نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیارحسابداری، دانشکده علوم اقتصادی، دانشگاه پیامنور، مشهد، ایران.
2 کارشناس ارشد حسابداری، دانشکده علوم اقتصادی، دانشگاه آزاد واحد مشهد، مشهد، ایران
3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشکده علوم اقتصادی، دانشگاه پیامنور، بهشهر، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This study investigates the relationship between some criteria of information quality with stock liquidity risk and market risk. For this purpos, the effect of three criterion of information quality including accrual items quality, earnings forecast error and EPS announce timely on stock liquidity risk and market risk by collecting financial data of 148 firms listed in Tehran Stock Exchange for the years 2008-20113 were tested using regression analysis. The results showed that there is a significant relationship between all three criteria of information quality with stock liquidity risk. So that, accrual items higher quality, EPS announce more timely and earnings forecast less error decrease stock liquidity risk. Also, the results indicated that there is no significant relationship between none of the criteria of information quality with market risk.
کلیدواژهها [English]
مقدمه
ریسک با زندگی انسانها و سازمانها عجین شده است. آنچه اهمیت دارد این است که ریسک قیمت مشخصی دارد و درنتیجه انتقال و حذف آن نیز مستلزم صرف هزینه است. هرچه ریسک ناشی از یک دارایی افزایش یابد، سرمایهگذار انتظار دریافت بازده بیشتری خواهد داشت؛ بنابراین باید بین ریسک و بازده تعادل برقرار کرد. ازجمله مهمترین ریسکها در اتخاذ تصمیمهای مالی و سرمایهگذاری از دید مدیران شرکت و سرمایهگذاران و اعتباردهندگان، ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار است. ارتباط بین اطلاعات مالی و ریسک، یکی از اساسیترین موضوعات مطرح در زمینۀ مالی است.
اطلاعات باکیفیتتر همواره با عدم اطمینان و ریسک کمتر روبهرو است و افراد پول بیشتری برای دستیابی به اطمینان بالاتر و ریسک کمتر پرداخت میکنند. واحدهای تجاری با افشای اطلاعات باکیفیت موجب میشوند عدم اطمینان سرمایهگذاران به سهام آنها کاهش یافته و تمایل برای معامله سهام افزایش یابد که این امر به کاهش ریسک و متناسب با آن، بازده سهام میانجامد و درنتیجه هزینۀ سرمایۀ واحد تجاری نیز کاهش مییابد ]14[. کیفیت اطلاعات مالی در نرخ بازده مدّنظر سرمایهگذاران مؤثر است و با تغییر کیفیت اطلاعات مالی، این نرخ افزایش یا کاهش مییابد. بهطورکلی افشای اطلاعات باکیفیت، سبب کاهش عدم اطمینان سرمایهگذاران در خصوص ارزیابی ریسک سیستماتیک و ریسک نقدشوندگی سهام و درنهایت ریسک کل میشود و با تغییر ریسک کل، سرمایهگذاران نرخ بازده مدّنظر خود را متناسب با آن تعدی میکنند ]12[. کیفیت پایین اطلاعات مالی به ریسک اطلاعاتی سهامداران و درنتیجه افزایش هزینۀ سرمایۀ شرکت، افزایش انحرافهای (عمدی یا غیرعمدی) جانبدارانه در گزارش سودآوری، کاهش اثربخشی و کارایی عملیات تجاری و درنتیجه تداومنداشتن سودآوری شرکت میتواند منجر شود؛ بنابراین انتظار میرود کیفیت ضعیف اطلاعات در شاخص ریسک سیستماتیک شرکتها که براساس همبستگی بازده سهام با بازده بازار محاسبه میشود، تأثیر مستقیم داشته باشد ]18[.
منظور از نقد شوندگی صرفاً سهولت در خرید و فروش دارایی مدّنظر است. برخی از عوامل مربوط به نقدشوندگی سهام شامل تعداد سهام معاملهشده در هر روز، تعداد شرکتهای معاملهشده در هر روز، ارزش سهام معاملهشدۀ روزانه، تعداد روزهای معاملاتی، درصد حجم کل معامله به کل ارزش بازار، تعداد خریداران و دفعات خرید است. هنگامی که اطلاعات گزارششده کیفیت بالاتری داشته باشد، انتظار میرود سرمایهگذاران دربارۀ جریانهای نقدی مدّنظر شرکت اطمینان بیشتری داشته و ازاینرو تمایل بیشتری داشته باشند تا بهعنوان معاملهگر برای جذب هرگونه عدم تعادل در جریان سفارشها در زمان تغییر در نقدشوندگی بازار عمل کنند ]8[.از طرفی با توجه به افشای بهتر، ممکن است سرمایهگذاران بیشتری علاقهمند باشند سهام شرکت را معامله کنند. سرمایهگذاران بیشتر به معنای وجود معاملهگران بیشتر است. با توجه به تمایل افزایشیافته برای معامله و حضور سرمایهگذاران بیشتر، انتظار میرود بازدههای سهم حساسیت کمتری به تغییرات در نقدشوندگی بازار داشته باشند؛ یعنی کیفیت اطلاعات بالاتر، ریسک نقدشوندگی را کاهش میدهد.
استفاده از نظریهها و روشهای موجود و نیز نظریهپردازی، مستلزم اطلاعات بهویژه اطلاعات تولیدشده در سیستم حسابداری است که بدون شک، در بازار نوپای سرمایۀ کشور بهسختی به دست میآید. از طرفی کیفیت اطلاعات میتواند نقشی مهم در تعیین ریسکهای شرکت بهویژه ریسک نقدشونگی و بازار داشته باشد. به همین علت، با بهکارگیری معیارهایی جدید و متفاوت با پژوهشهای پیشین از کیفیت اطلاعات و روشی جدید برای محاسبۀ ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار با انتخاب متغیرهایی جدید و سبدبندیهای سرمایهگذاری متفاوت، اثر معیارهای کیفیت اطلاعات در ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار بهصورت جداگانه و همزمان بررسی و نتایج مقایسه میشوند.
