آمار

تعداد نشریات299
تعداد شماره‌ها5,330
تعداد مقالات42,693
تعداد مشاهده مقاله35,939,533
تعداد دریافت فایل اصل مقاله27,204,013
محمدی, علی اکبر, پورزمانی, زهرا. (1397). مقایسه مدل‌های حسابداری و اقتصادی درتبیین بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقیمانده. نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 10(39), 139-164.
علی اکبر محمدی; زهرا پورزمانی. "مقایسه مدل‌های حسابداری و اقتصادی درتبیین بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقیمانده". نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 10, 39, 1397, 139-164.
محمدی, علی اکبر, پورزمانی, زهرا. (1397). 'مقایسه مدل‌های حسابداری و اقتصادی درتبیین بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقیمانده', نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 10(39), pp. 139-164.
محمدی, علی اکبر, پورزمانی, زهرا. مقایسه مدل‌های حسابداری و اقتصادی درتبیین بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقیمانده. نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 1397; 10(39): 139-164.

مقایسه مدل‌های حسابداری و اقتصادی درتبیین بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقیمانده

پژوهشهای حسابداری مالی وحسابرسی
مقاله 7، دوره 10، شماره 39، پاییز 1397، صفحه 139-164  XML اصل مقاله (826.71 K)
نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی
نویسندگان
علی اکبر محمدی1؛ زهرا پورزمانی 2
1کارشناس ارشد ،گروه حسابداری، دانشکده اقتصاد و حسابداری ،واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.
2دانشیارگروه حسابداری، دانشکده اقتصاد و حسابداری ،واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
چکیده
مقاله حاضر به بررسی روابط بین متغیرهای حسابداری و اقتصادی محرک ریسک با بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقی‌مانده می‌پردازد. متغیرهای حسابداری عبارت‌ از اختیار فرصت‌های رشد، اهرم عملیاتی، انحراف گردش دارایی‌ها و درصد تغییر هزینه استقراض می باشند. ضمناً از متغیرهای نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی به عنوان عوامل اقتصادی بهره گرفته شده است. روش پژوهشاز نوع همبستگی از طریق بررسی میدانی و اسناد کاوی در حوزه تئوری‌های اثباتی مالی و حسابداری می‌باشد. همچنین برای آزمون وجود رابطه بین متغیرها ومعنادار بودن مدل‌ها از تحلیل رگرسیون استفاده شده است نتایج، وجود رابطه معنی‌دار میان بازده حقوق صاحبان سهام (متغیر وابسته) با متغیرهای حسابداری و متغیر اقتصادی (متغیرهای مستقل اصلی) را تأیید وبه ترتیب 70 و 66 درصد از تغییرات بازده حقوق صاحبان سهام را توضیح می‌دهند
Abstract
This study examined the relationships between accounting and economic variables driving risk and returns on common equity using the theory of residual income were studied. Accounting variables considered in this study are: Market to Book value ratio, Operating leverage, Asset turnover risk and the percentage change of the cost borrowing, also variable risk-free interest rate and risk-free interest rate multiplied by the operating leverage has been used as economic factors. . Method present research investigated the correlation type through field theories in the field of financial and accounting of proof. Also to testing the relationship between the variables being significant regression models is used. Results there was significant correlation between Return on common equity (the dependent variable) accounting variables and economic variables (main independent variable) and respectively 70 and 66 percent approve changes explain Return on common equity.
 
Keywords: Accounting and Economic Variables, Residue Model, Return on Common Equity, Risk 
 
کلیدواژه‌ها
متغیرهای حسابداری و اقتصادی؛ مدل سود باقی‌مانده؛ بازده حقوق صاحبان سهام؛ ریسک
اصل مقاله

 

 

مقایسه مدل‌های حسابداری و اقتصادی درتبیین بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقیمانده

 

 

علی‌اکبر محمدی

تاریخ دریافت: 16/04/1397            تاریخ پذیرش: 19/06/1397

[1]

زهرا پورزمانی[2]

 

 

چکیده

مقاله حاضر به بررسی روابط بین متغیرهای حسابداری و اقتصادی محرک ریسک با بازده حقوق صاحبان سهام با استفاده از تئوری سود باقی‌مانده می‌پردازد. متغیرهای حسابداری عبارت‌ از اختیار فرصت‌های رشد، اهرم عملیاتی، انحراف گردش دارایی‌ها و درصد تغییر هزینه استقراض می باشند. ضمناً از متغیرهای نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی به عنوان عوامل اقتصادی بهره گرفته شده است. روش پژوهش از نوع همبستگی از طریق بررسی میدانی و اسناد کاوی در حوزه تئوری‌های اثباتی مالی و حسابداری می‌باشد. همچنین برای آزمون وجود رابطه بین متغیرها ومعنادار بودن مدل‌ها از تحلیل رگرسیون استفاده شده است نتایج، وجود رابطه معنی‌دار میان بازده حقوق صاحبان سهام (متغیر وابسته) با متغیرهای حسابداری و متغیر اقتصادی (متغیرهای مستقل اصلی) را تأیید و به ترتیب 70 و 66 درصد از تغییرات بازده حقوق صاحبان سهام را توضیح می‌دهند.

 

واژه‌های کلیدی: متغیرهای حسابداری و اقتصادی، مدل سود باقی‌مانده، بازده حقوق صاحبان سهام، ریسک.

1- مقدمه

شناخت بازار بورس اوراق بهادار تهران از جنبه‌ها و زوایای مختلف می‌تواند ضمن پیش بینی بهتر آینده این بازار و تغییرات آن، ریسک سرمایه‌گذاری را کاهش دهد و یا بازده بیشتری را برای سرمایه‌گذاران در اوراق بهادار ایجاد کند. بازده سهام یکی از فاکتورهای مهم در انتخاب بهترین سرمایه‌گذاری است. در هر نوع سرمایه‌گذاری، سرمایه‌گذار به دنبال کسب بازده از سرمایه‌گذاری است و سعی دارد که از مقدار آتی بازده سهام شرکت‌ها، اطلاعاتی کسب کند. بازده حقوق صاحبان سهام یکی از نسبت‌های سودآوری است و نسبت‌های سودآوری، میزان موفقیت شرکت را در تحصیل بازده خالص فروش یا سرمایه‌گذاری نشان می‌دهد. هدف مدیریت مالی هر شرکت، ایجاد حداکثر بازده برای سهامداران است. بنابراین، بازده حقوق صاحبان سهام مهم‌ترین معیار سنجش موفقیت شرکت در دستیابی به هدف مذکور است (تقوی،1385).

بر اساس مدل ویلیام شارپ، عوامل مؤثر بر بازده سهام را می‌توان به دو دسته کلی طبقه بندی کرد: عوامل مؤثر داخلی در ارتباط با عملیات شرکت و تصمیم‌های گرفته شده در شرکت و عوامل بیرونی (کلان) که خارج از اختیارات مدیریت شرکت بوده و به گونه‌ای فعالیت شرکت را تحت تأثیر قرارمی‌دهند. این عوامل را می‌توان در قالب عوامل سیاسی و عوامل اقتصادی مورد مطالعه قرار داد (هوگن[i]، 1997).

امروزه این ادعا که متغیرهای اقتصادی مانند تورم، نقدینگی، نرخ ارز و ... محرک و مؤثر بر تغییرات قیمت‌های سهام هستند، به عنوان یک تئوری، مورد پذیرش واقع شده است. به هرحال، در دههٔ گذشته کوشش‌هایی برای بررسی تأثیر نیروهای اقتصادی به شکل نظری و سنجش اثرات آن به صورت تجربی، انجا مشده است. رابطهٔ پویای بین متغیرهای اقتصاد کلان و بازده‌های سهام به شکل گسترده مورد بررسی قرارگرفته است. مبنای تحقیقات مزبور بر این تئوری استوار است که قیمت‌های سهام منعکس کنندهٔ ارزش فعلی جریان‌های نقدی آیندهٔ آن سهم است (مدل ارزش فعلی). به همین دلیل، هم به جریان‌های نقدی آینده و هم به نرخ بازده مورد انتظار (نرخ تنزیل) نیاز است. از این رو، متغیرهای اقتصادی هم بر جریانات نقدی آینده و هم بر نرخ بازده‌های مورد انتظار اثرگذار هستند (التن و گرابر[ii]، 1991). در این راستا هدف تحقیق حاضر، معرفی مدلی جهت شناسایی متغیرهای محرک ریسک واثر آن بر بازده حقوق صاحبان سهام شرکت با استفاده از تئوری سود باقیمانده می‌باشد.

