بررسی تأثیر پراکندگی بازده در ناهنجاری‌های اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اصفهان (خوراسگان)، اصفهان، ایران

2 استادیار گروه حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اصفهان (خوراسگان)، اصفهان، ایران

چکیده

ناهنجاری اقلام تعهدی به‌عنوان یکی از پدیده‌های مشاهده‌شده در بازار سرمایه، بسیاری از پژوهشگران را به جستجوی عوامل ایجاد آن واداشته است. هدف پژوهش حاضر، بررسی نقش پراکندگی مقطعی بازده سهام در ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری سرمایه‌گذاری است. نمونۀ آماری پژوهش، شامل 147 شرکت از بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های 1386 تا 1393 است. برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ (1993) استفاده و پراکندگی بازده به‌عنوان عامل چهارم به آن اضافه شده است. برای بررسی نقش پراکندگی بازده بر ناهنجاری اقلام تعهدی، الگوی فاما و فرنچ به تفکیک شرکت‌های دارای اقلام تعهدی بالا و پایین و بررسی نقش پراکندگی بازده بر ناهنجاری سرمایه‌گذاری، این الگو به تفکیک شرکت‌های دارای سرمایه‌گذاری زیاد و سرمایه‌گذاری کم برازش شده است. برازش الگو‌های پژوهش یکبار با استفاده از داده‌های ترکیبی و بار دیگر به روش سری‌زمانی به تفکیک سبدهای سرمایه‌گذاری تدوین‌شده انجام شده است. نتایج حاصل از پژوهش نشان می‌دهد پراکندگی بازده سهام در ایجاد ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری سرمایه‌گذاری نقشی ندارد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Effect of Return Dispersion on the Accrual and Investment Anomalies in Companies Listed in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • zeinab asghari 1
  • afsaneh soroushyar 2
  • saeid aliahmadi 2
1 Department of Accounting, Isfahan (Khorasgan) Branch, Islamic Azad University, Isfahan, Iran
2 Department of Accounting, Isfahan (Khorasgan) Branch, Islamic Azad University, Isfahan, Iran
چکیده [English]

The accrual anomaly as the phenomenon in the capital market has attracted the attention of many experts to its underlying causes. The purpose of this study is to investigate the role of the cross-sectional dispersion of stock returns in the accrual anomaly and investment anomaly in the companies listed in Tehran Stock Exchange. The research sample that was selected using the systematic elimination method includes 147 companies listed in Tehran Stock Exchange in the period of 2007-2014. The Fama and French (1993) model with return dispersion is used in order to test the research hypotheses. For analyzing the role of return dispersion in the accrual anomaly, Fama - French model was fitted by sorting the companies with high and low accruals and for analyzing the role of return dispersion in the investment anomaly, this model was fitted by sorting the companies with high and low investments. Research models were fitted using the combined data and then by using the time series method and sorting the given portfolios. The results show that the stock return dispersion does not affect accrual and investment anomalies.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Accrual anomalies
  • Investment anomalies
  • Stock return

مقدمه

 

یکی از مباحث مهمی که تصمیم‌های سرمایه‌گذاران را تحت تأثیر قرار می‌دهد، بازده سهام است؛ زیرا این عامل، اهمیت انکارناپذیری در افزایش ثروت سهامداران دارد؛ بنابراین پژوهشگران مالی همواره به دنبال تعیین متغیرهای تأثیرگذار در بازده سهام هستند. یکی از مباحثی که توجه بسیاری از پژوهشگران را به خود معطوف داشته است، ناهنجاری اقلام تعهدی است. تفسیر ناهنجاری اقلام تعهدی موجب ایجاد بحث‌های زیادی در مبانی مالی شرکتی شده است. قیمت‌گذاری اشتباه اقلام تعهدی و ریسک، دو عامل مطرح‌شده در توجیه ناهنجاری اقلام تعهدی است. پژوهش‌های انجام‌شده در این حوزه به‌طور عمده بر قیمت‌گذاری اشتباه اقلام تعهدی متمرکز شده است؛ اما پژوهش‌های کمتری دربارۀ عامل ریسک انجام گرفته است. با وجود این، هیچ یک از دیدگاه‌ها نتوانسته است عامل قطعی این ناهنجاری معرفی شود. از آنجا که ممکن است این ناهنجاری به برخی متغیرهای کلان اقتصادی و نیز وضعیت تولید و بهره‌وری در اقتصاد مرتبط باشد، در این پژوهش، نقش پراکندگی مقطعی بازده سهام به‌عنوان یکی از شاخص‌های کلان اقتصادی در تبیین ناهنجاری اقلام تعهدی بررسی می‌شود. از آنجا که اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری به میزان زیادی به یکدیگر وابسته است، ناهنجاری اقلام تعهدی ممکن است با ناهنجاری سرمایه‌گذاری بسیار مرتبط باشد؛ از این‌رو، مطالعۀ حاضر درصدد پاسخ به این پرسش است که آیا پراکندگی مقطعی بازده سهام در استراتژی‌های مبتنی بر اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری  در صرف ریسک سهام می‌تواند تأثیر بگذارد؟ به بیان دیگر، آیا پراکندگی مقطعی بازده سهام، ناهنجاری اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری را می‌تواند توجیه کند؟ نتایج این پژوهش برای سرمایه‌گذاران و تحلیل‌گران مالی برای ارزیابی و پیش‌بینی دقیق‌تر بازده شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و اتّخاذ تصمیم‌های صحیح‌تر اقتصادی می‌تواند مفید واقع شود و پژوهشگران را در تبیین این ناهنجاری در بازار سرمایه یاری رساند.

 