مبانی نظری
ریسک بازار، قسمتی از تغییرپذیری در بازده یک دارایی است که با عواملی حاصل میشود که بهطور همزمان در قیمت اوراق بهادار کل بازار تأثیر میگذارد. افشای اطلاعات باکیفیت بالاتر، ریسک برآوردی حاصل از برآوردهای سرمایهگذاران را دربارۀ پارامترهای توزیع بازده یک دارایی کاهش میدهد. مک نیکلاس و استابن[1] (2008) بیان میکنند که کیفیت گزارشگری بالا، به کاهش مسألۀ انتخاب نادرست و خطر اخلاقی منجر میشود ]17[. هپ و توماس[2] (2008) نشان میدهند که کیفیت گزارشگری بالا، عدم تقارن اطلاعاتی و ریسک اطلاعاتی را کاهش میدهد و نظارت بر فعالیتهای مدیران را برای کاهش رفتارهای فرصتطلبانۀ آنها تقویت میکند ]10[. ریسک نقدشوندگی سهام، حساسیت بازده سهم بهصورت تغییرات در نقدشوندگی بازار تعریف میشود ]21[. سدکا[3] (2006) نشان داد ریسک نقدشوندگی که با کوواریانس بازده اوراق با تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی تجمعی اندازهگیری میشود، عاملی تعیینکننده در تعیین قیمت بازار اوراق بهادار است ]24[. علت وجود ریسک نقدشوندگی، قرارگرفتن در معرض انحراف از بازار کارا و پارادایم اطلاعات نظاممند است که به خطر اخلاقی و انتخاب نادرست میتواند منجر شود. افشای باکیفیت، عدم تقارن اطلاعاتی و مسألۀ انتخاب نادرست را میتواند کاهش دهد و باعث افزایش حجم معاملهها و نقدشوندگی سهام شود. با کاهش نقدشوندگی بازار، سهام مختلف، سطوح متفاوتی از جریان خروجی سرمایهگذار و بازارساز را تجربه خواهد کرد، بهویژه جریان خروجی برای سهام با کیفیت اطلاعات پایین، خیلی بااهمیتتر است؛ زیرا کاهش تقاضای سرمایهگذاران برای سهام، با عدم اطمینان بزرگتر و انتخاب نامطلوب مرتبط است. نگرانی نسبت به انتخاب نادرست سبب میشود بازارسازان به ایجاد نقدشوندگی برای چنین سهامی تمایل کمتری داشته و درنتیجه تقاضای سرمایهگذاران برای چنین سهامی کمتر میشود. درمقابل وقتی نقدشوندگی بازار افزایش مییابد، جریان ورودی سرمایهگذاران و بازارسازان وجود دارد که تقاضا را افزایش میدهد و نقدشوندگی سهام، با عدم اطمینان بیشتر و انتخاب نادرست در ارتباط است. تقاضا برای سهام با کیفیت اطلاعات بالاتر برای نوسان کمتر در تغییرات نقدشوندگی بازار است؛ بنابراین انتظار میرود بازده سهام با کیفیت اطلاعات کمتر (یعنی ریسک اطلاعات بالاتر) نسبت به تغییرات در نقدشوندگی بازار حساستر باشد؛ یعنی کیفیت اطلاعات در ریسک نقدشوندگی تأثیر دارد ]20[.
به عقیدۀ تورنتون[4] (2002) کیفیت اطلاعات مالی و گزارشگری مالی، محصول مشترک حداقل چهار عامل اصلی است: خلاقیت و نگرشهای مدیریت، کیفیت حسابرسی، تجربۀکمیتۀ حسابرسی و استانداردهای حسابداری دارای کیفیت بالا. وجود ضعف در هر یک از این چهار حلقه، کل زنجیره را میتواند مخدوش کند. آنچه اهمیت دارد معیارها، متغیرها و سنجههایی است که کیفیت اطلاعات مالی را ارزیابی میکند ]26[. ازجمله معیارهای کیفیت اطلاعات، کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیشبینی سود و اعلام بهموقع سود است.
کیفیت اقلام تعهدی جزء خصوصیات کیفی مربوط به محتوای اطلاعات بوده و مصداق بیطرفی محسوب میشود. اقلام تعهدی، تعدیلهایی موقتی هستند که جریانهای نقدی را در دورههای زمانی انتقال میدهند. نفع عمدۀ این انتقال آن است که ارقام تعدیلشده، تصویری درستتر از عملکرد اقتصادی شرکت ارائه میدهند. هدف اصلی اقلام تعهدی، کاهش مشکلات زمانبندی و انطباقنداشتن جریانهای نقدی زیربنایی است. کیفیت اقلام تعهدی از نظر سرمایهگذاران به معنی نزدیکی سود حسابداری به وجه نقد است؛ بنابراین کیفیت ضعیف اقلام تعهدی باعث میشود ابهام اطلاعات افزایش یافته و ریسک سرمایهگذاری نیز در پی آن افزایش یابد ]6[. با توجه به آنچه بیان شد، فرضیههای اول و چهارم بهشرح زیر طراحی و تدوین شده است:
فرضیۀ اول: بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطهای معنادار وجود دارد.
فرضیۀ چهارم: بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک بازار، رابطهای معنادار وجود دارد.
خطای پیشبینی سود جزء خصوصیات کیفی مربوط به محتوای اطلاعات بوده و مصداق بیان صادقانه اطلاعات محسوب میشود. شاید مهمترین عامل تأثیرگذار در قیمت سهام را در پیشبینی سود هر سهم بتوان جستجو کرد. مدیریت شرکتها با ارائۀ پیشبینیهای سود که محتوای اطلاعاتی دارد، یکی از منابع مهم اطلاعاتی برای استفادهکنندگان از اطلاعات مالی محسوب شده و میتوانند در ارزش بازار سهام و میزان بازده آن مؤثر باشند. اهمیت سود پیشبینیشده به میزان انحرافی وابسته است که با مقدار واقعی آن دارد. هرچه میزان این انحراف کمتر باشد، پیشبینی، دقت بیشتری داد. پژوهشها نشان میدهد بازار برای برآوردهشدن انتظارات سود هر سهم، ارزش فراوانی قائل است و نسبت به برآوردهنشدن آن نیز واکنش نشان میدهد ]23[. زمانی که سود هر سهم فراتر از انتظارات باشد، بازار نسبت به آن دید خوشبینانهای دارد و آن را خبر خوب تلقی میکند. زمانی که سود هر سهم پایینتر از پیشبینی آن باشد، اعتبار شرکت در برآوردن انتظارات کاهش مییابد ]22[. با توجه به اینکه پیشبینی میشود خطای پیشبینی سود به افزایش شکاف بین بازده سهام شرکت از بازده بازار و افزایش حساسیت بازده سهام به نقدشوندگی بازار بیانجامد؛ انتظار میرود رابطهای مثبت بین خطای پیشبینی سود با ریسک بازار و ریسک نقدشوندگی وجود داشته باشد. با توجه به آنچه بیان شد، فرضیههای دوم و پنجم بهشرح زیر طراحی و تدوین شده است:
فرضیۀ دوم: بین درصد خطای پیشبینی سود و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطهای معنادار وجود دارد.