 

 

 

2-  چارچوب نظری

سودمندی اطلاعات حسابداری در پیش‌بینی بازده و ریسک اوراق بهادار همواره از موضوعات بحث برانگیز حسابداری بوده است و محققان بسیاری در این زمینه کوشیده‌اند. بیشتر تحقیقات حسابداری از قیمت‌ها و یا بازده سهام محاسبه ریسک استفاده کرده‌اند و کمتر برای اندازه‌گیری ریسک از اطلاعات حسابداری بهره برده‌اند (بیدگلی و شاهسونی، 1391)؛ در حالیکه اعتقاد بر آن است که اطلاعات تهیه شده از سیستم حسابداری یکی از مهم‌ترین منابع اطلاعاتی استفاده‌کنندگان است و قاعدتاً باید در تبیین ریسک هم سودمند باشد. چنانچه اطلاعات حسابداریبتواند بازده یا ریسک اوراق بهادار را تبیین کند، می‌تواند مبنایی فراهم سازد که ارقام حسابداری به همراه مدل ارزشیابی سود باقی‌مانده، در محاسبه ریسک شرکت استفاده شود و در صورت فقدان داده‌های مورد نیاز جهت محاسبه مقادیر ریسک بر مبنای بازار، از ریسک محاسبه شده بر مبنای سودباقی‌مانده و بازده حقوق صاحبان سهام، به عنوان نماینده مناسبی از ریسک استفاده شود. در چنین صورتی می‌توان ادعا داشت که اطلاعات حسابداری برای تصمیم گیری می‌تواند سودمند باشد (بگلی [iii]، 2002). از آنجا که تنها جریان نقدی حاصل از خرید سهام، سود تقسیمی است، رایج‌ترین مدل ارزش‌گذاری حقوق صاحبان سهام، مدل تنزیل سود تقسیمی به شمار می‌رود که ارزش یک سهم را برابر با ارزش فعلی سودهای تقسیمی مورد انتظار در نظر می‌گیرد و در صورتی که تغییرات در مبالغ دفتری تنها از طریق سود خالص سودهای تقسم شده صورت می‌پذیرد (تئوری مازاد)، مدل سود باقی‌مانده می‌تواند جایگزینی برای مدل تنزیل سودهای تقسیم شده، در نظر گرفته شود (نکراسو و شروف[iv]،2009).

از عوامل مهمی که موجب تغییر در بازده سهام می‌شود و با تنوع بخشی پرتفوی کاهش نمی‌یابد، ریسک سیستماتیک است. ریسک سیستماتیک در پیش‌بینی بازده سهام و حداکثر کردن سهام و منافع سهامداران، دارای نقش مهمی است. ریسک سیستماتیک افزون بر کمک به سرمایه‌گذاران برای انتخاب پرتفوی مناسب، درحوزه‌های مختلف علوم مالی نظیر تعیین ارزش منصفانه حقوق صاحبان سهام، اندازه‌گیری واکنش بازار به تصمیم‌های خاص یک شرکت و پژوهش‌های مربوط به رابطه قیمت-سود و سود-مسؤلیت از اهمیتی ویژه برخوردار است.

از آنجا که سرمایه‌گذاری در سهام، ریسک بیشتری نسبت به سایر سرمایه‌گذاری‌ها در اوراق بهادار دارد، و سهام‌داران اولویتی بر دارایی‌های شرکت در زمان ورشکستگی تاتسویهن هایی ندارند، از این رو انتظار بازده در این سرمایه‌گذاری نسبت به سایر سرمایه‌گذاری‌ها بیشتر است. همانگونه که ریسک سرمایه‌گذاری افزایش می‌یابد، سرمایه‌گذار نیز نرخ بازده مورد انتظار خود را افزایش می‌دهد که این افزایش را صرف ریسک می‌نامند. از یک طرف شرایط عمومی اقتصاد، عامل تعیین کننده نرخ بهره بدون ریسک بوده و از طرف دیگر عواملی همچون شرایط بازار، تصمیمات عملیاتی و تأمین مالی در میزان صرف ریسک مؤثر می‌باشند.

ریسک بنیادی، ریسکی است که یک سرمایه‌گذار در نتیجه هدایت فعالیت‌ها توسط شرکت متحمل می‌شود. پنمن بیان نمود که چگونه این ریسک می‌تواند در برخی از اجزاء اقتصادی حل شده باشد. دو جزء اساسی ریسک بنیادی، ریسک عدم کسب بازده مورد انتظار (که به ریسک عملیاتی و ریسک تأمین‌مالی وابسته است) و ریسک عدم کسب سود باقی‌مانده مورد انتظار آتی (ریسک رشد) می‌باشد. بر پایه این استدلال، وی یک تحلیل مفهومی از محرک‌های ریسک، که همسو با تجزیه سنتی بازده حقوق صاحبان سهام به چندین نسبت حسابداری است را توسعه داد (پن من[v]، 2010).

 

شکل 1- تحلیل سودآوری

 

2-1- متغیرهای اساسی حسابداری

همانطورکه بیان گردید مدل سود باقی‌مانده[vi]، تمرکز ارزشیابی را از توزیع ثروت (سود تقسیمی) به ایجاد ثروت (سودهای باقیمانده آتی) منتقل می‌کند. بنابراین، توجه اصلی که شناسایی محرک‌های ریسک در سود باقیمانده است، با این مدل سازگار می‌باشد. محرک‌های سود باقی‌مانده، به‌طور دقیقی فعالیت‌های اصلی یک شرکت را منعکس می‌کند و می‌تواند مبنای مناسبی جهت بررسی ریسک بنیادی موجود در یک شرکت باشد. همان محرک‌هایی که از سود باقی‌مانده به‌دست می‌آید، می‌تواند از سطح مورد انتظار خارج شده و ریسک را توضیح دهد (پنمن[vii]،2010). سودهای باقی‌مانده، بوسیله بازده سهام عادی (ROCE) و رشد در سرمایه‌گذاری‌ها ایجاد می‌شود. پس، به‌منظور بررسی محرک‌های سود باقی‌مانده، می‌بایست محرک‌های سودآوری (ROCE) و رشد بررسی گردد. این محرک‌ها در ایجاد ارزش، نقشی اساسی ایفا می‌کنند، تا جائی که گاهی اوقات به عنوان محرک‌های ارزش تلقی می‌گردند. بنابراین، "ریسک"، بوسیله احتمالی که یک شرکت، ROCE پیش‌بینی‌شده را به‌دست نیاورد یا سرمایه‌گذاری‌ها به منظور تحصیل ROCE رشد ننمایند، تعیین می‌شود. شکل 2 نشان می‌دهد که چگونه محرک‌های بازده سهام عادی و رشد، ریسک بنیادی را تعیین می‌کنند.

 

 

شکل 2- اجزای ریسک بنیادی

همانطور که در ادبیات حسابداری و مالی مشهور است، بازده حقوق صاحبان سهام عادی (ROCE)، از دو نسبت ابتدایی بدست می‌آید؛ بازده خالص دارایی‌های عملیاتی (RNOA) و صرف اهرمی[viii]. این صرف، بسته به تفاوت میان بازده خالص دارایی‌های عملیاتی (RNOA) و خالص هزینه استقراض (NBC) می‌تواند مثبت یا منفی باشد، و بواسطه نسبت اهرم (ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام[ix] (BV)/خالص تعهدات مالی (NFO)) تأثیر پذیرد. از نظر تحلیلی می‌توان گفت:

ROCE 16=RNOA+NFOBV. (RNOA-NBC)"> .

 

در پژوهشی که توسط کبیر در کشور کانادا انجام شد، اثر متغیرهای مختلف کلان اقتصادی بر متغیرهای حسابداری مورد سنجش قرار گرفته است که نتیجه تمام آن‌ها نبود رابطه معنادار بین متغیرهای کلان اقصادی و متغیرهای حسابداری را گزارش داد. این مدل اقتصادی- حسابداری از آن پس به عنوان ابزاری قوی در مطالعه روابط موجود در بورس اوراق بهادار مورد استفاده قرار گرفته است (حاج وکبیر[x]، 2009).

در پژوهشی دیگر، ورک[xi] امکان استفاده از متغیرهای کلان اقتصادی را، به منزله یکی از عوامل تعیین‌کننده ریسک نظام‌اند، در کشور فنلاند بررسی کردند و درستی این ادعا را تأیید نمودند (ورک، 2011). نگوین نیز نشان داد که بین متغیرهای اقتصاد کلان و ریسک صنعت رابطه معناداری وجود دارد (نگوین[xii]، 2007).

پژوهش‌های مختلف نشان می‌دهد که اندازه شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار تأثیر فراوانی بر میانگین ریسک بازده دارد (چو[xiii]، 2007؛ ولید[xiv]،2009) و در پژوهشی دیگر، تهرانی و فلاورجانی (1387) نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار را به منزله جایگزین مناسبی برای ریسک شرکت معرفی کردند. با توجه به تحلیل‌های انجام شده و شناسایی محرک‌های ایجاد ارزش، می‌توان به طور خلاصه پنج محرک اصلی را بیان نمود: اهرم عملیاتی، گردش دارایی، هزینه استقراض، اختیار فرصت رشد، نرخ بهره بدون ریسک در این پژوهش به عنوان متغیرهای اصلی استفاده شده است.