مبانی نظری

تعیین عوامل مؤثر در تبیین رفتار بازده سهام، یکی از عوامل کلیدی در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری است. سرمایه‌گذاران، به کسب بازده بیشتر وکاهش ریسک سرمایه‌گذاری خود علاقه‌مند هستند. در این راستا، سود حسابداری به‌عنوان یکی از مهم‌ترین ارقام صورت‌های مالی همواره مدّنظر سرمایه‌گذاران بوده است؛ اما ویژگی‌های متفاوت اجزای نقدی و تعهدی سود، تفکیک این اجزا را برای اتخاذ تصمیم‌های صحیح‌تر ضروری می‌کند. از آنجا که جریان‌های نقد عملیاتی قابلیت سودآوری آینده را بهتر از اقلام تعهدی پیش‌بینی می‌کند؛ اگر این تفکیک انجام نپذیرد، موجب می‌شود سرمایه‌گذاران، شرکت‌های با اقلام تعهدی زیاد را بسیار خوش‌بینانه و شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین را بسیار بدبینانه برآورد کنند ]12[. اسلوان (1996) دریافت تفاوت بازده بین شرکت‌های با اقلام تعهدی زیاد و کم با ریسکی که الگوی قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای (CAPM) اندازه‌گیری کرده است و یا اندازۀ شرکت توضیح‌دادنی نیست ]8[. این رفتار بازده سهام در مقابل اقلام تعهدی،  ناهنجاری اقلام تعهدی نامیده شده است. ناهنجاری‌های اقلام تعهدی یکی از ناهنجاری‌های دیرپا در قیمت‌گذاری دارایی بوده است ]10،13[. از زمانی که اسلوان (1996) برای اولین بار بازده غیر‌‌عادی پایین (بالا) را برای سهام با اقلام تعهدی بالا (پایین) مطرح کرد، پژوهش‌های بسیاری در راستای توضیح ناهنجاری اقلام تعهدی و نیز دلیل فراگیربودن آن انجام شده است؛ زیرا به اعتقاد فاما و فرنچ (2008) ناهنجاری اقلام تعهدی یکی از پایدارترین و فراگیرترین انواع ناهنجاری‌ها است که حتی در شرکت‌های با اندازه‌های مختلف نیز مشاهده می‌شود ]2[. به‌طور کلی، مهم‌ترین دلایل مطرح‌شده برای ناهنجاری اقلام تعهدی عبارتند از: 1- ثبات انتظارات سرمایه‌گذاران و  درک‌نکردن تفاوت پایداری اجزای نقدی و تعهدی سود ]14[ و 2- مشکلات ناشی از اقلام تعهدی به‌دلیل آثار قیمت‌گذاری اشتباه رشد و سرمایه‌گذاری در بازده سهام و یا قیمت‌گذاری ریسک منطقی ]17[. نادیده گرفتن عامل دوم دشوار است؛ زیرا معیار‌های سرمایه‌گذاری و اقلام تعهدی به‌طور ذاتی به یکدیگر وابسته‌اند ]13[. براساس استدلال دوم فرض می‌شود تغییر در اقلام تعهدی مرتبط با تغییر در سرمایه‌گذاری است؛ بنابراین افزایش در اقلام تعهدی به معنای افزایش در سرمایه‌گذاری است که با افزایش سرمایه‌گذاری، کاهش تدریجی بازده نهایی سرمایه‌گذاری، منطقی خواهد بود ]9[. در این راستا، اندرسن وگارسیا[1](2006) دریافتند شرکت‌هایی که سرمایه‌گذاری‌های بیشتری انجام می‌دهند در مقایسه با شرکت‌های با سرمایه‌گذاری کمتر، بازده سهام پایین‌تری دارند. همچنین ژانگ[2](2007) به‌عنوان یکی از طرفداران دیدگاه دوم چنین استدلال کرد که ناهنجاری اقلام تعهدی ممکن است انعکاسی از قیمت‌گذاری ریسک باشد. وی در مطالعه‌ای دریافت میزان ناهنجاری اقلام تعهدی با افزایش اطلاعات سرمایه‌گذاری نهفته در اقلام تعهدی افزایش می‌یابد. سودآوری اقلام تعهدی و استراتژی‌های سرمایه‌گذاری به‌صورت سیستماتیک در طول زمان تغییر می‌کند و این تغییرات تا حد زیادی با پراکندگی مقطعی بازده سهام ارتباط دارد] 2[.

براساس الگو‌های ژانگ (2005) پراکندگی بازده با بازده سهام مرتبط است. براساس این دیدگاه، پراکندگی بازده، شاخص مفیدی از وضعیت کلان اقتصادی است و شامل اطلاعات مرتبط با شرایط عمومی سرمایه‌گذاری است که شرکت‌ها با آن مواجه هستند. در دوره‌هایی که پراکندگی بازده زیاد است، نرخ‌های بهره نیز بیشتر است که این خود مانع سرمایه‌گذاری و رشد است. در صورتی که پراکندگی بازده، نشانه‌ای از وضعیت اقتصادی با ریسک‌های بالای رشد باشد و چنانچه اقلام تعهدی، منعکس‌کنندۀ اطلاعات رشد باشد؛ می‌توان انتظار داشت در دوره‌هایی با پراکندگی بازده بالاتر (پایین‌تر) بازده حاصل از استراتژی مبتنی بر اقلام تعهدی، بالاتر (پایین‌تر) است؛ به عبارت دیگر، شرکت‌های با اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری پایین‌تر (بالاتر) حساسیت بیشتری به پراکندگی مقطعی بازده سهام دارند. همچنین سبدهای سرمایه‌گذاری با اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری پایین صرف ریسک مثبت بیشتری را به‌عنوان پاداشی برای ریسک پراکندگی بازده ایجاد می‌کند ]2[. با توجه به مبانی پژوهش، این پژوهش می‌کوشد این دو فرضیه را بیازماید: اولاً، پراکندگی مقطعی بازده سهام، ناهنجاری اقلام تعهدی را می‌تواند توضیح دهد. دوماًً، پراکندگی مقطعی بازده سهام، ناهنجاری سرمایه‌گذاری را می‌تواند توضیح دهد. درادامه، به برخی از پژوهش‌های انجام‌شده در این حوزه اشاره می‌شود. چیچرنیا و همکاران[3](2015) در پژوهشی، این موضوع را بررسی کردند که آیا پراکندگی بازده، ناهنجاری‌های اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری را می‌تواند توضیح دهد. آنان ضمن انجام آزمون‌های قیمت‌گذاری دارایی‌ها دریافتند شرکت‌های با اقلام تعهدی وسرمایه‌گذاری پایین، بیشتر در معرض ریسک مربوط به پراکندگی بازده قرار می‌گیرند. همچنین پراکندگی بازده تا حد زیادی، بازده آینده و بازده مازاد اقلام تعهدی و موانع سرمایه‌گذاری سبدهای سهام را می‌تواند توضیح دهد. تاکاماتسو و فاورو[4](2013) در مطالعه‌ای، چگونگی برآورد اجزای مختلف سود و تأثیر آن را در سودآوری آیندۀ شرکت‌های تجاری برزیل بررسی کردند. نتایج نشان داد اقلام تعهدی جاری از نشان‌دادن رفتار بازده غیرعادی آینده در شرکت‌های مدّنظر ناتوان است. به‌علاوه، هیچ بازده غیرعادی و در خور توجهی در استراتژی‌های سرمایه‌گذاری مبتنی بر اقلام تعهدی، توانایی تفسیر و قیمت‌گذاری داده‌های حسابداری سرمایه‌گذاران را نمی‌تواند نشان بدهد. سوارز و استارک[5](2011)  با استفاده از الگوی تعدیل‌شدۀ میشکین[6] (1983) درصدد پاسخ به این پرسش برآمدند که آیا ناهنجاری اقلام تعهدی و یا جریان نقدی در بازده سهام شرکت‌های انگلیسی وجود دارد. آنها نشان دادند شواهد کمی دربارۀ بی‌قاعدگی اقلام تعهدی در انگلستان وجوددارد. به‌علاوه نتیجه گرفتند در بازار سهام انگلستان بی‌قاعدگی جریان وجوه نقد دیده می‌شود. هیرشلیفر و همکاران[7](2010) از الگوی بسط‌یافتۀ سه‌عاملی فاما و فرنچ (1993) برای بررسی بی‌قاعدگی اقلام تعهدی استفاده کردند. نتایج نشان داد اقلام تعهدی با بازده، رابطه دارد و با تشکیل سبدهای سرمایه‌گذاری مبتنی بر اقلام تعهدی، بازده را می‌توان پیش‌بینی کرد. همچنین نتایج نشان داد سرمایه‌گذاران، اقلام تعهدی را به‌شکل نادرستی ارزشگذاری می‌کنند و دربارۀ توضیحات ریسک تردید دارند. خان (2008) عوامل مبتنی بر ریسک را برای توجیه ناهنجاری اقلام تعهدی بررسی کرد. وی با استفاده از الگوی چهارعاملی دریافت بخش در خور ملاحظه‌ای از پراکندگی میانگین بازده شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا و پایین با ریسک توضیح داده می‌شود.