فرضیۀ پنجم: بین درصد خطای پیشبینی سود و ریسک بازار، رابطهای معنادار وجود دارد.
معیار اعلام بهموقع سود جزء خصوصیات کیفی است که نبود آن خصوصیات کیفی، اطلاعات را محدود میکند؛ یعنی اگر اطلاعات بهموقع در دست سرمایهگذاران قرار نگیرد، ارزشش را از دست خواهد داد. دربارۀ شرکتهایی که پایان سال مالی آنها اسفندماه است، آخرین مهلت قانونی گزارش سود (تشکیل مجمع) 31 تیرماه سال بعد است. اعلام سودی بهموقعتر است که قبل از تاریخ 31/4 منتشر شود. هرچه مدت این تاریخ بیشتر باشد، احتمال فاششدن اطلاعات به نفع گروهی از استفادهکنندگان و به زیان سایرین افزایش مییابد که موجب بالارفتن عدم اطمینان و ابهام و درنتیجه ریسک سرمایهگذاری خواهد شد.با توجه به آنچه بیان شد، فرضیههای سوم و ششم بهشرح زیر طراحی و تدوین شده است:
فرضیۀ سوم: بین اعلام بهموقع سود و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطهای معنادار وجود دارد.
فرضیۀ ششم: بین اعلام سود بهموقع و ریسک بازار، رابطهای معنادار وجود دارد.
لین، وانگ و وو[5] (2011) قیمتگذاری ریسک نقدشوندگی در اوراق قرضۀ شرکتها را بررسی کردند. آنها دریافتند ارتباطی مثبت بین بازده مدّنظر اوراق و بتای نقدشوندگی شرکت با وجود اثر سطح نقدشوندگی و پارهای از ویژگیهای اوراق نیز وجود دارد. نتایج آنها نشان داد ریسک نقدشوندگی، عامل تعیینکنندۀ بازده مدّنظر اوراق قرضۀ شرکت است ]16[. لی[6] (2011) قیمت جهانی ریسک نقدشوندگی در 50 کشور جهان را در بازه زمانی سالهای 2007- 1988 بررسی کرد. او نشان داد بازار ایالات متحده، عاملی مهم برای ریسک نقدشوندگی جهانی است. علاوه بر این، او بیان کرد که قیمتگذاری ریسک نقدشوندگی در کشورهای مختلف مطابق با محیط جغرافیایی، اقتصادی و سیاسی آن متفاوت است. سرانجام یافتههای وی نشان داد جنبههای نظاممند نقدشوندگی، دلایلی را برای متنوعسازی بینالمللی سبد سرمایهگذاری ارائه میکند ]13[. لیانگ و وی[7] (2012) رابطۀ بین ریسک نقدشوندگی و بازده سهام را در 21 کشور توسعهیافته بررسی کردند. آنها دریافتند بعد از کنترل عامل بازار، ارزش و اندازه، ریسک نقدشوندگی جهانی، عاملی مهم در بین تمامی سبدهای سرمایهگذاری در کشورهای توسعهیافته است ]14[. لین و وو[8] (2013) رابطۀ بین زمانبندی ارائۀ فصلی سهام و ریسک نقدشوندگی را بررسی کردند. نتایج آنها نشان میدهد در نبود ریسک نقدشوندگی، ریسک بازار دقیقاً قبل از ارائههای فصلی سهام کاهش مییابد. نتایج آنها بر این دلالت دارد که بتای نقدشوندگی شرکتهای انتشاردهندۀ سهام باعث کاهش هزینۀ سرمایۀ آنها میشود ]15[. براندن و وانگ[9] (2013) تأثیر ریسک نقدشوندگی در پیشبینی بازده و عملکرد صندوقهای سرمایهگذاری را در سالهای 2006- 1994 مطالعه کردند. نتایج آنها نشان میدهد بدون تأثیر ریسک نقدشوندگی، سبدهای سرمایهگذاری صندوقهای سرمایهگذاری که در پیشبینیهایشان از تجربه و مهارت مدیران بهره میبرند، عملکرد خوبی دارند ]2[. یعقوب نژاد، سعیدی و روضهای (1388) ریسک بازار را با درنظرگرفتن اهرم بازار در بورس اوراق بهادار تهران در سالهای 1381 تا 1387 برآورد صرف کردند. نتایج نشان میدهد الگوی لالی (تأثیر اهرمهای بازار) در مقایسه با الگوهای ایبوتسون و سیگل بهصورتی قویتر، بازده سهام را تبیین میکند. این موضوع را به استفادۀ زیاد شرکتهای بورس اوراق بهادار تهران از اهرم مالی میتوان نسبت داد ]27[. بادآورنهندی و ملکینژاد (1389) نقدشوندگی سهام در زمان انتشار گزارشهای مالی در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان میدهد بین میانگین شکاف نسبی قیمت قبل و بعد از انتشار گزارشهای مالی تفاوت وجود دارد. بین میانگین عمق قیمتی سهام قبل و بعد از انتشار گزارشهای مالی تفاوت هست. با این حال، بین میانگین دفعات گردش سهام قبل و بعد از انتشار گزارشهای مالی تفاوتی وجود ندارد ]1[. هاشمی، قجاوند و قجاوند (1392) تأثیر سطوح متفاوت معیارهای نقدشوندگی را در صرف بازده سهام آزمودند. برای آزمون فرضیهها در هر یک از سبدهای سرمایهگذاری متفاوت نقدشوندگی از الگوی سه عاملی فاما و فرنچ با اضافهکردن عامل نقدشوندگی استفاده شده است. نتایج این پژوهش نشان میدهد سطوح معیارهای متفاوت نقدشوندگی، تأثیری متفاوت بر صرف بازده سهام خواهد داشت ]9[. فروغی و فرجامی (1394) تأثیر همزمانی قیمت و نوسانهای بازده سهام در نقدشوندگی سهام را بررسی کردند. برای سنجش نقدشوندگی سهام از معیار نقدناشوندگی آمیهود استفاده شده است. همزمانی قیمت سهام نیز با استفاده از معیار ضریب تعیین الگوی بازار و نوسانهای بازده سهام به تفکیک نوسان سیستماتیک و غیرسیستماتیک بهترتیب با جذر واریانس سیستماتیک و غیرسیستماتیک سهام محاسبه شده است. نتایج پژوهش، نشاندهندۀ تأثیر مثبت همزمانی قیمت سهام و نوسان سیستماتیک بازده سهام در نقدشوندگی سهام است، در حالی که نوسان غیرسیستماتیک بازده سهام، تأثیری منفی در نقدشوندگی سهام دارد ]5[.