 

3- پیشینه تحقیق

بریمبل و هاجسون[xv] در تحقیقی، نقش اطلاعات حسابداری در برآورد ریسک سیستماتیک را مورد بررسی قرار داد. متغیرهای حسابداری مورد بررسی در تحقیق وی، شامل بتای حسابداری، تغییرات سود، رشد، نسبت پرداخت سود، نسبت جاری، اهرم مالی، نسبت پوشش بهره و اهرم عملیاتی می‌باشد که از اطلاعات مربوط به 123 شرکت طی دوره زمانی 2000-1991 استخراج شده است. نتایج بدست آمده، مؤید آن بود که متغیرهای حسابداری فوق، بیش از 57% تغییرات ریسک سیستماتیک را تبیین می‌نمایند (بریمبل و هاجسون، 2007).

گینر و ریورت[xvi]، ریسک وابسته به داده‌های حسابداری را در بورس مادرید مورد بررسی قرار دادند و با آزمون رابطه شش متغیر انحراف حاشیه سود، انحراف گردش دارایی، متوسط نسبت اهرم بدهی عملیاتی، متوسط اهرم مالی، انحراف هزینه استقراض و انحراف رشد، با هزینه حقوق صاحبان سهام و تأیید این رابطه، نتیجه گرفتند که میان ارقام حسابداری و ریسک، رابطه وجود دارد (گینر و ریورت، 2006).

کریستوفرگان و همکاران[xvii]، اثرات متقابل بین شاخص سهام نیوزیلند و یک مجموعهٔ هفتگانه از متغیرهای کلان اقتصادی را برای داده‌های ماهانه از ژانویه 1990 لغایت ژانویه 2003، و با استفاده از آزمون‌های هم جمعی آزمون کردند. متغیرهای اقتصادی استفاده شده شامل نرخ تورم، نرخ ارز، تولید ناخالص داخلی، عرضه پول، نرخ بهره بلند مدت، نرخ بهره کوتاه مدت و قیمت خرده فروشی نفت محلی بود. نتایج آزمون هم‌جمعی یوهانسون نشان داد که بین شاخص قیمت سهم نیوزلند و متغیرهای اقتصادی مورد آزمون، یک رابطه بلند مدت وجود دارد. نتایج آزمون علیتگرنجری نیز نشان داد که شاخص قیمت سهام نیوزلند علیتگرنجری برای تغییرات در متغیرهای اقتصادی نیست. علت آن کوچک بودن بازار سهام نیوزلند در مقایسه با بازارهای سهام کشورهای توسعه یافته است (کریستوفرگان و همکاران، 2006).

النجار و بلکویی[xviii] با توجه به اهمیت مفهوم فرصت‌های رشد به عنوان بخش اعظم ارزش حقوق صاحبان سهام شرکت از یک سو و نقش آن در تعیین خط مشی‌های اساسی شرکت از سوی دیگر، یک مدل عمومی از فرصت‌های رشد به صورت ترکیبی از مزایا و محدودیت‌های شرکت پیشنهاد کردند. مزایا و محدودیت‌ها به عنوان متغیرهای مستقل و فرصت رشد به عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شد. در این مدل شهرت، چند ملیتی بودن، اندازه و سودآوری یک شرکت به عنوان امتیازات یک شرکت و نسبت اهرمی و ریسک سیستماتیک به عنوان محدودیت‌های شرکت در نظر گرفته می‌شوند. به این ترتیب شش فرضیه طراحی و برای آزمون این فرضیه‌ها با استفاده از داده‌های ترکیبی 323 مشاهده را طی سال‌های 1987 تا 1993 مورد آزمون قرار دادند. نتایج تحلیل رگرسیون نشان داد که بین متغیر فرصت رشد و ریسک سیستماتیک رابطه معنی دار در جهت عکس وجود دارد (النجار و بلکویی، 2001).

چانگ و چاروانگ[xix] به بررسی ریسک سهام مربوط به اختیارهای سرمایه‌گذاری آینده (اختیارهای رشد) با استفاده از داده‌های مربوط به 48 شرکت در فاصله 1988-1979 پرداختند و نشان دادند که یک ارتباط معنی‌دار مثبت میان بتای سهام شرکت و معیارهای متفاوت فرصت‌های رشد وجود دارد. قدرت توضیح دهندگی این متغیرها از قدرت توضیح دهندگی متغیر بتای سهام در ارتباط با دارایی‌های موجود بیشتر است. نتایج همچنین نشان داد که وارد کردن اندازه شرکت در تحلیل رگرسیون ارتباط میان بتای سهام و متغیر رشد را به صورت معنی‌داری تحت تأثیر قرار نمی‌دهد. این نشان می‌دهد تأثیر رشد روی ریسک سهام مستقل از اندازه شرکت است (چانگ و چاروانگ، 1992).

نوروزبگی و همکاران" اندازه‌گیری ریسک مبتنی بر متغیرهای بنیادی و بررسی رابطه آن با صرف ریسک و بازده سهام" را بررسی نمودند. نتایج حاصل از بررسی 88 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1382 تا 1389 نشان دادند که معیارهای ریسک مبتنی بر اطلاعات حسابداری می‌تواند ریسک قیمت‌گذاری شده توسط بازار را به خوبی توجیه کند و با معیارهای ریسک رایج در بازار همخوانی دارد. همچنین ارتباط معنی‌داری بین معیارهای ریسک معرفی شده در این پژوهش بابازده‌های سهام مشاهده شده است (نوروز بگی و همکاران، 1391).

ستایش و همکاران "سودمندی متغیرهای کلان اقتصادی در پیش‌بینی ریسک شرکت‌ها" را بررسی نمودند. در این پژوهش بر اساس مدل سه عاملی فاما و فرنچ، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار به منزلهٔ شاخص جایگزین ریسک شرکت‌ها انتخاب و نتیجه حاکی از آن است که بین نسبت تغییرات نرخ طلا، نسبت تغییرات نرخ تنزیل بازار، نسبت تغییرات نرخ تورم و نسبت تغییرات نرخ تورم و نسبت تغییرات قیمت هر بشکه نفت خام با تغییرات شاخص ریسک رابطه مثبت و معناداری وجود دارد؛ در حالیکه که بین نسبت تغییرات شاخص قیمت بورس اوراق بهادار تهران با تغییرات ساخص ریسک شرکت‌ها رابطه منفی و معناداری برقرار است، هر چند این رابطه در سطح ضعیفی تعریف شده است (ستایش و همکاران، 1390).

خواجوی و همکاران در پژوهشی برای بررسی قدرت توضیح دهندگی اطلاعات حسابداری از دو مدل بازده و قیمت سهام استفاده کرده‌اند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 48 شرکت از شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1379 لغایت 1387 بوده است. آن‌ها در پژوهش خود از الگوی پانل با داده‌های متوازن بهره گرفته‌اند. نتایج تخمین مدل قیمت نشان داد که محتوای اطلاعاتی سود هر سهم بیشتر از ارزش دفتری هر سهم است. همچنین نتایج تخمین مدل بازده نشان داد که نسبت تغییرات سود هر سهم به قیمت، در مقایسه با نسبت سود هر سهم به قیمت دارای محتوای اطلاعاتی کمتری است (خواجوی و همکاران، 1390).

رامشه با استفاده از اطلاعات 90 شرکت برای یک دوره ده ساله (1376 الی 1387) بهشناسایی عوامل تعیین کننده ریسک سیستماتیک در بورس تهران پرداخت. نتایج نشان داد که میان بتا و متغیرهای همبستگی سود عملیاتی با شاخص پرتفوی بازار، تغییرپذیری سود عملیاتی، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام و رشد سود عملیاتی ارتباط معنی‌دار وجود دارد. افزون بر این، نتایج پژوهش شواهدی در رابطه با بی‌ثباتی بتای سهام به ویژه در شرکت‌های با اهرم بالا فراهم کرده است (رامشه،1388).

رحمانی و معتمدی فاضل در مطالعه‌ای به بررسی نقش اطلاعات حسابداری در تبیین ریسک، با استفاده از داده‌های نمونه‌ای شامل شرکت‌های موجود در دو صنعت ساخت سایر محصولات کانی غیرفلزی و وسایل نقلیه موتوری در بورس اوراق بهادار تهران برای سال‌های 1378 تا 1387، پرداخته است. هدف این تحقیق، تحلیل ریسک‌های وابسته به چندین متغیر اساسی حسابداری، به منظور شناخت عواملجایگزین ریسک سیستماتیک (بتا) بوده است. در این پژوهش، برای محاسبه هزینه حقوق صاحبان سهام، از مدلگوردن؛ و برای اندازه‌گیری ریسک مربوط به متغیرهای حسابداری، از تغییرپذیری اینمتغیرها در طی یک دوره چهار ساله استفاده شده است. همچنین برای آزمون فرضیات تحقیق، روش رگرسیون برای داده‌های تلفیقی بکار رفته است. نتیجهتحقیق، نشان از وجود رابطه میان هزینه حقوق صاحبان سهام و متغیر ریسک هزینه استقراضدر صنعت ساخت سایر محصولات کانی غیرفلزی و متغیر ریسک حاشیه سود در صنعت وسایلنقلیه موتوری دارد (معتمدی فاضل،1388).