هاشمی و همکاران (1392) ناهنجاری اقلام تعهدی را با درنظرگرفتن ریسک ناتوانی مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد ناهنجاری اقلام تعهدی در بازار سرمایۀ ایران وجود دارد. همچنین ریسک ناتوانی مالی در رابطۀ اقلام تعهدی و بازده غیر‌‌عادی آیندۀ سهام تأثیرگذار است. مجتهدزاده و قدرتی (1391) اثر بی‌قاعدگی اقلام تعهدی را در قیمت‌گذاری شرکت‌ها بررسی کردند. آنان دریافتند اقلام تعهدی سود در بازده سهام و درنتیجه، قیمت شرکت‌ها اثرگذاراست. این نتایج با کنترل سایر عوامل تأثیرگذار در بازده سهام مانند صرف ریسک بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت همچنان برقرار ماند. مشایخی و همکاران (1389) اثر اقلام تعهدی در بازده سهام و بهبود عملکرد سهام را با به‌کارگیری همزمان هردو ناهنجاری در بازار سرمایۀ ایران بررسی کردند. آنها به این نتیجه رسیدند که ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری مخارج سرمایه‌ای در بازار سرمایۀ ایران وجود دارد و همچنین سرمایه‌گذاران با کنترل سه عامل ریسک فاما و فرنچ،  با به‌کارگیری همزمان هردو ناهنجاری به جای استفاده از تنها یک ناهنجاری، بازده سهام بیشتری به دست می‌آورند. هاشمی و صادقی (1388) رابطۀ اقلام تعهدی اختیاری با وجه نقد عملیاتی، بازده سهام و کارایی سرمایه‌گذاری در دارایی‌های سرمایه‌‌ای را در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد بین جریان‌های نقدی و سرمایه‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای در شرکت‌های دارای اقلام تعهدی اختیاری مثبت بزرگ، رابطه وجود دارد. همچنین رابطۀ معنی‌داری بین تأمین مالی خارجی شرکت‌های دارای اقلام تعهدی اختیاری مثبت بزرگ با بازده سهام آنها وجود دارد.

 

روش پژوهش

پژوهش حاضر از نظر هدف، از نوع پژوهش‌های کاربردی محسوب می‌شود و از نظر ماهیت، این پژوهش توصیفی-همبستگی است. نمونۀ پژوهش شامل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است که قبل از سال 1386 در بورس پذیرفته شده باشند، سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند باشد، در قلمرو زمانی پژوهش تغییر سال مالی نداشته باشند، جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشند، سهام آنها حداقل هر شش‌ماه یکبار مبادله شده باشد و در بازه زمانی پژوهش، ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام مثبت داشته باشند. با توجه به شرایط فوق درمجموع، تعداد 147 شرکت انتخاب شده است. جدول نحوۀ گزینش شرکت‌های نمونه به‌شرح زیر است:

 

 

جدول (1) نحوۀ گزینش شرکت‌های نمونه

شــــــرح

تعداد شرکت

تعداد کل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس در سال 1386

469

سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند نباشد.

(105)

در قلمرو زمانی پژوهش، تغییر سال مالی داشته باشد.

(5)

جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) باشد.

(48)

سهام آنها حداقل هر شش‌ماه یکبار مبادله شده باشد.

(149)

شرکت‌ها باید در بازه زمانی پژوهش، ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام مثبت داشته باشند.

(15)

تعداد شرکت‌های نمونه

147

 

 

در این پژوهش از الگوی  فاما و فرنچ (1993) به‌عنوان مبنا استفاده شده است؛ ولی برای آزمون فرضیه‌های پژوهش و به پیروی از چیچرنیا و همکاران (2015) الگوی فاما و فرنچ به‌صورت زیر تعدیل و به کار گرفته شده است:

 

 

(1)

 

(2)

 

گفتنی است برای آزمون فرضیۀ  اول، دو الگوی (1) و (2) به تفکیک شرکت‌های دارای اقلام تعهدی بالا و شرکت‌های دارای اقلام تعهدی پایین برازش شده است. برای آزمون فرضیۀ دوم نیز دو الگوی فوق به تفکیک شرکت‌های با سرمایه‌گذاری زیاد و شرکت‌های با سرمایه‌گذاری کم و با استفاده از داده‌های ترکیبی برازش شده است. در الگو‌های بالا، متغیر وابسته Ri,t - Rf,t است که نشان‌دهندۀ صرف ناشی از تفاوت بازده ماهانۀ سهام نسبت به نرخ بهره بدون ریسک است. این متغیر، صرف ریسک سهام نامیده شده و به‌صورت زیر محاسبه می‌شود.

(3)

      

در رابطۀ فوق Ri,t بازده سهام شرکت i در ماه t ، Pi,t+1 قیمت بازار سهام در اول ماه بعد، Pi,t قیمت بازار سهام در اول ماه، Di,t سود نقدی تقسیمی وRf,t نرخ بهرۀ ماهانه بدون ریسک است که در این پژوهش از نرخ سود سپردۀ سرمایه‌گذاری بانک‌های دولتی استفاده شده است. متغیر مستقل، پراکندگی مقطعی بازده ماهانۀ سهام است که برای محاسبۀ آن از شاخصRD و RRD استفاده شده است.

(4)

 

 

در رابطۀ فوق  پراکندگی بازده سهام در ماه t و  بازده بازار در ماه  tاست که از رابطۀ زیر محاسبه شده است:

(5)

 

 

همچنین برای محاسبۀ RRD از اجزای اخلال رگرسیون (6) استفاده شده است.

(6)

 

 

متغیرهای کنترلی نیز شامل Rm,t – Rf,t، که مازاد بازده ماهانۀ بازار را نسبت به نرخ بازده بدون ریسک در ماه t نشان می‌دهد، SMB عامل اندازۀ شرکت و HML عامل رشد شرکت می‌شود. برای محاسبۀ SMB مطابق رویۀ فاما و فرنچ (1993) ابتدا شرکت‌های نمونه در پایان هر سال برحسب اندازه مرتب و بعد از محاسبۀ میانه، شرکت‌ها به دو دستۀ کوچک (پایین‌تر از میانه) و بزرگ (بالاتر از میانه) تقسیم می‌شوند. اندازۀ شرکت با لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در پایان سال به دست می‌آید. ارزش بازار حقوق صاحبان سهام از حاصل‌ضرب تعداد سهام شرکت در پایان سال در قیمت بازار آن محاسبه می‌شود. پس از طبقه‌بندی شرکت‌ها برحسب اندازه، از تفاوت میانگین بازده شرکت‌های بزرگ‌تر از میانه و میانگین بازده شرکت‌‌های کوچک‌تر از میانه در هر ماه SMB به دست می‌آید. برای محاسبۀ HML نیز ابتدا شرکت‌های نمونه در پایان هر سال برحسب نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (B/M) مرتب و مجدداً شرکت‌ها به سه گروه شرکت‌های با نسبت ارزش دفتری به بازار زیاد، شرکت‌های با نسبت ارزش دفتری به بازار متوسط و شرکت‌های با نسبت ارزش دفتری به بازار کم طبقه‌بندی می‌شود؛ به‌گونه‌ای که 30 درصد بالا به‌عنوان سبد سرمایه‌گذاری با نسبت B/M زیاد و 30 درصد پایین به‌عنوان سبد سرمایه‌گذاری با نسبت B/M کم و 40 درصد میانی به‌عنوان سبد سرمایه‌گذاری با نسبت B/M متوسط در نظر گرفته می‌شود. نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار از حاصل تقسیم ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت در پایان سال بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت (که از حاصل‌ضرب تعداد سهام شرکت در آخرین قیمت سهام شرکت در پایان سال به دست می‌آید) محاسبه می‌شود. گفتنی است برای تفکیک شرکت‌ها به دو گروه دارای اقلام تعهدی بالا و پایین (برای آزمون فرضیۀ اول) و شرکت‌های دارای سرمایه‌گذاری بالا و پایین (برای آزمون فرضیۀ دوم) ارقام بیشتر از میانه در طبقۀ بالا و ارقام کمتر از میانه در طبقۀ پایین جای گرفته اند. اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری که برای تفکیک شرکت‌ها از آن استفاده می‌شود نیز با رابطۀ (7) و (8) محاسبه می‌شود.