روش پژوهش
برای انجام پژوهش حاضر برای گردآوری اطلاعات از روش کتابخانهای استفاده شده است. در گردآوری دادهها از نرمافزار رهاورد نوین و بانک اطلاعاتی سازمان بورس اوراق بهادار (کدال) و پایگاههای اینترنتی مربوط به بورس اوراق بهادار استفاده شده است. برای آزمون فرضیۀ پژوهش و تجزیه و تحلیل آن از نرمافزارهای SPSS و Eviews نسخۀ 7 و تحلیل رگرسیون چندمتغیرۀ خطی استفادهشده است. جامعۀ آماری پژوهش حاضر را کلیّۀ شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران برای دورۀ 1392-1387 تشکیل میدهد که شرایط زیر را دارد: قبل از سال ١٣٨7 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند، دورۀ مالی آنها به ٢٩ اسفند منتهی باشد، در سالهای مالی مدّنظر تغییر فعالیت یا تغییر سال مالی نداشته باشند، دادههای مدّنظر در دسترس باشند، برای برخورداری نتایج از اعتبار کافی، سهام شرکت در سالهای دورۀ پژوهش، معامله شده باشد و توقف معاملاتی بیشتر از 6 ماه دربارۀ سهام یادشده اتفاق نیافتاده باشد و شامل بانکها و مؤسسات مالیای نباشد که افشاهای مالی و ساختارهای اصول راهبری آنها فرق میکند. بعد از درنظرگرفتن موارد بیانشده تعداد 148 شرکت (888 داده سال – شرکت) انتخاب شد. برمبنای کار پژوهشی پاستور و استامباگ[10] (2003) ]21[ از الگوهای زیر برای تعیین رابطۀ بین کیفیت اطلاعات با ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار استفاده میشود:
ابتدا برای آزمون هر فرضیه، الگویی واحد با درنظرگرفتن هر یک از معیارهای کیفیت اطلاعات بهطور جداگانه استفاده شده و در پایان برای بررسی اینکه آیا اثر یک معیار کیفیت اطلاعات، نقش سایر عوامل را میتواند تحت تأثیر قرار دهد، برای هر متغیر وابسته، الگویی واحد نیز برآورد میشود به نحوی که به ترتیب الگوی اول تا هشتم برای آزمون فرضیه اول تا هشتم استفاده میشود.
رابطۀ 1
= + + + + + + + +
رابطۀ 2
= + + + + + + + +
رابطۀ 3
= + + + + + + + +
رابطۀ 4
= + + + + + + + +
رابطۀ 5
= + + + + + + + +
رابطۀ 6
= + + + + + + + +
رابطۀ 7
= + + + + + + + + + +
رابطۀ 8
= + + + + + + + + + +
در الگوهای مزبور متغیرهای وابسته شامل ریسک بازار شرکت i در سال t بهعنوان کواریانس بین بازده سهام شرکت با مازاد بازده بازار نسبت به بازده بدون ریسک و ریسک نقدشوندگی سهام شرکت i در سال t بهعنوان کواریانس بین بازده سهام شرکت با تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار سهام است که از الگوی بسطیافتۀ سه عاملی فاما و فرنچ[11] (1993) ]4[ بهشرح زیر محاسبه میشوند.