عباسیان و همکاران در پژوهشی اثر متغیرهای کلان اقتصادی مانند نرخ ارز، تراز تجاری، تورم، نقدنیگی و نرخ بهره را بر شاخص کل بورس در سال‌های 1377-1384 با داده‌های فصلی مورد بررسی قرار داده‌اند. روش مورد استفاده در این پژوهش روش همجمعی و مدل‌های تصحیح خطا و توابع عکس العمل ضمنی و تجزیه واریانس است. یافته‌ها نشان دهنده اثر مثبت نرخ ارز و تراز تجاری در بلندمدت بر بورس اوراق بهادار و اثر منفی تورم، نقدینگی و نرخ بهره است (عباسیان و همکاران، 1387).

حیدرنیا به منظور "ارزیابی توانایی مدل مازاد تمیز در ارائه چارچوب پیش‌بینی نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری" از داده‌های شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از سال 1380 الی 1385 بهره گرفت. نتایج نشان داد که سهم تغیرحاشیه سود عملیاتی فروش، نسبت گردش دارایی‌های عملیاتی و اهرم مالی، درتمامی مدل‌های کل شرکت‌های نمونه و مدل صنایع، بامتغیر وابسته ارتباط معناداردارند و بین متغیر خالص هزینه استقراض و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام در هیچکدام از مدل‌ها، رابطه معنی‌داری بدست نیامد و بنابراین، این متغیر، توان پیش‌بینی نرخ بازده حقوق صاحبان سهام را ندارد (حیدرنیا، 1386).

نمازی و خواجوی به "بررسی سودمندی متغیرهای حسابداری در پیش بینی ریسک سیستماتیک شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" پرداختند. در راستای این هدف تعداد 40 شرکت که اطلاعات مورد نیاز برای دوره 11 ساله تحقیق (80-70) در مورد آن‌ها قابل دسترسی بود انتخاب شدند. سپس اطلاعات مربوط به 17 متغیر مستقل که به چهار گروه اصلی نسبت‌های نقدینگی، فعالیت، اهرمی و سودآوری تقسیم می‌شدند مورد مطالعه قرار گرفت و ریسک سیستماتیک به عنوان متغیر وابسته محاسبه شد. نتایج بدست آمده حاکی از آن بود که در سطح رگرسیون ساده بین دوازده متغیر تحقیق با ریسک سیستماتیک رابطه معنی‌داری وجود دارد (نمازی و خواجوی،1383).

احمدپور "مدل پیش‌بینی ریسک سیستماتیک با استفاده از اطلاعات حسابداری" را مورد بررسی قرار داد. متغیرهای حسابداری مورد استفاده برای پیش‌بینی ریسک سیستماتیک، اهرم مالی، اهرم عملیاتی، اندازه شرکت و میزان فروش بود که با استفاده از اطلاعات 58 شرکت فعال در بورس اوراق بهادار تهران، طی سال‌های 1370 تا 1374 آزمون گردید. نتایج تحقیق نشان داد که اهرم مالی رابطه‌ای مثبت و اندازه شرکت رابطه‌ای منفی با ریسک سیستماتیک دارند، لیکن میان اهرم عملیاتی و میزان فروش با ریسک سیستماتیک رابطه معناداری مشاهده نگردید (احمدپور، 1378).

 

4-  فرضیه‌های تحقیق

بازده حقوق صاحبان سهام ارتباط مستقیمی با بازده دارایی‌ها، نسبت بدهی و میزان سود دارد، همچنین طبق تحقیقات انجام گرفته وجود ارتباط مستقیم بین بازده حقوق صاحبان سهام و فرصت‌های سرمایه‌گذاری مورد تأیید قرارگرفته است (ماریون[xx]، 2004). به طور کلی بسیاری از محققین به دنبال پیش بینی وضعیت آتی شرکت با استفاده از متغیرهای مالی هستند. در تحقیق حاضر تأثیر متغیرهای انحراف گردش دارایی، اهرم عملیاتی، درصد تغییر هزینه استقراض و اختیار فرصت رشد (به عنوان متغیرهای حسابداری مبین ریسک) و همچنین متغیرهای نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضربدر اهرم عملیاتی (به عنوان متغیرهای اقتصادی مبین ریسک)؛ بر بازده حقوق صاحبان سهام مورد مطالعه قرار می‌گیرد. بنابراین در راستای سنجش هدف این تحقیق، دو فرضیه اصلی به شرح ذیل تدوین شده است:

فرضیه اصلی اول:

  • بین بازده حقوق صاحبان سهام با متغیرهای حسابداری مبین ریسک ارتباط معناداری وجود دارد.

فرضیه‌های فرعی:

  • بین بازده حقوق صاحبان سهام با انحراف گردش دارایی رابطه معناداری وجود دارد.
  • بین بازده حقوق صاحبان سهام با اهرم عملیاتی رابطه معنی داری وجود دارد.
  • بین بازده حقوق صاحبان سهام با درصد تغییر هزینه استقراض رابطه معنی داری وجود دارد.
  • بین بازده حقوق صاحبان سهام با اختیار فرصت رشد ارتباط معنی داری وجود دارد.

فرضیه اصلی دوم:

  • بین بازده حقوق صاحبان سهام با نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضربدر اهرم عملیاتی (به‌عنوان یک متغیر اقتصاد کلان) ارتباط معنی‌داری وجود دارد.

 

5- مدل و متغیرهای تحقیق

برای آزمون فرضیه اول از دو رابطه 1 و 2 بهره گرفته شده است:

 (1)

16ROCEj,t=n0,t+n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +n3,tkVariablesj,tk +ej,t">

 

 

 (2)

16ROCEj,t=n0,t+n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +n3,tkVariablesj,tk +ej,t">

 

 

 

K 16∈{ATO,LEV,GBC,MKTBK}">

 

همانطور که در رابطه 2 ملاحظه می‌گردد، علاوه بر آزمون جداگانه رابطه تک تک متغیرهای مستقل با متغیر وابسته، رابطه میان این متغیرها با بازده حقوق صاحبان‌سهام به صورت دسته جمعی نیز، مورد بررسی قرار می‌گیرد.

برای آزمون فرضیه دوم رابطه 3 تدوین شده، که در ذیل قابل مشاهده است.

 (3)

16ROCEj,t=n0,t +n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +( n3,tIntratet+n4,t(LEVj,t *Intratet )) +ej,t">

 

که دراین مدل‌ها:                             

16n0,t"> : عدد ثابت، 16ji">  : واحد مقطعی شرکت، 16ti">  : دوره زمانی(سال)، 16ROCEj,t"> : بازده حقوق صاحبان سهام، 16BMj,t"> : نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت  jدر سال t و 16Sizej,t"> : لگاریتمارزش بازار شرکت j در سال t؛ می‌باشد.

فهرست متغیرهای موجود در تحقیق حاضر و روش محاسبه هر یک از آن‌ها به شرح جدول 1 ذیل می‌باشد.

جدول 1- متغیرهای تحقیق و نحوه محاسبه آن‌ها

نوع

متغیر

علامت

روش محاسبه

مستقل

16ATO">

16(tط³ط§ظ„ ط¯ط± iط´ط±ع©طھ ظپط±ظˆط´)/(tط³ط§ظ„ ط¯ط± iط´ط±ع©طھ ط¯ط§ط±ط§غŒغŒ ع¯ط±ط¯ط´ ظ†ط³ط¨طھ)">

16LEV">

16t ط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¨ظ„ظ†ط¯ظ…ط¯طھ ط¨ط¯ظ‡غŒ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´ tط³ط§ظ„ ط¯ط± j ط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… طµط§ط­ط¨ط§ظ† ط­ظ‚ظˆظ‚ ط¨ط§ط²ط§ط± ط§ط±ط²ط´+ط¨ظ„ظ†ط¯ظ…ط¯طھ ط¨ط¯ظ‡غŒ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´">

16GBC">

16( tط³ط§ظ„ ط¯ط± j ط´ط±ع©طھ ظ…ط§ظ„غŒ ظ‡ط²غŒظ†ظ‡)/(t ط³ط§ظ„ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ظ…ط§ظ„غŒ ط¨ط¯ظ‡غŒ)">

16MKTBK">

16tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… ظ…ط¹ط§ظ…ظ„ظ‡ ط±ظˆط² ظ¾ط§غŒط§ظ† ظ‚غŒظ…طھ أ—ظ…ظ†طھط´ط±ظ‡ ط³ظ‡ط§ظ… طھط¹ط¯ط§ط¯tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… طµط§ط­ط¨ط§ظ† ط­ظ‚ظˆظ‚ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´">

16Intratet">

نرخ بازده اوراق مشارکت یک ساله

16LEVj,tأ—Intratet">

16LEVj,t أ—ط³ط§ظ„ظ‡ غŒع© ظ…ط´ط§ط±ع©طھ ط§ظˆط±ط§ظ‚ ط¨ط§ط²ط¯ظ‡ ظ†ط±ط®">

وابسته

16ROCEj,t">

16t ط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¹ط§ط¯غŒ ط³ظ‡ط§ظ… ط³ظˆط¯tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… طµط§ط­ط¨ط§ظ† ط­ظ‚ظˆظ‚">

کنترل

16BMj,t">

16(tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´)/(tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¨ط§ط²ط§ط± ط§ط±ط²ط´)">