(7)

 تعهدی اقلام= [(تغییر در کل دارایی‌ها – تغییرات وجه نقد) – (تغییرات در کل بدهی–تغییرات در حصۀ جاری بدهی‌های بلند مدت–تغییرات در وام‌های دریافتی بلندمدت ) – هزینۀ استهلاک ]

(8)

I/A = (تغییرات دارایی‌های ثابت مشهود + تغییرات موجودی‌ها) /  کل دارایی‌های سال قبل

 

افزون بر این، برای اطمینان از نتایج حاصل، بار دیگر الگو‌های (1) و (2) به‌صورت سبد سرمایه‌گذاری و به روش سری‌زمانی در دورۀ 96 ماهه برازش می‌شود. برای تدوین سبدهای سرمایه‌گذاری، شرکت‌های نمونه یکبار برحسب اندازه، رشد و اقلام تعهدی و بار دیگر برحسب اندازه، رشد و سرمایه‌گذاری، طبقه‌بندی‌ و با لحاظ‌کردن این سه عامل در طبقه‌بندی هر بار 12 سبد سرمایه‌گذاری حاصل می‌شود؛ بنابراین متغیر وابستۀ الگو‌های (1) و (2)  به جای اینکه بازده مازاد سهام شرکت باشد، بازده مازاد سبد سرمایه‌گذاری است. با این تغییر در متغیر وابسته، دو الگوی (9) و (10) حاصل می‌شود.

(9)

 

(10)

 

 

که Rp,t - Rf,t نشان‌دهندۀ صرف ناشی از تفاوت بازده ماهانۀ مدّنظر سبد سرمایه‌گذاری نسبت به نرخ بهرۀ بدون ریسک است. این متغیر، صرف ریسک سبد سرمایه‌گذاری نامیده می‌شود. Rp,t نیز بازده مدّنظر سبد سرمایه‌گذاری به‌صورت ماهانه است که از میانگین ساده بازده ماهانۀ سهام شرکت‌های تشکیل‌دهندۀ سبد سرمایه‌گذاری به‌شرح رابطۀ (11) محاسبه می‌شود.

(11)

 

 

یافته‌ها

نتایج مربوط به آمار توصیفی متغیرهای پژوهش نشان می‌دهد صرف ریسک سهام (Ri,t – Rf,t) که نشان‌دهندۀ تفاوت بازده ماهانه سهام و نرخ بازده بدون ریسک است، میانگین 912/0- دارد؛ یعنی بازده ماهانه سهام شرکت‌ها به‌طور متوسط، 912/0 درصد کمتر از بازده بدون ریسک بوده است. همچنین صرف ریسک بازار، میانگینی برابر با 529/0 دارد. میانگین SMB به‌عنوان عامل اندازه و HML به‌عنوان عامل رشد شرکت به‌ترتیب، 642/0- و 452/2- است. در این پژوهش برای محاسبۀ پراکندگی بازده سهام از دو شاخص RRD و RD استفاده شده است که میانگین آنها به‌ترتیب، صفر و 660/18 است.

پیش از ارائۀ نتایج مربوط به برازش الگوی پژوهش برای اطمینان از برقراری فرضیه‌های کلاسیک رگرسیون، آزمون VIF[8] برای بررسی خطای همخطی، برای بررسی همسانی واریانس آزمون نسبت راست‌نمایی[9](LR) و برای اطمینان از نبود خودهمبستگی، آزمون دوربین واتسون[10] انجام شده است. همچنین مانایی متغیرها با استفاده از آزمون لوین، لین و چو[11] بررسی شده است. نتایج آزمون ناهمسانی واریانس، نشان‌دهندۀ وجود ناهمسانی واریانس در تمامی الگو‌ها است؛ از این‌رو، برای رفع این خطا، الگو های پژوهش به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) برازش شده است. همچنین نتایج آزمون دوربین- واتسون، نشان‌دهندۀ نبود خودهمبستگی و نتایج آزمون VIF نشان‌دهندۀ نبود همخطی در همۀ الگو‌ها است. همچنین نتایج آزمون لوین، لین و چو نشان داد تمامی متغیرها در سطح مانا هستند. نتایج این آزمون‌ها برای رعایت اختصار ارائه نشده است.

فرضیۀ اول پژوهش بیان می‌کند پراکندگی بازده، ناهنجاری اقلام تعهدی را می‌تواند توضیح دهد. نتایج حاصل از برازش الگوی (1) و (2) برای آزمون این فرضیه در جدول شمارۀ (2) و (3) نشان داده شده است. با توجه به جدول (2) مشاهده می‌شود در شرکت‌هایی که اقلام تعهدی پایین است، ضریب پراکندگی بازده (RRD) 012/0- و سطح معنی‌داری آن 491/0 است و چون بیشتر از 05/0 است؛ پراکندگی بازده سهام، ناهنجاری اقلام تعهدی را نمی‌تواند توضیح دهد. همچنین در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا، ضریب متغیر پراکندگی بازده (RRD) 009/0- و بی‌معنی است؛ بنابراین پراکندگی بازده سهام، ناهنجاری اقلام تعهدی را نمی‌تواند توضیح دهد؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش رد می‌شود. در شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 058/0- ، 153/0 و 656/0 و سطح معنی‌داری آنها 212/0 ، 000/0 و 000/0 است. همچنین در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 073/0- ، 128/0 و 658/0 و سطح معنی‌داری آنها 129/0 ، 000/0 و 000/0 است؛ به عبارت دیگر، در هر دو گروه شرکت فوق، ضریب عامل رشد و صرف ریسک بازار، مثبت و معنی‌دار است؛ اما عامل اندازه، به‌لحاظ آماری، بدون معنا است. آمارۀ والد برای دو گروه با اقلام تعهدی پایین و بالا 36/569 و 69/559 و سطح معنی‌داری آن برابر با صفر است؛ بنابراین الگو درکل، معنی‌دار است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ اول با استفاده از الگوی (1)

 

 

 

اقلام تعهدی پایین

اقلام تعهدی بالا

نام متغیر

نماد متغیر

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

 