رابطۀ 9
= + + + + +
مازاد بازده سهام شرکت i در ماه t نسبت به بازده بدون ریسک، مازاد بازده مدّنظر از سبدهای سرمایهگذاری بازار نسبت به نرخ بازده بدون ریسک در ماه t ، (از شاخص بازده نقدی و قیمت بورس اوراق بهادار تهران بهعنوان بازده بازار استفاده شده است. نرخ سود اوراق مشارکت با تضمین دولت نیز بهعنوان نرخ بازده بدون ریسک در محاسبات استفاده شده است.)، تفاوت بازده ماهانه سبد سرمایهگذاری سهام با اندازۀ کوچک و بازده ماهانۀ سبد سرمایهگذاری سهام با اندازۀ بزرگ، در شرایطی که متغیر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام کنترل شده باشد. (درواقع مفهوم این متغیر، میزان حساسیت بازده مدّنظر یک سهم به تفاوت عملکرد شرکتهای کوچک و بزرگ است. متغیر اندازۀ شرکت با استفاده از لگاریتم ارزش دفتری داراییها اندازهگیری شده و نمونهها براساس میانگین به دو گروه شرکتهای بزرگ (بالاتر از میانگین) و شرکتهای کوچک (پایینتر از میانگین) طبقهبندی میشوند.)، تفاوت بازده ماهانۀ سبد سرمایهگذاری سهام با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و بازده سهام با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین، در شرایطی که عامل اندازه کنترل شده است. (درواقع این متغیر، میزان حساسیت بازده مدّنظر یک سهم را تبیین کرده و تفاوت عملکرد شرکتهای ارزشی (B/M بالا) و رشدی (B/M پایین) را بررسی میکند.)، است
در طبقهبندی شرکتها براساس متغیر اندازه، نقاط تفکیک سبدهای سرمایهگذاری میانه است. در طبقهبندی براساس B/M نیز نقاط تفکیک سبدهای سرمایهگذاری صدک 30 و 70 بوده است. به این صورت که شرکتهایی که براساس متغیر مدّنظر زیر صدک 30 هستند، در سبد سرمایهگذاری کوچک و بین 30 و 70 در سبد سرمایهگذاری متوسط و بالای 70 در سبد سرمایهگذاری بزرگ قرار داده میشود. برای محاسبۀ عامل اندازه و عامل ارزش دفتری به بازار براساس روشی که فاما و فرنچ (1993) ]4[ در الگوی خود بیان میکنند، جدول توافقی طبقهبندیهای مستقل براساس متغیر اندازه و نسبت B/M، بهصورت جدول (1) تشکیل میشود:
جدول (1) طبقهبندی نمونهها براساس اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار
B/M پایین (رشدی) |
B/M متوسط |
B/M بالا (ارزشی) |
ارزش دفتری به بازار اندازۀ شرکت |
رشدی کوچک |
کوچک متوسط |
ارزشی کوچک |
کوچک |
رشدی بزرگ |
بزرگ متوسط |
ارزشی بزرگ |
بزرگ |
براساس این جدول، SMB و HML بهصورت زیر محاسبه میشود:
رابطۀ 10
رابطۀ 11
حساسیت بازده سهام شرکت نسبت به مازاد بازده بازار که نشاندهندۀ فاکتور ریسک بازار، و حساسیتهای عوامل در رابطه با عامل اندازه و نسبت ارزش دفتری را به ارزش بازار، حساسیت بازده سهام نسبت به تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار که نشاندهندۀ عامل ریسک نقدشوندگی سهام، فاکتور نقدشوندگی بازار (که نشاندهندۀ تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار است و بهصورت زیر محاسبه میشود: ابتدا نقدشوندگی ماهانۀ بازار از جمع نقدشوندگی سهام تک تک شرکتها به دست میآید.) است. نقدشوندگی سهام هر کدام از شرکتها در ادامه میآید. نقدشوندگی ماهانه برای سهام i در ماه t حاصل تخمین حداقل مجذورات در رابطۀ (2) است:
رابطۀ 12
= + + Sign ( )* + =
که در آنri,d,t بازده سهام i در روز d در ماه t، مازاد بازده روزانه سهام نسبت به بازده بازار در روزd و در ماه t ، مازاد بازده روزانه سهام نسبت به بازده بازار در روزd و در ماه t و vi,d,t حجم معاملات برای سهام i در روز d و در ماه t است. نقدشوندگی ماهانه بازار با میانگین موزون نقدشوندگی ماهانۀ شرکتها در هر سال، بهشکل زیر محاسبه میشود:
رابطۀ 13
=
برای بهدستآوردن تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار، الگوی رگرسیونی زیر اجرا میشود:
رابطۀ 14
= a + b + c ( ) +
که در آن:
رابطۀ 15
= )
در الگوهای بالا از برای موزونکردن استفاده شده است و عبارت است از ارزش ریالی کل معاملات در ماه t-1 سهامی که در محاسبۀ میانگین سال t آورده میشوند و نیز به ارزش ریالی کل معاملات در اولین ماه محاسبۀ میانگین اشاره دارد. درنهایت در الگوی بالا نشاندهندۀ تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار است که با تقسیمکردن آن بر 100 آن را وزندار میکند و اینگونه، عامل نقدشوندگی محاسبه میشود:
رابطۀ16
=
کیفیت اقلام تعهدی شرکت i در سال t-1است. برای محاسبۀ اقلام تعهدی اختیاری بهعنوان معیار کیفیت اقلام تعهدی، ابتدا باید کل اقلام تعهدی جاری در سال مدّنظر محاسبه شود. پس از محاسبۀ مجموع اقلام تعهدی جاری، اقلام تعهدی غیراختیاری با استفاده از الگوی فرانسیس، لافوند و اولسون و اسکیپر[12] (2005) ]6[ محاسبه میشود و درنهایت، اقلام تعهدی اختیاری با کسرکردن اقلام تعهدی غیراختیاری از مجموع اقلام تعهدی جاری به دست میآید. برای حذف اثر اندازۀ شرکتها، در برآورد پارامترها، متغیرها بر کل داراییهای ابتدای دوره تقسیم میشود.
رابطۀ 17
= -
جمع اقلام تعهدی در سال t برای شرکت i است. کل اقلام تعهدی از تفاوت بین سود خالص قبل از اقلام غیرمترقبه و جریان نقد عملیاتی محاسبه میشود. :جریانهای نقدی حاصل از عملیات است که از صورت جریان وجه نقد استخراج میشود. برای بهدستآوردن اقلام تعهدی اختیاری، از برآوردهای در سطح شرکت بهصورت سالانۀ الگوی زیر استفاده میشود.
رابطۀ 18
= + + + + + + +
که در آن تغییرات درآمد در سال 1– t تا t برای شرکت i، تغییرات حسابها و اسناد دریافتنی در سال 1– t تا t بری شرکت i و تغییرات ارزش ناخالص اموال، ماشینآلات و تجهیزات در سال 1– t تا t برای شرکت i است. معیار اندازهگیری خطای برآورد در فرایند تعهدی براساس الگوی مذکور، نوسانپذیری (انحراف معیار) پسماندههای حاصل از رگرسیون مذکور در دورۀ زمانی پژوهش است. بهلحاظ منطقی، از آنجا که نشان دهندۀ خطای برآورد اقلام تعهدی نسبت به جریانهای نقدی است، نوسانپذیری بالاتر رابطۀ بین سود و جریانهای نقدی، کیفیت پایینتر اقلام تعهدی را نشان میدهد؛ زیرا منظورکردن اقلام تعهدی در سود، موجب کاهش کیفیت سود میشود. خطای پیشبینی سود شرکت i در سال t-1 است که بهشرح زیر محاسبه میشود: درصد خطای پیشبینی سود= (سود واقعی – اولین پیشبینی سود) / اولین پیشبینی سود. اعلام بهموقع سود شرکت i در سال t-1 است. دربارۀ شرکتهایی که پایان سال مالی آنها اسفندماه است، آخرین مهلت قانونی گزارش سود (تشکیل مجمع) 31 تیرماه سال بعد است. اعلام سودی بهموقعتر است که قبل از تاریخ 31/4 منتشر شود. برای این منظور از تعداد روزها تا قبل از آخرین مهلت قانونی گزارش سود رسمی برای محاسبۀ متغیر مدّنظر استفاده میشود. حجم ریالی مبادلۀ سهام شرکتi در سال t-1 است. بازده سهام شرکتi در سال 1–t، بازده سهام شرکتi در سال 2–t، اندازۀ شرکتi در سال1 –t، است که با لگاریتم طبیعی ارزش دفتری کل داراییها محاسبه میشود، ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکتi در سال 1–t است و رشد فروش شرکتi در سالt-1 است که از تفاوت درآمد فروش سالهای t و t-1 تقسیم بر درآمد فروش سال t-1 محاسبه میشود و : جملۀ خطای الگو است که نشاندهندۀ آن مقدار از تغییرات متغیر وابسته است که بامتغیرهای مستقل و کنترلی الگو توضیح داده نمیشود.