16Sizej,t">

16Log(ط³ظ‡ط§ظ… ظ‚غŒظ…طھ أ—ط³ظ‡ط§ظ… طھط¹ط¯ط§ط¯)">

 

متغیرهای توضیحی تحقیق حاضر شامل انحراف گردش دارایی‌ها، اهرم عملیاتی، درصد تغییر هزینه استقراض، اختیار فرصت رشد، نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضربدر اهرم عملیاتی می‌باشد، که تعریف هر یک از آن‌ها درذیل آمده است:

انحراف نسبت گردش دارایی[xxi](ATO): نسبت گردش دارایی، درآمد فروش هر ریال از خالص دارایی‌های عملیاتی[xxii] (NOA) به‌کار گرفته شده را نشان می‌دهد. به‌عبارت دیگر، گردش دارایی، توانایی خالص دارایی‌های عملیلتی (NOA)، در ایجاد روش‌ها را اندازه‌گیری می‌کند. برای محاسبه نسبت گردش دارایی، رابطه 4  ارائه شده است:

 (4)

16ATOi,t=Si,tNOAj,t-1">

 

که در آن: 16ATOj,t"> : نسبت گردش دارایی شرکت i درسال t،  16Sj,t"> : فروش شرکت i در سال t، 16NOAj,t-1"> : خالص دارایی‌های عملیاتی شرکت j در سال 16t-1">  که از کسر بدهی‌های عملیاتی در سال 16t-1"> ، از دارایی‌های عملیاتی در سال 16t-1">  بدست می‌آید.

برای محاسبه خالص دارایی‌های عملیاتی، از طبقه‌بندی جدید صورت‌های مالی، ارائه شده توسط پنمن، استفاده شده است. براساس طبقه‌بندی جدید پنمن، اقلام معادل وجه نقد، سرمایه‌گذاری‌های کوتاه مدت، سایر اسناد دریافتنی کوتاه‌مدت و سرمایه‌گذاری‌های بلندمدت در بدهی، به‌عنوان دارایی‌های مالی شرکت تلقی می‌شوند. با کسر دارایی‌های مالی از کل دارایی‌ها، دارایی‌های عملیاتی بدست می‌آید. همچنین، بر اساس تحقیق پنمن، بدهی‌های مالی شرکت، شامل تسهیلات دریافتی کوتاه مدت، حصه جاری بدهی‌های بلند مدت، سایر اسناد پرداختنی کوتاه مدت، تسهیلات مالی بلندمدت (تسهیلات بانکی، اوراق قرضه پرداختنی و اسناد پرداختنی)، بدهی‌های اجاره‌ای و سهام ممتاز می‌باشد. بدهی‌های عملیاتی نیز، از کسر بدهی‌های مالی از جمع بدهی‌ها بدست می‌آید. در این تحقیق، با توجه به عدم وجود بدهی‌های اجاره‌ای و سهام ممتاز در شرکت‌های نمونه، بدهی‌های مالی از جمع سایر اقلام ذکر شده، اندازه‌گیری شده است (پن من، 2010).

نسبت اهرمی[xxiii] (LEV) به صورت رابطه 5 محاسبه می‌شود:

 

 (5)

16LEVj,t=t ط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¨ظ„ظ†ط¯ظ…ط¯طھ ط¨ط¯ظ‡غŒ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´ tط³ط§ظ„ ط¯ط± j ط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… طµط§ط­ط¨ط§ظ† ط­ظ‚ظˆظ‚ ط¨ط§ط²ط§ط± ط§ط±ط²ط´+ط¨ظ„ظ†ط¯ظ…ط¯طھ ط¨ط¯ظ‡غŒ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´">

 

بدهی بلندمدت، تعهدهای بدهی به سررسید بیش از یک سال از تاریخ ترازنامه است و ارزش بازار حقوق صاحبان سهام از رابطه 6 بدست می‌آید:

 

 (6)

ارزش بازار حقوق صاحبان سرمایه =قیمت پایان روز معامله سهام × تعداد سهام منتشره

 

قیمت پایان روز معامله سهام برابر ارزش بازار سهام در پایان سال t است و توسط بورس اوراق بهادار و نرم افزارهای اطلاعاتی در دسترس است. در این پژوهش اطلاعات ارزش بازار سهام از نرم افزار اطلاعاتی تدبیر پرداز استخراج شده است.

درصد تغییر هزینه استقراض[xxiv] (GBC): هزینه استقراض، میانگین موزون هزینه‌ها برای منابع متفاوت تأمین مالی است. این نسبت به شرح رابطه 7 محاسبه می‌شود:

 

 (7)

16GBCj,t=FEj,t/FLj,t">

 

که در آن:  16GBCj,t"> : نسبت هزینه ناخالص استقراض شرکتj در سال t، 16FEj,t"> : هزینه مالی شرکت j در سال t و 16FLj,t"> : بدهی مالی شرکت j در سال t؛ می‌باشد.

 

فرصت (اختیار)های رشد[xxv](MKTBK): از متغیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام، به عنوان متغیر نماینده بزرگی فرصت رشد در تحقیق حاضر استفاده شده است. که به شکل رابطه 8 قابل محاسبه است.

 

 (8)

16MKTBKj,t=tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… ظ…ط¹ط§ظ…ظ„ظ‡ ط±ظˆط² ظ¾ط§غŒط§ظ† ظ‚غŒظ…طھ أ—ظ…ظ†طھط´ط±ظ‡ ط³ظ‡ط§ظ… طھط¹ط¯ط§ط¯tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… طµط§ط­ط¨ط§ظ† ط­ظ‚ظˆظ‚ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´">

 

نرخ بهره بدون ریسک (INTRATE): از عوامل اقتصاد کلان است و معادل نرخ بازده اوراق مشارکت یک ساله در نظر گرفته شده است.

بازده حقوق صاحبان سهام[xxvi] (ROCE): معادل نسبت سود سهام عادی به حقوق صاحبان سهام است. که در این تحقیق به عنوان متغیر وابسته در مدل‌های مربوط به فرضیه‌ها وارد شده است، و به شکل رابطه 9 قابل محاسبه می‌باشد.

 (9)

16ROCEj,t=t ط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¹ط§ط¯غŒ ط³ظ‡ط§ظ… ط³ظˆط¯tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط³ظ‡ط§ظ… طµط§ط­ط¨ط§ظ† ط­ظ‚ظˆظ‚">

 

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت (BM): طبق رابطه 10، معادل نسبت ارزش دفتری سهام شرکت به ارزش بازار آن در پایان سال است.

 (10)

16BMj,t=(tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¯ظپطھط±غŒ ط§ط±ط²ط´)/(tط³ط§ظ„ ط¯ط± jط´ط±ع©طھ ط¨ط§ط²ط§ط± ط§ط±ط²ط´)">

 

اندازه شرکت (Size): معادل لگاریتم ارزش بازار سهام شرکت (حاصلضرب قیمت سهام در تعداد سهام) در پایان سال می‌باشد. که در رابطه 11 مشاهده می‌شود.

 (11)

16Sizej,t=Log(ط³ظ‡ط§ظ… ظ‚غŒظ…طھ أ—ط³ظ‡ط§ظ… طھط¹ط¯ط§ط¯)">

 

لازم به ذکر است که متغیرهای نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت و اندازه شرکت، به عنوان متغیر کنترل در مدل‌ها وارد شده‌اند.

 

6-  روش تحقیق

این تحقیق در حوزه تئوری‌های اثباتی مالی و حسابداری می‌باشد. روش تحقیق حاضر، از نوع همبستگی از طریق بررسی میدانی و اسناد کاوی است.جامعه آماری این تحقیق شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و قلمرو زمانی آن سال‌های 1384 الی 1389 می‌باشد. شرکت‌های نمونه از کل جامعه آماری بر اساس شرایط زیر استخراج گردیده است:

1)   به منظور داشتن قابلیت مقایسه اقلام، دورهٔ مالی شرکت‌ها، منتهی به 29 اسفند ماه باشد.

2)   سود عملیاتی شرکت‌ها منفی نباشد.

3)   جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی نباشند.

4)   در طول دوره پژوهش سهام آن‌ها دچار وقفه معاملاتی بیش از 6 ماه نشده باشد.

5)   اطلاعات مورد نیاز تحقیق از شرکت‌ها در دسترس باشد.

با توجه به شرایط بالا 230 شرکت از جامعه آماری به عنوان نمونه مورد بررسی انتخاب شد. سپس از رابطه 12 برای تعیین حجم نمونه بهره گرفته شده است (آذر و مؤمنی، 1387).

 

 (12)

16n=(zخ±/2)2أ—pأ—qأ—N(N-1)أ—خµ2+[(zخ±/2)2أ—pأ—q]">

 

در این تحقیق بنا بر تحقیق‌های مشابه فاصله اطمینان 95 درصد، خطای برآورد 12 درصد است و با توجه تحقیقات مشابه 16p=q=.5"> .