عرض از مبدأ

C

116/1-

25/6-

000/0

225/0-

23/1-

22/0

 

صرف ریسک بازار

Rm – Rf

656/0

70/21

000/0

658/0

57/21

000/0

 

عامل اندازۀ شرکت

SMB

058/0-

25/1-

212/0

073/0-

52/1-

129/0

 

عامل رشد شرکت

HML

153/0

76/4

000/0

128/0

89/3

000/0

 

پراکندگی بازده

RRD

012/0-

69/0-

491/0

009/0-

52/0-

606/0

 

آمارۀ والد

(سطح معنی‌داری)

36/569

(000/0)

69/559

(000/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

074/0

073/0

آمارۀ دوربین واتسون

959/1

058/2

 

 

همانگونه که در جدول (3) ملاحظه می‌شود در شرکت‌هایی که اقلام تعهدی پایین دارند، ضریب پراکندگی بازده (RD) 004/0- و سطح معنی‌داری 801/0 و به‌لحاظ آماری، بدون معنا است و درنتیجه، پراکندگی بازده سهام، ناهنجاری‌های اقلام تعهدی را نمی‌تواند توضیح دهد. همچنین در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا، ضریب متغیر پراکندگی بازده (RD) 002/0 و بدون معنی است؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش رد می‌شود. در شرکت‌های با اقلام تعهدی پایین، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 064/0- ، 156/0 و 657/0 و سطح معنی‌داری آنها 172/0 ، 000/0 و 000/0 است. همچنین در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 080/0- ، 132/0 و 656/0 و سطح معنی‌داری آنها 096/0 ، 000/0 و 000/0 است؛ به عبارت دیگر، در هر دو گروه شرکت فوق، ضریب عامل رشد و صرف ریسک بازار، مثبت و معنی‌دار است؛ اما عامل اندازه به‌لحاظ آماری، بی‌معنا است. با توجه به آمارۀ والد به‌دست‌آمده برای دو گروه با اقلام تعهدی پایین و بالا که به‌ترتیب، 24/569 ، 34/559 و سطح معنی‌داری آن برابر با صفر است، گفتنی است الگو درکل، معنی‌دار است.

 

 

 

 

 

جدول(3) نتایج آزمون فرضیۀ اول با استفاده از الگوی (2)

 

 

اقلام تعهدی پایین

اقلام تعهدی بالا

نام متغیر

نماد متغیر

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

عرض از مبدأ

C

03/1-

91/2-

004/0

255/0-

69/0-

487/0

صرف ریسک بازار

Rm - Rf

657/0

18/21

000/0

656/0

93/20

000/0

عامل اندازۀ شرکت

SMB

064/0-

37/1-

172/0

080/0-

67/1-

096/0

عامل رشد شرکت

HML

156/0

86/4

000/0

132/0

01/4

000/0

پراکندگی بازده

RD

004/0-

25/0-

801/0

002/0

12/0

907/0

آمارۀ والد

(سطح معنی‌داری)

24/569

(000/0)

36/559

(000/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

074/0

073/0

آمارۀ دوربین واتسون

999/1

058/2

 

 

برای آزمون فرضیۀ دوم مبنی بر اینکه پراکندگی بازده، ناهنجاری‌های سرمایه‌گذاری را می‌تواند توضیح دهد، الگوی (1) و (2) برازش شده است و نتایج حاصل از آن به‌شرح جدول (4) و (5) است. با توجه به جدول (4) در شرکت‌هایی که سرمایه‌گذاری پایین است، ضریب پراکندگی بازده (RRD) 001/0 و سطح معنی‌داری آن 931/0 است؛ از این‌رو، پراکندگی بازده سهام، ناهنجاری‌های سرمایه‌گذاری را نمی‌تواند توضیح دهد. همچنین در شرکت‌های با سرمایه‌گذاری بالا، ضریب متغیر پراکندگی بازده (RRD) 020/0- و بدون معنی‌ است؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش رد می‌شود.  در شرکت‌هایی که سرمایه‌گذاری پایین است، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 031/0-، 117/0 و 589/0 و سطح معنی‌داری آنها 483/0، 000/0 و 000/0 است. همچنین در شرکت‌های دارای سرمایه‌گذاری بالا، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 064/0- ، 134/0 و 680/0 و سطح معنی‌داری آنها 182/0 ، 000/0 و 000/0 است؛ به عبارت دیگر، در هر دو گروه شرکت بالا، ضریب عامل رشد و صرف ریسک بازار، مثبت و معنی‌دار است؛ اما عامل اندازه به‌لحاظ آماری، بی‌معنا است. آمارۀ والد برای دو گروه با سرمایه‌گذاری پایین و بالا 68/486 و 18/572 و سطح معنی‌داری آن برابر با صفر است؛ درنتیجه، الگو درکل، معنی‌دار است.


 

 

 

 

 

جدول (4) نتایج آزمون فرضیۀ دوم با استفاده از الگوی (1)

 

 

سرمایه‌گذاری پایین

سرمایه‌گذاری بالا

نام متغیر

نماد متغیر

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

عرض از مبدأ

C

875/0-

09/5-

000/0

553/0-

02/3-

003/0

صرف ریسک بازار

Rm - Rf

589/0

43/20

000/0

680/0

94/21

000/0

عامل اندازۀ شرکت

SMB

031/0-

70/0-

483/0

064/0-

33/1-

182/0

عامل رشد شرکت

HML

117/0

78/3

000/0

134/0

19/4

000/0

پراکندگی بازده

RRD

001/0

09/0

931/0

020/0-

18/1-

238/0

آمارۀ والد

(سطح معنی‌داری)

68/486

(000/0)

18/572

(000/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

074/0

074/0

آمارۀ دوربین واتسون

059/2

008/2

 

 

با توجه به جدول (5) مشاهده می‌شود در شرکت‌هایی که سرمایه‌گذاری کم است، ضریب پراکندگی بازده (RD) 006/0 و سطح معنی‌داری آن 680/0 است. همچنین در شرکت‌های با سرمایه‌گذاری زیاد، ضریب متغیر پراکندگی بازده (RD) 008/0- سطح معنی‌داری آن 602/0 است؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش رد می‌شود. در شرکت‌های با سرمایه‌گذاری پایین، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 034/0- ، 119/0 و 587/0 و سطح معنی‌داری آنها 441/0 ، 000/0 و 000/0 است. همچنین در شرکت‌های با سرمایه‌گذاری زیاد، ضریب متغیرهای عامل اندازه، عامل رشد و صرف ریسک بازار به‌ترتیب، 072/0- ، 139/0 و 681/0 و سطح معنی‌داری آنها 131/0 ، 000/0 و 000/0 است؛ به عبارت دیگر، در هر دو گروه شرکت فوق، ضریب عامل رشد و صرف ریسک بازار، مثبت و معنی‌دار است، اما عامل اندازه به‌لحاظ آماری، بدون معنا است. آمارۀ والد برای دو گروه با سرمایه‌گذاری پایین و بالا 487 و 36/570 و سطح معنی‌داری به‌دست‌آمده برای آمارۀ والد برابر با صفر استۀ بنابراین الگو درکل، معنی‌دار است.


