy?. Academy of Accounting and Financial Studies Journal. 11(3): 27-41.
[37] Li F., Abeysekera, I.,& Ma, S. (2011). Earnings management and the effect of earnings quality In relation to stress level and bankruptcy Level of Chinese Listed Firms. Corporate Ownership and Control. 9 (1): 366-391.
[38] Lintner J. (1965). The valuation of risk assets and the selection of risky investments in stock portfolios and capital budget. Review of Economics and Statistics. 47: 13 - 37.
[39] Liu J., & Ohlson A. J,(1999). The feltham-ohlson (1995) Model: Empirical Implications. Working Paper. Arizona State University and University of California at Los Angeles.
[40] Lo, K.,& Lys, T. (2000). The Ohlson model: contribution to valuation theory, limitations, and empirical applications. Journal of Accounting, Auditing and Finance. 15(3): 337-370.
[41] McCrae, M.,& Nitsson, H. (2001). The explanatory and predictive power of different specifications of the Ohlson (1995) valuation models. The European Accounting Review. 10 (2): 315-341.
[42] Mo, P.L., Rui, O.M.,& Wu, X. (2015). Auditors' going concern reporting in the pre- and post-bankruptcy law eras: Chinese Affiliates of Big 4 versus Local Auditors. The International Journal of Accounting. 50 (1): 1-30.
[43] Myers, J. (1999). Implementing residual income valuation with linear information dynamics. Accounting Review.74 (January): 1-28.
[44] Newton, G.W. (1998). Bankruptcy insolvency accounting practice and procedure: Wiley.
[45] O'Hanlon, J.,& K.V. Peasnell. (2002). Residual income valuation are inflation adjustments. Working Paper. Lancaster University.
[46] Ohlson, J. A. (1995). Earnings, book values, and dividends in equity valuation. Contemporary Accounting Research. 11 (2): 661-687.
[47] Ota, K. (2002). A test of the ohlson (1995) model: empirical evidence from japan. The International Journal of Accounting. 37 (2): 157-182.
[48] Peltier-Rivest, D. (1999). The determinants of accounting choices in troubled companies. Quarterly Journal of Business and Economics. 38(4). 28–44.
[49] Plenborg, T. (2002). Firm valuation: comparing the residual income and discounted cash flow approaches. Scandinavian Journal of Management. 18(3):303-318.
[50] Rosner, R. L. (2003). Earnings manipulation in failing firms. Contemporary Accounting Research. 20(2): 361-408.
[51] Saleh N. M.,& Ahmed, K. (2005). Earnings management of distressed firms during debt renegotiation. Accounting and Business Research. 35(1): 69–86.
[52] SFAC NO 8. (2010). Conceptual Framework for Financial Reporting—Chapter 1, The Objective of General Purpose Financial Reporting.
[53] Sharpe W.F. (1964). Capital asset prices: A theory of market equilibrium under conditions of risk. Journal of Finance. 19(3):425-442.
[54] Stober, T. L. (1996). Do prices behave as if accounting book values are conservative? Cross-sectional tests of the Feltham-Ohlson (1995) valuation model. Working paper. University of Notre Dame.
[55] Sweeney, A. P. (1994). Debt-covenant violations and managers accounting responses. Journal of Accounting and Economics. 17(3): 281–308.
[56] Vakilifard, H., & Forough nejad. H., & Khoshnood. M. (2013). Evaluation investors behavior in tehran stock exchange with analytic network process. Asset Management & Financing. 1(2): 19-34.
[57] Watts, R. L. & Zimmerman J. L. (1986). Positive accounting theory. New Jersey: Prentice-Hall.
[58] Yeh, C., Chi, D.,& Lin, Y. (2014). Going-concern prediction using hybrid random forests and rough set approach. Information Sciences. 254: 98-110.
[1]. Ali
[2]. Ali and Pope
[3]. Barth et al
[4]. Callen and Morel
[5]. Choi et al
[6]. Collins et al
[7]. Dechow et al
[8]. Frankel and Lee
[9]. Ohlson
[10]. Feltham and Ohlson
[11]. Francis et al
[12]. McCrae and Nitsson
[13]. Lo and Lys
[14]. Myers
[15]. Charitou et al
[16]. Stober
[17]. Bauman
[18]. Ota
[19]. J. R M Hand and W. R. Landsman
[20]. J. Thomas plenborg
[21]. L. Callen et al
[22]. J. Liu and J. Ohlson
[23]. Giner and Iniguez
[24]. Altman
[25]. Butler et al
[26]. Foster et al
[27]. Yeh et al
[28]. Mo et al
[29]. Newton
[30]. Garcia lara et al
[31]. Sweeney
[32]. Defond and Jimbalvo
[33]. Camcho Minano and Campa
[34]. Rosner
[35]. Leach and Newsom
[36]. Li et al
[37]. Stationary