16(1.96)2أ— .5 أ— .5أ—230229أ—.122 +[(1.96)2 أ—.5أ—.5]=52">

 

با توجه به رابطه مزبور تعداد شرکت‌های موجود در نمونه، بر اساس نمونه مقدماتی52 شرکت است.اما چون با افزایش تعداد نمونه، اشتباه نمونه‌گیری کمتر می‌شود، تعداد شرکت‌های نمونه به 70 شرکت افزایش یافت. 

به منظور آزمون فرضیه‌ها،از مدل رگرسیون یک و چند متغیره استفاده شده است. از آنجا که داده‌های این تحقیق به صورت داده‌های ترکیبی است، تجزیه و تحلیل آن‌ها با استفاده از روش اقتصادسنجی داده‌های ترکیبی صورت می‌گیرد که بدین منظور از نرم افزارEviews  بهره گرفته شده است. همچنین اطلاعات مربوط به متغیرهای مورد استفاده در این پژوهش از طریق صورت‌های مالی سالانه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و اطلاعات موجود در بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران و همچنین با استفاده از پایگاه‌های اطلاعاتی ره‌آورد نوین و تدبیر پرداز جمع‌آوری شده است.

 

7- یافته‌های تحقیق

به منظور آزمون فرضیه‌های این پژوهش از روش داده‌های ترکیبی استفاده می‌شود. داده‌های ترکیبی خود به دو دسته داده‌های تلفیقی و تابلویی تقسیم می‌شوند. به منظور تعیین اینکه از کدام نوع از داده‌های ترکیبی استفاده می‌شود از آزمون f لیمر استفاده می‌شود. فرضیه صفر این آزمون استفاده از داده‌های تلفیقی و فرضیه یک آن استفاده از داده‌های تابلویی است. اگر احتمال آماره f لیمر بزرگ‌تر از 5% باشد فرضیه صفر این آزمون پذیرفته می‌شود و در نتیجه باید از روش داده‌های تلفیقی استفاده کرد. در غیر اینصورت از روش داده‌های تابلویی استفاده خواهد شد. اگر نتایج آزمون f لیمر بیانگر استفاده از داده‌های تابلویی باشد، در اینصورت به منظور تعیین اینکه از روش اثرات ثابت یا اثرات تصادفی استفاده شود از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. فرضیه صفر آزمون هاسمن استفاده از روش اثرات تصادفی و فرضیه یک آن استفاده از روش اثرات ثابت است. اگر احتمال آماره خی دو هاسمن بزرگ‌تر از 5% باشد فرضیه صفر این آزمون پذیرفته می‌شود و باید از روش اثرات تصادفی استفاده شود. در غیر اینصورت از روش اثرات ثابت استفاده خواهد شد (گجراتی، 1385).

با توجه به نتایج جدول 2 در فرضیه فرعی اول، فرعی دوم، فرعی سوم، فرعی چهارم، فرضیه اصلی اول و فرضیه اصلی دوم احتمال آماره F لیمر کوچک‌تر از 5% می‌باشد پس فرضیه یک این آزمون تأیید و از روش داده‌های تابلویی بهره گرفته شده است. همچنین با دقت در نتایج آزمون هاسمن احتمال آماره خی – دو مربوط به فرضیه فرعی اول، فرعی دوم، فرعی سوم، فرعی چهارم، فرضیه اصلی اول و فرضیه اصلی دوم بزرگ‌تر از 5% است. بنابراین فرضیه صفر این آزمون پذیرفته و از روش اثرات تصادفی استفاده گردیده است.

 

 

 

 

 

 

 

جدول 2- نتایج آزمونF لیمر و آزمون هاسمن

آزمون‌ها

 

فرضیه‌ها

آزمون F لیمر

آزمون هاسمن

مقدار آماره F لیمر

احتمال F

 لیمر

مقدار آماره هاسمن

احتمال

 خی - دو

فرضیه فرعی اول

67/4

0000/0

59/4

2039/0

فرضیه فرعی دوم

82/7

0000/0

42/2

4883/0

فرضیه فرعی سوم

97/7

0000/0

23/4

2372/0

فرضیه فرعی چهارم

47/8

0000/0

37/5

1483/0

فرضیه اصلی اول

32/8

0000/0

30/5

5058/0

فرضیه اصلی دوم

79/7

0000/0

22/2

6940/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج برآورد رگرسیون مربوط به آزمون فرضیه فرعی اول مبنی بر"بین بازده حقوق صاحبان سهام و انحراف گردش دارایی، رابطه معنی‌دار وجود دارد"، به‌شرح جدول 3 می‌باشد.

 

جدول 3- نتایج آزمون فرضیه فرعی اول (انحراف گردش دارایی)

16ROCEj,t=n0,t +n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +n3,tAtoj,t+ej,t">

متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آماره 16t">

معنی‌داری آماره 16t">

عرض از مبداء

814/3-

250/37

102/0-

9185/0

اندازه

336/8

536/2

286/3

0191/0

ارزش دفتری به بازار

238/3

980/0

304/3

0180/0

انحراف گردش دارایی

048/0

022/0

181/2

0362/0

ضریب تبیین مدل

371/0

معنی داری آماره 16F">

000/0

 

آماره دوربین- واتسون

97/1

آماره 16F">

440/4

 

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج مندرج در جدول 3 نشان می‌دهد که احتمال ضریب برآورد شده برای متغیر انحراف نسبت گردش دارایی‌ها کمتر از 5% و t محاسبه شده برای آن بیشتر از 2 است در نتیجه می‌توان گفت که ضریب محاسبه شده از لحاظ آماری معنی‌دار بوده و از اینرو فرضیه فرعی اول در سطح اطمینان 95% پذیرفته می‌شود. ضریب تبیین مدل مذکور 37% است؛ معنی و مفهوم این عدد آن است که 37 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی موجود در مدل، توضیح داده می‌شود. با توجه به اینکه احتمال آمارهFمحاسبه شده کمتر از 5% است در نتیجه می‌توان گفت که مدل از لحاظ آماری معنی‌دار بوده و از اعتبار بالایی برخوردار است. آماره دوربین–واتسون مدل نزدیک به 2 است که نشان دهنده عدم وجود خود همبستگی مرتبه اول می‌باشد.

با توجه به نتایج مندرج در جدول 3، مدل مربوط به این فرضیه را می‌توان به صورت رابط 13 نوشت:

16ROCEj,t=-3.81 +8.33*Sizej,t +3.23*BMj,t +0.04*Atoj,t+ej,t">  (13)                

 

نتایج برآورد رگرسیون مربوط به آزمون فرضیه فرعی دوم مبنی بر "بین بازده حقوق صاحبان سهام و اهرم عملیاتی، رابطه معنی‌دار وجود دارد" به شرح جدول 4 می‌باشد.

 

جدول 4- نتایج آزمون فرضیه فرعی دوم(اهرم عملیاتی)

16ROCEj,t=n0,t +n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +n3,tLevj,t+ej,t">

متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آماره 16t">

معنی‌داری آماره 16t">

عرض از مبداء

506/13-

021/60

255/0-

8221/0

اندازه

963/9

860/4

049/2

0430/0

ارزش دفتری به بازار

781/5

428/2

380/2

0180/0

اهرم عملیاتی

450/8 -

606/2

241/3-

0153/0

ضریب تبیین مدل

688/0

معنی داری آماره 16F">

000/0

 

آماره دوربین- واتسون

98/1

آماره 16F">

752/7

 

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج جدول 4 نشان دهنده معناداری ضریب محاسبه شده برای متغیر Lev بوده و از اینرو فرضیه فرعی دوم در سطح اطمینان 95% پذیرفته می‌شود. یافته‌ها بیانگر آن است که 66 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی، قابل تفسیر است. مدل تخمین زده شده مربوط به این فرضیه را می‌توان به صورت رابطه 14 نوشت:

 

16ROCEj,t=-13.5 +9.96*Sizej,t +5.78*BMj,t +(-8.45)*Levj,t+ej,t">      (14)             

 

نتایج برآورد رگرسیون مربوط به آزمون فرضیه فرعی سوم مبنی بر "بین بازده حقوق صاحبان سهام و درصد تغییر هزینه استقراض، رابطه معنی‌دار وجود دارد" به‌شرح جدول 4 می‌باشد.

جدول 5 نشان می‌دهد که احتمال ضریب برآورد شده برای متغیر GBC از لحاظ آماری معنی‌دار بوده و از اینرو فرضیه فرعی سوم در سطح اطمینان 95% پذیرفته می‌شود. ضریب تبیین مدل مذکور 66% است. مفهوم این عدد آن است که 66 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای وارد شده در مدل توضیح داده می‌شود. عدم وجود خود همبستگی بین متغیرهای مدل نیز با آماره دوربین-واتسون 91/1 بدست آمده قابل بیان است. برازش مدل مربوط به فرضیه بالا به صورت رابطه 15 است:

16ROCEj,t=-78.84 +20.99*Sizej,t +5.71*BMj,t +25.06*Gbcj,t+ej,t">  (15)              

 

جدول 5- نتایج آزمون فرضیه فرعی سوم (درصد تغییر هزینه استقراض)

16ROCEj,t=n0,t +n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +n3,tGbcj,t+ej,t">

متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آماره 16t">

معنی‌داری آماره 16t">

عرض از مبداء

844/78-

839/57

363/1-

1739/0

اندازه

999/20

997/9

100/2

0366/0

ارزش دفتری به بازار

713/5

426/2

355/2

0192/0

درصد تغییر هزینه استقراض

064/25

655/11

150/2

0388/0

ضریب تبیین مدل

668/0

معنی داری آماره 16F">

000/0

 

آماره دوربین- واتسون

91/1

آماره 16F">

746/7

 

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج برآورد رگرسیون مربوط به منظور آزمون فرضیه فرعی چهارم مبنی بر "بین بازده حقوق صاحبان سهام و اختیار فرصت رشد، رابطه معنی‌دار وجود دارد" به‌شرح جدول 6 می‌باشد.