 

 

جدول (5) نتایج آزمون فرضیۀ دوم با استفاده از الگوی (2)

 

 

سرمایه‌گذاری پایین

سرمایه‌گذاری بالا

نام متغیر

نماد متغیر

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

ضرایب

آمارۀ Z

سطح معنی‌داری

عرض از مبدأ

C

996/0-

94/2-

003/0

38/0-

09/1-

277/0

صرف ریسک بازار

Rm - Rf

587/0

81/19

000/0

681/0

47/21

000/0

عامل اندازۀ شرکت

SMB

034/0-

77/0-

441/0

072/0-

51/1-

131/0

عامل رشد شرکت

HML

119/0

85/3

000/0

139/0

36/4

000/0

پراکندگی بازده

RD

006/0

41/0

680/0

008/0-

52/0-

602/0

آمارۀ والد

(سطح معنی‌داری)

487

(000/0)

36/570

(000/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

064/0

074/0

آمارۀ دوربین واتسون

059/2

007/2

 

نتایج برازش الگوی پژوهش برحسب سبد سرمایه‌گذاری

 

برای اطمینان از نتایج حاصل‌شده در بخش قبل، الگو‌های (9) و (10) به‌صورت سبد سرمایه‌گذاری بررسی شد؛ به‌گونه‌ای که با طبقه‌بندی شرکت‌ها برحسب اندازه، رشد و اقلام تعهدی 12 سبد ایجاد و هر سبد به‌صورت سری‌زمانی تفکیک شد. نتایج حاصل‌شده در جدول (6) و (7) مشاهده می‌شود. همانگونه که ملاحظه می‌شود، ضریب پراکندگی بازده (RD و RRD) در اغلب سبدهای تشکیل‌شده براساس اقلام تعهدی و نیز سبدهای تشکیل‌شده براساس سرمایه‌گذاری معنی‌دار نیست. از بین سبدهای سرمایه‌گذاری تشکیل‌شده براساس اقلام تعهدی تنها در سبد 1 و در سبدهای سرمایه‌گذاری تشکیل‌شده براساس سرمایه‌گذاری، تنها سبد 3 ضریب پراکندگی بازده معنی‌دار است. این نتیجه با نتایج بخش قبل، همراستا است.

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (6) نتایج برازش الگوی (9) و (10) برای سبدهای سرمایه‌گذاری تفکیک‌شده برحسب اندازه، رشد و اقلام تعهدی

 

 

   

 

شرایط  سبد سرمایه‌گذاری

Rm-Rf

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

SMB

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

HML

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

RD

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

آمارۀ F

(سطح معنی‌داری)

R2

تعدیل‌شده

Rm-Rf

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

SMB

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

HML

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

RRD

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

آمارۀ F

(سطح معنی‌داری)

R2

تعدیل‌شده

1

اندازۀ کوچک، رشد کم، اقلام تعهدی پایین

*607/0

968//0

 (003/0)

232/0

743/0

(459/0)

022/0

107/0

(914/0)

*405/0-

573/3-

 (000/0)

615/4

(001/0)

132/0

*472/0

386/2

(019/0)

258/0

825/0

(411/0)

014/0

067/0

(946/0)

*419/0-

659/3-

(000/0)

779/4

(001/0)

137/0

2

اندازۀ کوچک، رشد کم، اقلام تعهدی بالا

172/0

907/0

(366/0)

062/0

213/0

(831/0)

094/0

479/0

(632/0)

017/0-

168/0-

(866/0)

284/0

(887/0)

031/0-

166/0

899/0

(370/0)

060/0

207/0

(835/0)

095/0

485/0

(628/0)

014/0-

131/0-

(895/0)

281/0

(889/0)

031/

3

اندازۀ کوچک، رشد متوسط، اقلام تعهدی پایین

*720/0

537/6

 (000/0)

151/0

902/0

(369/0)

*276/0

414/2

 (017/0)

096/0-

577/1-

(118/0)

056/13

(000/0)

336/0

*688/0

440/6

(000/0)

159/0

943/0

(347/0)

*273/0

390/2

(018/0)

101/0-

643/1-

(103/0)

138/13

000/0

338/0

4

اندازۀ کوچک، رشد متوسط، اقلام تعهدی بالا

*770/0

848/5

(000/0)

347/0

728/1

(087/0)

092/0-

679/0-

(498/0)

046/0-

632/0-

(528/0)

831/8

(000/0)

247/0

*756/0

924/5

(000/0)

359/0

784/1

(077/0)

099/0-

272/0-

(469/0)

063/0-

852/0-

(396/0)

944/8

(000/0)

25/0

5

اندازۀ کوچک، رشد زیاد، اقلام تعهدی پایین

*635/0

207/6

(000/0)

*380/0

433/2

(016/0)

*267/0

517/2

(013/0)

055/0

984/0

(327/0)

5/13

000/0

 

344/0

*655/0

577/6

(000/0)

*384/0

444/2

(016/0)

*264/0

478/2

(015/0)

045/0

786/0

(433/0)

361/13

(000/0)

342/0

6

اندازۀ کوچک، رشد زیاد، اقلام تعهدی بالا

*889/0

473/8

(000/0)

*346/0

161/2

(033/0)

*499/0

581/4

(000/0)

038/0-

653/0-

(514/0)

178/25

(000/0)

504/0

*878/0

634/8

(000/0)

*358/0

229/2

(028/0)

*493/0

528/4

(000/0)

054/0-

921/0-

(359/0)

399/25

(000/0)

506/0

7

اندازۀ بزرگ، رشد کم، اقلام تعهدی پایین

*675/0

692/5

(000/0)

*501/0-

767/2-

(006/0)

096/0-

787/0-

(433/0)

040/0

619/0

(537/0)

244/17

(000/0)

406/0

*690/0

984/5

(000/0)

*494/0-

713/2-

(008/0)

102/0-

826/0-

(41/0)

025/0

385/0

(7/0)

141/17

(000/0)

404/0

8

اندازۀ بزرگ، رشد کم، اقلام تعهدی بالا

*626/0

692/5

(000/0)

*48/0-

856/2-

(005/0)

*271/0-

379/2-

(019/0)

020/0-

341/0-

(733/0)

745/19

(000/0)

441/0

*620/0

809/5

(000/0)

*473/0-

804/2-

(006/0)

*275/0-

412/2-

(017/0)

031/0-

504/0-

615/0

81/19

(000/0)

441/0

9

اندازۀ بزرگ، رشد متوسط، اقلام تعهدی پایین

*963/0

876/8

(000/0)

*425/0-

566/2-

(011/0)

224/0

989/1

(049/0)

069/0-

16/1-

(248/0)

897/29

(000/0)

548/0

*940/0

921/8

(000/0)

*42/0-

528/2-

(013/0)

*222/0

973/1

(051/0)

072/0-

192/1-

(236/0)

940/29

(000/0)

549/0

10

اندازۀ بزرگ، رشد متوسط، اقلام تعهدی بالا

*804/0

510/7

(000/0)

236/0-

446/1-

(151/0)

016/0

147/0

(883/0)

078/0-

323/1-

(188/0)

609/19

(000/0)

439/0

*779/0

515/7

(000/0)

225/0-

375/1-

(172/0)

01/0

098/0

(922/0)

091/0-

531/1-

(129/0)

880/19

(000/0)

442/0

11

اندازۀ بزرگ، رشد زیاد، اقلام تعهدی پایین

*790/0

865/5

(000/0)