یافتهها
آمار توصیفی متغیرهای پژوهش نشان میدهد نقدشوندگی بازار کمترین میانگین و متغیر اعلام بهموقع سود بیشترین میانگین را در بین متغیرهای پژوهش به خود اختصاص دادهاند. علاوه بر این، بیشترین میزان پراکندگی مربوط به حجم مبادلات سهام و کمترین پراکندگی مربوط به کیفیت اقلام تعهدی است. ضرایب چولگی و کشیدگی متغیرها، نشان میدهد اندازۀ شرکت نسبت به سایر متغیرها از مرکز تقارن، انحراف کمتری دارد و به توزیع نرمال نزدیکتر است.در این بخش، نتایج تحلیل رگرسیونی برای هر یک از فرضیهها برای بررسی اثر معیارهای کیفیت اقلام تعهدی، درصد خطای پیشبینی سود و اعلام بهموقع سود در ریسکهای نقدشوندگی سهام و بازار بررسی میشود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول در جدول 2 ارائه شده است.
جدول (2) نتایج حاصل از برازش الگوی اول (ارتباط بین خطای پیش بینی سود با ریسک نقد شوندگی)
= + + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
096/0 |
401/0 |
688/0 |
کیفیت تعهدات |
337/0- |
259/4- |
000/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
107/0 |
914/0 |
بازده سال قبل |
037/0- |
177/1- |
240/0 |
بازده دو سال قبل |
010/0- |
210/0- |
833/0 |
اندازۀ شرکت |
005/0 |
132/0 |
894/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
026/0- |
039/3- |
002/0 |
رشد فروش |
008/0- |
805/0- |
421/0 |
براساس نتایج آزمون چاو (لیمر) سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای بررسیشده برابر 896/0 است؛ زیرا این مقدار بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری نشاندهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. ضریب تعیین الگوی برازششده نشان میدهد حدود 2/9 درصد از تغییرات ریسک نقدشوندگی سهام در نمونۀ مدّنظر با متغیرهای مستقل توضیح داده میشود. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 065/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. مقدار آمارۀ دوربین واتسون برابر 724/1 است که با توجه به قرارگرفتن آن در بازه پذیرفتنی ]5/2-5/1[ استقلال باقیماندهها را میتوان پذیرفت. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است؛ بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. با توجه به تأیید فرضیههای فوق، به نتایج حاصل از الگوی برازششده میتوان اطمینان داشت. ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی برابر با 337/0- و سطح معناداری آن برابر با 000/0 است که کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی معنادار است؛ یعنی با افزایش مقدار تعهدات اختیاری، میزان ریسک نقدشوندگی سهام کاهش مییابد؛ بنابراین اولین فرضیۀ پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته میشود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم در جدول 3 ارائه شده است.
جدول (3) نتایج حاصل از برازش الگوی دوم (ارتباط بین خطای پیش بینی سود با ریسک نقد شوندگی)
= + + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
224/0 |
116/1 |
264/0 |
خطای پیشبینی سود |
030/0 |
471/3 |
001/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
153/1- |
249/0 |
بازده سال قبل |
012/0- |
467/1- |
143/0 |
بازده دو سال قبل |
010/0- |
635/0- |
525/0 |
اندازۀ شرکت |
007/0 |
503/0 |
615/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
053/0- |
386/2- |
017/0 |
رشد فروش |
001/0- |
826/0- |
408/0 |
سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای مدّنظر برابر 637/0 است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن نشاندهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 052/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. آمارۀ دوربین-واتسن 645/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان میکند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است، بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد وم به نتایج حاصل از الگوی برازششده میتوان اطمینان داشت. ضریب متغیر مستقل خطای پیشبینی سود برابر با 030/0 و سطح معناداری آن برابر با 001/0 است که کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل خطای پیشبینی سود معنادار است؛ یعنی با افزایش مقدار خطای پیشبینی سود، میزان ریسک نقدشوندگی سهام افزایش مییابد؛ بنابراین دومین فرضیۀ پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته میشود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ سوم در جدول 4 ارائه شده است.
جدول (4) نتایج حاصل از برازش الگوی سوم (ارتباط بین اعلام به موقع سود با ریسک نقد شوندگی)
= + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
212/0 |
992/0 |
323/0 |
اعلام بهموقع سود |
004/0- |
278/3- |
001/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
699/0- |
476/0 |
بازده سال قبل |
043/0- |
935/1- |
050/0 |
بازده دو سال قبل |
007/0- |
454/0- |
650/0 |
اندازۀ شرکت |
008/0 |
547/1 |
122/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
059/0 |
588/3- |
000/0 |
رشد فروش |
003/0- |
069/1- |
285/0 |
سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای مدّنظر برابر 621/0 است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس، نشاندهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 115/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. آمارۀ دوربین-واتسن 812/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان میکند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است؛ بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل اعلام بهموقع سود برابر با 004/0- و سطح معناداری آن برابر با 001/0 است که کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل اعلام بهموقع سود معنادار است؛ یعنی اعلامنکردن بهموقع سودها سبب کاهش میزان ریسک نقدشوندگی سهام میشود؛ بنابراین سومین فرضیۀ پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته میشود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ چهارم در جدول 5 ارائه شده است.