 

جدول 6- نتایج آزمون فرضیه فرعی چهارم (اختیار فرصت رشد)

16ROCEj,t=n0,t +n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +n3,tMKTBKj,t+ej,t">

متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آماره 16t">

معنی‌داری آماره 16t">

عرض از مبداء

015/40-

710/49

804/0 -

4215/0

اندازه

705/11

731/8

340/1

1811/0

ارزش دفتری به بازار

334/6

300/2

753/2

0063/0

اختیار فرصت رشد

265/6

097/1

710/5

0000/0

ضریب تبیین مدل

701/0

معنی داری آماره 16F">

000/0

 

آماره دوربین- واتسون

95/1

آماره 16F">

046/9

 

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همانطور که در جدول 6 مشهود است احتمال آماره F کل مدل 000/0 می‌باشد. لذا می‌توان گفت کل رگرسیون در سطح 95 درصد اطمینان معتبر است. و همچنین ضریب تبیین تعدیل شده که میزان تغییر متغیر وابسته به تغییر متغیرهای توضیحی موجود در مدل، را نشان می‌دهد 70/0 است که نشان دهنده تغییرات بازده حقوق صاحبان سهام توسط متغیرهای توضیحی موجود در مدل به میزان 70 درصد می‌باشد. نتایج نشان می‌دهد که ضریب محاسبه شده برای متغیر MKTBK از لحاظ آماری معنی دار بوده و از اینرو فرضیه فرعی چهارم در سطح اطمینان 95% پذیرفته می‌شود. مدل مربوط به این فرضیه را می‌توان به صورت رابطه 16 نوشت:

 

16ROCEj,t=-40.01 +11.7*Sizej,t +6.33*BMj,t +6.26*MKTBKj,t+ej,t"> (16)            

 

نتایج برآورد رگرسیون مربوط به آزمون فرضیه اصلی اول مبنی بر "بین بازده حقوق صاحبان سهام و متغیرهای حسابداری مبین ریسک (انحراف گردش دارایی، اهرم عملیاتی، درصد تغییر هزینه استقراض، اختیار فرصت رشد)، رابطه معنی‌دار وجود دارد" به‌شرح جدول 7 می‌باشد.

 

جدول 7- نتایج آزمون فرضیه اصلی اول (انحراف گردش دارایی، اهرم عملیاتی، درصد تغییر هزینه استقراض، اختیار فرصت رشد)

16ROCEj,t=n0,t+n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +n3,tkVariablesj,tk +ej,t">

16K∈{ATO,LEV,GBC,MKTBK}">

متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آماره 16t">

معنی‌داری آماره 16t">

عرض از مبداء

471/8

896/60

139/0

8895/0

اندازه

766/2

626/10

260/0

7948/0

ارزش دفتری به بازار

005/7

296/2

049/3

0025/0

انحراف گردش دارایی

048/0

023/0

017/2

0446/0

اهرم عملیاتی

596/16 -

537/6

538/2 -

0117/0

درصد تغییر هزینه استقراض

285/14

388/5

651/2

015/0

اختیار فرصت رشد

756/6

111/1

077/6

0000/0

ضریب تبیین مدل

709/0

معنی داری آماره 16F">

000/0

 

آماره دوربین- واتسون

91/1

آماره 16F">

922/8

 

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج مندرج در جدول 7 نشان می‌دهد که احتمال ضرایب برآورد شده برای تمام متغیرهای مستقل (ATO،LEV،GB ،MKTBK) کمتر از 5% و t محاسبه شده برای آن بیشتر از 2 است در نتیجه می‌توان گفت که ضریب محاسبه شده برای این متغیرها از لحاظ آماری معنی‌دار بوده و از اینرو فرضیه اصلی اول در سطح اطمینان 95% پذیرفته می‌شود. یافته‌های موجود در جدول بیانگر آن است که ضریب تبیین مدل مذکور 71% است. معنی و مفهوم این عدد آن است که 71 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط این متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود. مدل مربوط به این فرضیه را می‌توان به صورت رابطه 17 نوشت:

(17)

16ROCEj,t=8.47 +2.76*Sizej,t +7*BMj,t +0.04*Atoj,t+-16.59*LevJ,t+14.28*Gbcj,t+6.75*MKBTKj,t+ej,t">              

 

نتایج برآورد رگرسیون مربوط به آزمون فرضیه اصلی دوم مبنی بر " بین بازده حقوق صاحبان سهام و نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی، رابطه معنی‌دار وجود دارد" به‌شرح جدول 8 می‌باشد.

 

جدول 8- نتایج آزمون فرضیه اصلی دوم (نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی)

16ROCEj,t=n0,t+n1,tSizej,t +n2,tBMj,t +( n3,tIntratet+n4,t(LEVj,t *Intratet )) +ej,t">

متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آماره 16t">

معنی‌داری آماره 16t">

عرض از مبداء

181/7 -

829/69

102/0 -

918/0

اندازه

353/9

826/10

863/0

3884/0

ارزش دفتری به بازار

792/5

433/2

380/2

0180/0

نرخ بهره بدون ریسک

170/0 -

070/0

432/2 -

0249/0

نرخ بهره بدون ریسک*اهرم عملیاتی

569/0 -

175/0

242/3 -

0150/0

ضریب تبیین مدل

668/0

معنی داری آماره 16F">

0.000

 

آماره دوربین- واتسون

08/2

آماره 16F">

621/7

 

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج جدول 8 نشان می‌دهد که t محاسبه شده برای متغیر نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی بیشتر از 2 است و می‌توان گفت که ضریب محاسبه شده برای متغیر INTRATE*LEVوINTRATE از لحاظ آماری معنی‌دار بوده پس فرضیه اصلی دوم در سطح اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد. ضریب تبیین مدل مذکور 67% بدست آمده است؛ که موید آن است 67 درصد تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی، قابلیت توضیح دارد. مدل مربوط به فرضیه بالا به صورت رابطه 18 است:

(18)

16ROCEj,t=-7.18 +9.35*Sizej,t +5.79*BMj,t +-0.17*Intratet+-0.569(Levj,t*Intratet)+ej,t">

 

8- بحث و نتیجه‌گیری

وجود رابطه معنی‌دار میان انحراف گردش دارایی و بازده حقوق صاحبان سهام نشان می‌دهد که با افزایش نسبت انحراف گردش دارایی، بازده حقوق صاحبان سهام افزایش می‌یابد. نتایج آزمون این فرضیه، مطابق با یافته‌های تحقیق گینر و ریورت (2006) و حیدرنیا (1386) و مغایر با یافته‌های تحقیق معتمدی فاضل (1388) است.

اثر متغیر اهرم عملیاتی بر بازده حقوق صاحبان سهام منفی و معنی‌دار است. یعنی با افزایش متغیر فوق، بازده حقوق صاحبان سهام کاهش می‌یابد. این نتیجه با نتایج حاصل از پژوهش‌های انجام شده در خارج از کشور از جمله پژوهش گینر و ریورت (2006) و برمیل (2003)) همخوانی دارد. یافته‌های برخی پژوهش‌های انجام شده در داخل کشور تأییدی بر وجود رابطه معنی‌دار میان این متغیر با یافته‌های احمدپور (1378) ، خواجوی و نمازی (1383) است .

نتیجه حاصل از آزمون فرضیه سوم این تحقیق، نشان از اثر درصد تغییر هزینه استقراض بر بازده حقوق صاحبان سهام مثبت و معنی‌دار است. وجود رابطه معنی‌دار میان درصد تغییر هزینه استقراض و بازده حقوق صاحبان سهام، نشان از تأثیر مستقیم این متغیر در تعیین بازده حقوق صاحبان سهام است. یافته‌های این فرضیه با نتایج تحقیق گینر و ریورت (2006) و معتمدی فاضل (1388) مطابقت دارد و با یافته‌های پژوهش حیدرنیا (1386) مغایر است.

نتیجه آزمون فرضیه چهارم، نشان دهنده اثر اختیار فرصت رشد بر بازده حقوق صاحبان سهام مثبت و معنی‌دار است. تأثیر این متغیر در تعیین بازده حقوق صاحبان سهام به صورتی است که با افزایش نسبت فوق، بازده حقوق صاحبان سهام افزایش می‌یابد یافته‌های این فرضیه با نتایج تحقیق النجار و ریاحی بلکویی (2001)، چانگ و چاروانگ (1991) مطابقت دارد.