*595/0-

892/2-

(004/0)

*663/0

743/4

(000/0)

007/0-

106/0-

(915/0)

284/19

(000/0)

434/0

*788/0

02/6

(000/0)

*593/0-

869/2-

(005/0)

*662/0

727/4

(000/0)

011/0-

148/0-

(882/0)

289/19

(000/0)

435/0

12

اندازۀ بزرگ، رشد زیاد، اقلام تعهدی بالا

*501/0

195/3

(001/0)

410/0-710/1-

(090/0)

*443/0

722/2

(007/0)

050/0-

578/0-

(564/0)

092/6

(000/0)

176/0

*485/0

186/3

(002/0)

403/0-

676/1-

(097/0)

*44/0

7/2

(008/0)

057/0-

656/0-

(513/0)

123/6

(000/0)

177/0

* معنی‌داری در سطح 5%

 

 

 

 

 

 

جدول (7) نتایج برازش الگوی (9) و (10) برای سبدهای سرمایه‌گذاری تفکیک‌شده برحسب اندازه، رشد و سرمایه‌گذاری

 

 

   

ردیف

شرایط  سبد

سرمایه‌گذاری

Rm-Rf

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

SMB

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

HML

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

RD

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

آمارۀ F

(سطح معنی‌داری)

R2

تعدیل‌شده

Rm-Rf

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

SMB

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

HML

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

RRD

آمارۀ t

(سطح معنی‌داری)

آمارۀ F

(سطح معنی‌داری)

R2

تعدیل‌شده

1

اندازۀ کوچک، رشد کم، سرمایه‌گذاری پایین

*672/0

509/4

(000/0)

177/0

779/0

(437/0)

165/0

067/1

(288/0)

109/0-

317/1-

(19/0)

732/5

(000/0)

166/0

*634/0

373/4

(000/0)

176/0

768/0

(444/0)

168/0

082/1

(281/0)

098/-173/1-

(243/0)

622/5

(000/0)

162/0

2

اندازۀ کوچک، رشد کم، سرمایه‌گذاری بالا

*611/0

326/3

(001/0)

*631/0

249/2

(026/0)

349/0-

832/1-

(07/0)

132/0-

295/1-

(198/0)

471/3

(01/0)

094/0

*566/0

175/3

(002/0)

*636/0

258/2

(026/0)

35/0-

833/1-

(07/0)

131/0-

27/1-

(207/0)

453/3

(011/0)

093/0

3

اندازۀ کوچک، رشد متوسط، سرمایه‌گذاری پایین

*844/0

265/7

(000/0)

*393/0

217/2

(029/0)

002/0

019/0

(984/0)

*134/0-

087/2-

(039/0)

372/13

(000/0)

342/0

*8/0

111/7

(000/0)

*406/0

284/2

(024/0)

002/0-

022/0-

(982/0)

*145/0-

229/2-

(028/0)

604/13

(000/0)

346/0

4

اندازۀ کوچک، رشد متوسط، سرمایه‌گذاری بالا

614/0

78/5

(000/0)

043/0

264/0

(791/0)

259/0

347/2

(021/0)

012/0

204/0

(838/0)

982/10

(000/0)

325/0

*619/0

997/5

(000/0)

048/0

295/0

(768/0)

*255/0

313/2

(023/0)

002/0

041/0

(967/0)

967/10

(000/0)

295/0

5

اندازۀ کوچک، رشد زیاد، سرمایه‌گذاری پایین

*668/0

265/6

(000/0)

*378/0

323/2

)022/0(

*339/0

067/3

)002/0(

023/0

059/0

)688/0(

002/14

)000/0(

353/0

*677/0

531/6

)000/0(

*82/0

335/2

)021/0(

*337/0

037/3

)003/0(

015/0

264/0

)792/0(

965/13

)000/0(

353/0

6

اندازۀ کوچک، رشد زیاد، سرمایه‌گذاری بالا

*878/0

904/7

)000/0(

*375/0

211/2

)029/0(

*439/0

811/3

)000/0(

009/0-

161/0-

)872/0(

077/21

)000/0(

458/0

*877/0

135/8

)000/0(

*387/0

278/2

)025/0(

*432/0

747/3

)000/0(

029/0-

476/0-

)634/0(

174/21

)000/0(

459/0

7

اندازۀ بزرگ، رشد کم، سرمایه‌گذاری پایین

*601/0

118/4

)000/0(

*57/0-

596/2-

)011/0(

263/0-

736/1-

)085/0(

032/0

396/0

)693/0(

213/12

)000/0(

32/0

*611/0

311/4

)000/0(

*58/0-

613/2-

)01/0(

26/0-

714/1-

)089/0(

039/0

483/0

)629/0(

243/12

)000/0(

321/0

8

اندازۀ بزرگ، رشد کم، سرمایه‌گذاری بالا

*679/0

712/6

)000/0(

*45/0-

962/2-

)003/0(

181/0-

729/1-

)087/0(

015/0-

271/0-

)786/0(

394/23

)000/0(

485/0

*676/0

897/6

)000/0(

*44/0-

862/2-

)005/0(

19/0-

811/1-

)073/0(

038/0-

676/0-

)5/0(

588/23

)000/0(

487/0

9

اندازۀ بزرگ، رشد متوسط، سرمایه‌گذاری پایین

*884/0

980/6

)000/0(

*54/0-

813/2-

)006/0(

213/0

624/1

)107/0(

095/0-

355/1-

)178/0(

820/20

)000/0(

454/0

*852/0

927/6

)000/0(

*53/0-

777/2-

)006/0(

212/0

613/1

)11/0(

096/0-

351/1-

)18/0(

814/20

)000/0(

454/0

10

اندازۀ بزرگ، رشد متوسط، سرمایه‌گذاری بالا

*918/0

944/8

)000/0(

224/0-

429/1-

)156/0(

059/0

559/0

)577/0(

077/0-

363/1-

)176/0(

767/26

)000/0(

52/0

*894/0

997/8

)000/0(

211/0-

35/1-

)18/0(

053/0

504/0

)615/0(

092/0-

607/1-

)111/0(

154/27

)000/0(

524/0

11

اندازۀ بزرگ، رشد زیاد، سرمایه‌گذاری پایین

*691/0

985/4

)000/0(

*92/0-

366/4-

)000/0(

*711/0

946/4

)000/0(

092/0

204/1

)231/0(

503/20

)000/0(

45/0

*722/0

361/5

)000/0(

*92/0-

356/4-

)000/0(

*711/0

933/4

)000/0(

089/0

148/1

)253/0(

442/20

)000/0(

45/0

12

اندازّۀ بزرگ، رشد زیاد، سرمایه‌گذاری بالا

*694/0

856/4

)000/0(

317/0-

452/1-

)149/0(

*505/0

402/3

)001/0(

125/0-

577/1-

)118/0(

292/11

)000/0(

302/0

*653/0

698/4

)000/0(

311/0-

418/1-

)159/0(

*503/0

387/3

)001/0(

126/0-

57/1-

)119/0(

285/11

)000/0(

302/0

* معنی‌داری در سطح 5%

 

نتایج و پیشنهادها

 