جدول (5) نتایج حاصل از برازش الگوی چهارم (ارتباط بین کیفیت تعهدات با ریسک بازار)
= + + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
429/0- |
504/2- |
012/0 |
کیفیت تعهدات |
278/0 |
505/1 |
133/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
558/0 |
577/0 |
بازده سال قبل |
022/0 |
057/1 |
291/0 |
بازده دو سال قبل |
054/0 |
684/2 |
007/0 |
اندازۀ شرکت |
034/0 |
557/2 |
011/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
043/0 |
944/2 |
003/0 |
رشد فروش |
002/0 |
145/1 |
253/0 |
سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای مدّنظر برابر 270/0 است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس نشاندهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد دارد. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 305/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. آمارۀ دوربین-واتسن 691/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان میکند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است؛ بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی برابر با 278/0 و سطح معناداری آن برابر با 133/0 است که بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی معنادار نیست و فرضیۀ چهارم پژوهش پذیرفته نمیشود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ پنجم در جدول 6 ارائه شده است.
جدول (6) نتایج حاصل از برازش الگوی پنجم (ارتباط بین خطای پیش بینی سود با ریسک بازار)
= + + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
410/0- |
374/2- |
018/0 |
خطای پیشبینی سود |
007/0 |
180/1 |
238/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
751/0 |
453/0 |
بازده سال قبل |
023/0 |
107/1 |
268/0 |
بازده دو سال قبل |
052/0 |
600/2 |
009/0 |
اندازۀ شرکت |
032/0 |
382/2 |
017/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
047/0 |
159/3 |
002/0 |
رشد فروش |
002/0 |
183/1 |
237/0 |
سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای مدّنظر برابر 740/0 است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. مقدار آماره F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس نشاندهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 230/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. آمارۀ دوربین-واتسن 678/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان میکند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است؛ بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل خطای پیشبینی سود برابر با 007/0 و سطح معناداری آن برابر با 238/0 است که بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل خطای پیشبینی سود معنادار نیست و فرضیۀ پنجم پژوهش پذیرفته نمیشود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ ششم در جدول 7 ارائه شده است.
جدول (7) نتایج حاصل از برازش الگوی ششم (ارتباط بین اعلام به موقع سود با ریسک بازار)
= + + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
467/0- |
698/2- |
007/0 |
اعلام بهموقع سود |
001/0 |
126/1 |
261/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
658/0 |
511/0 |
بازده سال قبل |
022/0 |
038/1 |
300/0 |
بازده دو سال قبل |
052/0 |
605/2 |
009/0 |
اندازۀ شرکت |
035/0 |
650/2 |
008/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
045/0 |
021/3 |
003/0 |
رشد فروش |
002/0 |
127/1 |
260/0 |
سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای مدّنظر برابر 314/0 است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس نشاندهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 250/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. آمارۀ دوربین-واتسن 686/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان میکند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است؛ بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل اعلام بهموقع سود برابر با 001/0 و سطح معناداری آن برابر با 261/0 است که بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل اعلام بهموقع سود معنادار نیست و فرضیۀ ششم پژوهش پذیرفته نمیشود. نتایج حاصل از آزمون فرضیههای اول و دوم و سوم بهطور همزمان در جدول 8 ارائه شده است.
جدول (8) نتایج حاصل از برازش الگوی هفتم
= + + + + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
265/0 |
444/0 |
656/0 |
کیفیت تعهدات |
404/0- |
958/3- |
000/0 |
خطای پیشبینی سود |
037/0 |
086/2 |
037/0 |
اعلام بهموقع سود |
001/0- |
432/2- |
015/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
652/0- |
509/0 |
بازده سال قبل |
035/0- |
530/1- |
126/0 |
بازده دو سال قبل |
010/0- |
445/0- |
656/0 |
اندازۀ شرکت |
008/0 |
528/0 |
597/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
059/0- |
588/3- |
000/0 |
رشد فروش |
002/0- |
356/1- |
175/0 |
سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای مدّنظر برابر 549/0 است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. با توجه به جدول تحلیل واریانس و با توجه به مقدار احتمال آزمون F مشخص میشود که الگو از لحاظ آماری معنادار است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 067/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. آمارۀ دوربین-واتسن 714/1 است که نبود همبستگی باقیمانده را بیان میکند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است؛ بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. با توجه به معناداری الگو و معناداری متغیرهای کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیشبینی سود و شاخص اعلام سود بهموقع در سطح 5 درصد، با اطمینان 95 درصد، این فرضیه را میتوان پذیرفت که بین معیارهای کیفیت اطلاعات و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطهای معنادار وجود دارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیههای چهارم و پنجم و ششم بهطور همزمان در جدول 9 ارائه شده است.
جدول (9) نتایج حاصل از برازش الگوی هشتم
= + + + + + + + + + + |
|||
متغیر |
ضریب beta |
آمارۀ t |
مقدار احتمال |
عرض از مبدأ |
423/0- |
421/2- |
016/0 |
کیفیت تعهدات |
282/0 |
511/1 |
131/0 |
خطای پیشبینی سود |
009/0 |
408/1 |
159/0 |
اعلام بهموقع سود |
001/0 |
061/1 |
289/0 |
حجم مبادلات سهام |
000/0 |
714/0 |
475/0 |
بازده سال قبل |
023/0 |
103/1 |
271/0 |
بازده دو سال قبل |
053/0 |
633/2 |
009/0 |
اندازۀ شرکت |
031/0 |
342/2 |
019/0 |
ارزش دفتری به ارزش بازار |
046/0 |
085/3 |
002/0 |
رشد فروش |
002/0 |
075/1 |
283/0 |
سطح معنیداری آمارة اف.لیمر برای دادههای مدّنظر برابر 689/0 است؛ بنابراین از روش دادههای ترکیبی استفاده شد. با توجه به جدول تحلیل واریانس و با توجه به مقدار احتمال آزمون F مشخص میشود که الگو از لحاظ آماری معنادار است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 252/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگتر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمالبودن باقیماندهها پذیرفته میشود. آمارۀ دوربین-واتسن 683/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان میکند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچکتر از 5 است؛ بنابراین مشکل همخطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد و براساس مقادیر احتمال الگو و مقایسۀ آن با سطح معنیداری 5 درصد و همچنین با توجه به ضرایب رگرسیون مرتبط با کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیشبینی سود و اعلام بهموقع سود در معادلۀ رگرسیون میتوان پذیرفت که فرض صفر در سطح 5 درصد رد نمیشود و با اطمینان 95 درصد، این فرضیه را نمیتوان رد کرد که بین معیارهای کیفیت اطلاعات و ریسک بازار شرکت رابطهای معنادار وجود ندارد.