نتیجه حاصل از فرضیه اصلی اول، نشان دهنده وجود رابطه معنی‌دار میان بازده حقوق صاحبان سهام و متغیرهای حسابداری (انحراف گردش دارایی، اهرم عملیاتی، درصد تغییر هزینه استقراض و اختیار فرصت رشد) در سطح معنی‌داری 5% دارد. نتایج این متغیرها با نتایج فرضیه فرعی اول، دوم، سوم و چهارم مشابه است. یافته‌های این فرضیه با پژوهش نوروزبگی و همکاران (1391) و خواجوی و همکاران (1390) مطابقت دارد. همچنین نتیجه حاصل از فرضیه اصلی دوم، نشان دهنده رابطه معنی‌دار میان بازده حقوق صاحبان سهام با نرخ بهره بدون ریسک و نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی در سطح 5% دارد.  وجود رابطه معنی‌دار میان متغیر نرخ بهره بدون ریسک با نتایج پژوهش‌های انجام شده در خارج کشور، با یافته پژوهش رامشه (1388) مغایر و با یافته‌های عباسیان و همکاران (1387)و ورک (2011) و نگوین (2007) وستایش (1390) مطابقت  دارد. همچنین وجود رابطه معنی‌دار میان متغیر نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی مطابق با یافته پژوهش رامشه (1388) است. اثر متغیرهای نرخ بهره بدون ریسک (INTRATE) و نرخ بهره بدون ریسک ضرب در اهرم عملیاتی (INTRATE*LEV) منفی و معنی‌دار است، می‌توان مطرح کرد که با افزایش متغیرهای فوق، بازده حقوق صاحبان سهام کاهش می‌یابد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


1- کارشناس ارشد ،گروه حسابداری، دانشکده اقتصاد و حسابداری ،واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

2- دانشیارگروه حسابداری، دانشکده اقتصاد و حسابداری ،واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. (نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات)    zpoorzamani@ yahoo.com


1. Haugen

[ii]. Elton & Gruber

[iii]. Begley

[iv]. Nekrasov & Sheroff

[v]. Penman

[vi]. residue Model

[vii]. Penman

[viii]. Leverage premium

[ix]. Book value of equity (BV)

[x]. Haj & Kabir

[xi]. Virk

[xii]. Nguyen

[xiii]. Chou

[xiv]. Walid

[xv]. Brimble & Hodgson

[xvi]. Giner & rivert

[xvii]. Christopher gan & et.al

[xviii]. Alnajjar& Riahi-Belkaoui

[xix]. Chung & Charoenwong

[xx]. Marion

[xxi]. Asset turnover risk (ATR)

[xxii]. Net operating assets(NOA)

[xxiii]. Operating  Leverage

[xxiv]. Gross borrowing cost risk(GBCR)

[xxv]. Market to Book ratio

[xxvi]. Return on common equity (ROCE)

مراجع

1)     احمدپور، احمد، (1378)، "مدل پیش‌بینی ریسک سیستماتیک با استفاده از اطلاعات حسابداری"، رساله دکتری حسابداری، دانشگاه تربیت مدرس.

2)     آذر، عادل و مؤمنی، (1387)، "آمار و کاربرد آن در مدیریت"، جلد اول و دوم، چاپ پانزدهم، انتشارات سمت.

3)     اسلامی بیدگلی و شاهسونی، (1391)، "ارزیابی توانایی مدل مبتنی بر ویژگی‌های سهام در مقایسه با مدل سه عاملی فاما و فرنچ در تبیین اختلاف بازده سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، شماره 3.

4)     تقوی، مهدی، (1385)، "مدیریت مالی"، انتشارات دانشگاه پیام نور، جلد اول.

5)     تهرانی، رضا و رهنما فلاورجانی، (1387)، "بررسی نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار به عنوان یک متغیر جایگزین ریسک با استفاده از رویکرد اهرمی"، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 15، شماره 3.

6)      حیدرنیا، مهدی، (1386)، "ارزیابی مدل مازاد تمیز در ارائه چارچوب پیش‌بینی نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری"، پایان نامه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه علامه طباطبائی، دانشکده حسابداری و مدیریت.

7)     خواجوی، شکراله و همکاران، (1390)، "آزمون مدل بازده و مدل قیمت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از الگوی پانلبا داده‌های متوازن"، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، سال سوم، شماره چهارم.

8)     رامشه، منیژه، (1388)، "طراحی مدلی برای برآورد ریسک سیستماتیک در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه اصفهان، دانشکه علوم اداری و اقتصاد.

9)     رحمانی، علی و فاضل معتمدی، (1388)، "نقش اطلاعات حشابداری در تبیین ریسک"، فصلنامه بورس اوراق بهادار تهران، سال دوم، شماره 8.

10) ستایش، محمد حسین، گل‌محمدی و قربانی، (1390)، "سودمندی متغیرهای کلان اقتصادی در پیش‌بینی ریسک شرکت‌ها"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، سال اول، شماره 1.

11) عباسیان، عزت‌اله، مرادپور و عباسیون، (1387)، "اثر متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه پژوهش‌های اقتصادی ایران"، سال دوازدهم، شماره 36.

12) گجراتی، دامودار، (1385)، "مبانی اقتصادسنجی"، ترجمه حمید ابریشمی، انتشارات دانشگاه تهران، جلد اول.

13) نمازی، محمد و خواجوی، (1383)، "سودمندی متغیرهای حسابداری در پیش‌بینی ریسک  سیستماتیک شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، بررسی حسابداری و حسابرسی، شماره 38.

14) نوروز بگی، ابراهیم، ثقفی و  مراد زاده فرد،  (1391)، "اندازه‌گیری ریسک مبتنی بر متغیرهای بنیادی و بررسی رابطه آن با صرف ریسک و بازده سهام"، نشریه تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال چهارم، شماره 16.

15)   Alnajjar, F. K. and A. Riahi-Belkaoui, (2001), “Empirical Validation of a General Model of Growth Opportunities”, Managerial Finance, Vol .27, No. 3, PP. 72-90.

16)   Begley, j., & Feltham, G. A, (2002), “The Relation between Market Values, Earnings Forecasts, and Reported Earnings”. Contemporary Accounting Research, No. 19, PP. 1-48.

17)   Brimble, M. A., and  A.  C. Hodgson, (2007), “The Association between Accounting Variables and Systematic Risk”, Managerial Finance,  33(8), PP. 553-573.

18)   Chou, P. H., & W. S. Li, & S. G. Rhee, & J. S. Wang, (2007), “Do Macroeconomic Factors Subsume Market Anomalies in Long Investment Horizons?”, Managerial Finance, 33(8), PP.534-552.

19)   Christopher gan and et.al, (2006), “Macroeconomic Variables and Stock Market Interactions: New Zeland Evidence”, the Journal of Investment Management and Financial Innovation, PP. 89-101.

20)   Chung. K. and C. Charoenwong, (1991),“Investment Options, Assets in Place, and the Risk of Stocks”, Financial Management, Vol. 20, No. 3. PP. 21-33.

21)   Elton, E.J. and M. Gruber, (1991), “Modern Portfolio Theory and Investment Analysis”, Fourth Edition, John Wiley & Sons.

22)   Giner, B., and C. Reverte, (2006), “The Risk-Relevance of Accounting Data: Evidence from the Spanish Stock Market”, Journal of International Financial Management and Accounting 17(3).

23)   Haj, Mahmoud and M. Kabir Hassan, (2009), “Testing for Beta in Emerging Markets the Case of Amman Market”, Paper Present at the Annual Meetings in Houston, TX on March

24)   Haugen, A. R, (1997), “Modern Investment Theory”, Fourth Edition, Prentice Hall.Hassan, M. Kabir, Waleed S. Al-Sultan and Jamal A.

25)   Marbrouk Walid, E, (2009), “New Evidence on Risk Factors, Characteristics and the Cross-Sectional Variation of Japanese Stock Returns”, Asia-Oacific Finance Markets, 16, PP. 33-50.

26)   Marion R. Hutchinson, (2004), "An Analysis of the Association Between Firms' Investment Opportunities, Board Composition, and Firm Per formance", The University of Queensland-Accounting and Account ability, 25.

27)   Nekrasov, A., & Sheroff, P, (2009), “Fundamentals – Based Risk Measurement in Valuation”. The Accounting Review , PP. 1983-2011.

28)   Nekrasov, A., & Sheroff, P, (2009), “Fundamentals-Based Risk Measurement in Valuation”. The Accounting Review , PP. 1983-2011.

29)   Nguyen, P, (2007), “Macro Economic Factors and Japan’s Industry Risk”, Journal of Multiple Financial Management. 17, PP.173-185.

30)   Penman, S. H, (2010), “Financial statement Analysis and security Valuation”, NewYork, Ny: McGraw Hill/Irwin. 4-8- 200.

31)   Shahzad Virk, N, (2011), “Stock Returns and Macro Risk: Evidence from Finland”, Research in International Business and Finance, 26, PP. 47-66.

 

 

 

یادداشت‌ها


 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 41
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 97


Contact Us | Help & Support | Site Map

Journal Management System. Designed by sinaweb.