هدف پژوهش حاضر، تعیین تأثیر پراکندگی بازده در ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری سرمایه‌گذاری شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران به کمک الگوی فاما و فرنچ (1993) است. بدین‌منظور، دو فرضیه تدوین و آزموده شد. نتایج آزمون فرضیۀ اول نشان داد در شرکت‌هایی با اقلام تعهدی پایین و بالا، پراکندگی بازده، ناهنجاری اقلام تعهدی را نمی‌تواند توضیح دهد. همچنین نتایج برازش الگو‌های پژوهش براساس سبدهای سرمایه‌گذاری تعبیه‌شده نیز مؤید نتیجۀ فوق است. این نتایج برخلاف نتیجۀ پژوهش خان (2008) و چیچرنیا و همکاران (2015)است؛ زیرا به موجب نتایج پژوهش خان (2008) در شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا و پایین، ریسک به میزان زیادی، پراکندگی میانگین بازده سهام شرکت را تبیین می‌کند. نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش نیز تأثیرنداشتن پراکندگی بازده سهام را در ناهنجاری سرمایه‌گذاری نشان می‌دهد. نتایج برازش الگو‌های پژوهش برحسب سبد سرمایه‌گذاری نیز این نتایج را تأیید می‌کند. این نتیجه برخلاف نتایج چیچرنیا و همکاران (2015)است؛ زیرا براساس نتایج چیچرنیا و همکاران (2015) شرکت‌های با اقلام تعهدی وسرمایه‌گذاری پایین، ریسک مربوط به پراکندگی بازده بیشتری دارند. در این پژوهش، پراکندگی بازده سهام به‌عنوان شاخصی از ریسک استفاده شد؛ زیرا انتظار می‌رود پراکندگی مقطعی بازده سهام به‌عنوان یک متغیر کلان اقتصادی با نرخ‌های بهرۀ زیاد همراه باشد؛ از این‌رو، این متغیر می‌تواند حاوی اطلاعات مرتبط با رشد باشد و بدین‌ترتیب در ناهنجاری سرمایه‌گذاری و متعاقباً بر ناهنجاری اقلام تعهدی تأثیر بگذارد؛ اما نتایج این پژوهش، ارتباط‌نداشتن پراکندگی بازده را با ناهنجاری اقلام تعهدی و سرمایه‌گذاری نشان داد. این نتیجه را اینگونه می‌توان تفسیر کرد که در کشور ما همگام با کاهش تولید و بهره‌وری در اقتصاد برای برون‌رفت از این شرایط، نرخ‌های بهره به‌صورت دستوری کاهش داده می‌شود؛ از این‌رو، انتظارات مطرح‌شده دربارۀ سرمایه‌گذاری و اقلام تعهدی و اثرگذاری آن در بازده سهام محقق نمی‌شود.

با توجه به نتایج، به سرمایه‌گذاران و تحلیل‌گران مالی توصیه می‌شود به سایر عوامل اثرگذار در بازده سهام توجه کنند. همچنین به پژوهشگران پیشنهاد می‌شود درصدد یافتن دیگر عوامل در توجیه ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری سرمایه‌گذاری باشند. با توجه به نتایج پژوهش به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌شود برای تبیین رفتار بازده شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران و تبیین نابهنجاری اقلام تعهدی از الگوی پنج‌عاملی فاما و فرنچ استفاده کنند. همچنین پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آینده، ترتیبی اتخاذ شود که در محاسبۀ بازده شرکت‌ها، تأثیر عواملی همچون مبادلات غیرعقلایی و احساسی سهام در ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری سرمایه‌گذاری بررسی شود.

گفتنی است از آنجا که داده­های استخراج‌شده از صورت­های مالی شرکت­ها، از بابت تورم تعدیل نشده است و نیز شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی از نمونۀ آماری حذف شده‌اند، باید در تعمیم نتایج حاصل از پژوهش احتیاط لازم به عمل آید.



[1] Anderson and Garcia

[2] Zhang

[3] Chichernea et al

[4] Takamatsu & Fávero

[5] Soares & Stark

[6] MyshkinTest

[7] Hirshleifer et al

[8] Variance Inflation Factor

[9] Likelihood-Ratio Test

[10] Durbin - Watson

[11] Levin, Lin and Chui

 [1] Anderson, C.W., & Garcia-Feijo, L. (2006). Empirical evidence on capital investment, growth options, and security prices. Journal of Accounting and Economics. 39(3): 437–485.
[2] Chichernea, D., Holder, A., & Petkevich, A. (2015). Does return dispersion explain the accrual and investment  anomalies. Journal of Accounting and Economics. 60(1): 1-16.
[3] Fama, E.F., & French, K. R. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of Financial Economics. 33: 3-56.
[4] Fama,E.F., & French, K. R. (2008). Dissecting anomalies. Journal of Finance. 63: 1653–1678.
[5] Hirshleifer, D., Hou, K., & Teoh, S. (2010). Accrual anomaly: risk or mispricing. The Journal of Finance. 65 (5): 1-51.
[6] Hashemi, A., & Sadeghi, M. (2010). The relationship between discretionary accruals with operating cash, stock return and the efficiency of capital investmentwhitin the companies listed in Tehran stock exchange. Quarterly Financial Accounting. 2: 1-17 [in Persian].
[7] Hashemi, A., &Hamidian, N. & KH. Ebrahimi. (2013). Investigating accrual anomaly in term of distress risk in listed companies in Tehran Stock Exchange. Quarterly Financial Accounting. 19: 1-20[in Persian].
[8] Khan, M. (2008). Are accruals mispriced? evidence from tests of an intertemporal capital asset pricing model. Journal of Accounting and Economics. 45: 55-77.
[9] Khani, A., & Sadeghi, M. (2013). The Study of Accrual Reversal on Persistence, Anomaly, Earnings of listed Companies on Tehran Stock Exchange. Journal of Empirical Research in Accounting, 2(4): 66-147 [in Persian].
[10] Kothari, S. (2001). Capital markets research in accounting. Journal of Accounting and Economics. 31: 105-231.
[11] Mashayekhi, B. Fadaei Nejad, M. A. and Kalateh Rahmani, R. (2010). Capital Investments, Accruals, and Stock Returns . Financial Accounting Researches, 2, 77-92. [in Persian]
[12] Mojtahedzadeh. V., &Ghodrati. M. (2012). The effect of accrual anomaly on pricing the firms. Financial Engineering and Securities Management (portfolio Management). 3 (10):119-137[in Persian].
[13] Richardson, S., Tuna, I., & Wysocki, P. (2010). Accounting anomalies and fundamental analysis: Are view of recent research advances. Journal of Accounting and Economics. 50: 410–454.
[14] Sloan, R. (1996). Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings. The Accounting Review. 71: 289-315.
[15] Soares, N., & Stark, A.W. (2011). Is there an accruals or a cash flow anomaly in UK stock returns. Working paper. ideas.repec.org.
[16] Takamatsu, R.T., & Fávero, L.P. (2013). Accruals, persistence of profits and stock returns in Brazilian public companies. Modern Economy. 4(2): 109-118.
[17] Wu, J., & Zhang, L. (2011). Does risk explain anomalies? evidence from expected return estimates. The National Bureau of Economic Research. 4: 21-46.
[18] Zhang, L. (2005). The value premium. Journal of Finance. 60: 67–103.
[19] Zhang, X. (2007). Accruals, investment, and the accrual anomaly. The Accounting Review. 82: 1336-1363.