نتایج و پیشنهادها
رابطۀ بین کیفیت اطلاعات و ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. نتایج پژوهش نشان داد بین کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیشبینی سود و بین اعلام بهموقع سود بهعنوان معیارهای کیفیت اطلاعات و ریسک نقدشوندگی سهام از نظر آماری، رابطهای معنادار وجود دارد؛ بنابراین براساس الگوهای برازششده میتوان گفت مقادیر بالای کیفیت اقلام تعهدی و مقادیر بالای اعلام بهموقع سود سبب کاهش ریسک نقدشوندگی سهام و مقادیر بالای درصد خطای پیشبینی سود سبب افزایش ریسک نقدشوندگی سهام میشوند. این نتیجه میتواند نشاندهندۀ توجه سرمایهگذاران به معیارهای کیفیت اطلاعات باشد. در واقع، نتایج نشان میدهد در بورس اوراق بهادار تهران اطلاعات باکیفیت واحدهای تجاری موجب کاهش عدم اطمینان سرمایهگذاران به سهام آنها میشود و سرمایهگذاران دربارۀ جریانهای نقدی مدّنظر شرکت اطمینان بیشتری یافته و تمایل برای معامله سهام افزایش مییابد که با توجه به تمایل افزایشیافته برای معامله و حضور سرمایهگذاران بیشتر، بازدههای سهم حساسیت کمتری به تغییرات در نقدشوندگی بازار داشته است؛ یعنی کیفیت اطلاعات بالاتر ریسک نقدشوندگی را کاهش داده است. از طرفی یافتهها نشان میدهد بین کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیشبینی سود و اعلام سود بهموقع و ریسک بازار از نظر آماری، رابطهای معنادار موجود نیست. این نتیجه میتواند ناشی از نبود کارایی لازم بورس اوراق بهادار تهران باشد. نتایج بهصورت کلی نشان میدهد در بورس اوراق بهادار تهران، هرچه کیفیت اطلاعات مالی ارائهشدۀ شرکتها بیشتر بوده و این اطلاعات، شفافیت بیشتری داشته باشند، ریسک نقدشوندگی سهام کاهش خواهد یافت. نتایج حاصل از فرضیۀ اول و دوم و سوم پژوهش با نتایج پژوهش انجی[13] (2011)، کو و لین (2014)، بروسیا (2015)، ستایش، کاظمنژاد و ذوالفقاری (1390) و نخعی و مهرانی (1393) مطابقت دارد. انجی (2011) نشان میدهد رابطۀ معناداری بین کیفیت اطلاعات و ریسک نقدشوندگی وجود دارد. نتایج کو و لین[14] (2014) نشان میدهد نقدشوندگی بازار برای شرکتهای با کیفیت افشای بالاتر بهتر بوده است. ضمناً نقدشوندگی بازار با کیفیت سود، رابطۀ مثبت و معناداری دارد. بروسیا[15] (2015) نشان میدهد قیمت اوراق بهادار در کانادا بهطور بااهمیتی از ریسک نقدشوندگی متأثر است و این ارتباط به غیر از ماه ژانویه در سایر ماهها برقرار است. در سایر ماههای سال نیز رابطۀ منفی و معناداری بین عامل ریسک نقدشوندگی و فاکتور کیفیت حسابداری برقرار است. ستایش، کاظمنژاد و ذوالفقاری (1390) نشان میدهند بین اندازۀ شرکت و نقدشوندگی جاری و آیندۀ آن، رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد؛ اما رابطۀ معناداری بین کیفیت افشا و نقدشوندگی جاری و آیندۀ شرکت وجود ندارد. نتایج نخعی و مهرانی (1393) نشاندهندۀ وجود رابطۀ منفی و معنادار بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک نقدشوندگی سهام است؛ اما یافتههای آنها رابطۀ معناداری بین پایداری سود و ارتباط با ارزش سود بهعنوان معیارهای کیفیت سود و ریسک نقدشوندگی نشان نمیدهد. این در حالی است که نتایج حاصل از فرضیۀ چهارم و پنجم و ششم پژوهش، با نتایج پژوهش انجی (2011) مطابقت دارد که نشان میدهد رابطۀ معناداری بین کیفیت اطلاعات و ریسک بازار وجود دارد.
سرمایهگذاران در تصمیمهای خود همواره سرمایهگذاری در اوراق با نقدشوندگی بالاتر را ترجیح میدهند و برای پذیرش اوراق نقدناشوندۀ بالا، خواهان صرف ریسک هستند. با توجه به اینکه با افزایش ریسک نقدشوندگی بازده مدّنظر سهامداران نیز افزایش مییابد؛ شرکتها برای کاهش ریسک باید علاوه بر عوامل مؤثر در ریسک به کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیشبینی سود و بهموقعبودن اعلام سود نیز توجه نشان دهند. علاوه بر این پیشنهاد میشود مدیران با اتخاذ تصمیمهای مناسب در زمینۀ افشای اطلاعات مالی دربارۀ اقلام تعهدی، کیفیت این اقلام و بهموقعبودن اعلان سود را افزایش و خطای پیشبینی سود را کاهش داده تا اینگونه بازده مدّنظر سهامداران شرکت خود را کاهش دهند. از آنجایی که ریسک نقدشوندگی و بازار شرکتها تحت تأثیر اوضاع اقتصادی قرار میگیرد، با تفکیک اوضاع اقتصادی به دوران رکود و توسعه، موضوع پژوهش را میتوان بررسی کرد.