مدیریت دارایی و مربوط بودن اطلاعات حسابداری

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 4، دوره 11، شماره 44، دی 1398، صفحه 79-100   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

داریوش فرید^{* 1}؛ مریم قدک فروشان²

¹دانشیار، گروه حسابداری و مالی ،دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری، دانشگاه یزد، یزد

²دکتری مدیریت مالی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری، گروه حسابداری و مالی، دانشگاه یزد، یزد، ایران

چکیده

هدف اصلی این مقاله بررسی تأثیر مدیریت دارایی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری با در نظر گرفتن متغیرهای صورت‌های مالی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار، می‌باشد. میزان مربوط بودن اطلاعات حسابداری در این پژوهش با استفاده از الگوی اولسن (1995) مورد سنجش قرار گرفت. متغیرهای احتمالی اثرگذار بر قیمت سهام که به عنوان اطلاعات مربوط شناخته شده‌اند در این مقاله، سود هر سهم، ارزش دفتری هر سهم، مدیریت دارایی، اندازه شرکت و اهرم مالی در نظر گرفته شد. نمونه آماری پژوهش 103 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد که با روش حذف سیستماتیک حاصل شدند و با استفاده از روش داده‌های ترکیبی مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفتند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که مدیریت دارایی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری اثر مستقیم و معنادار دارد. مدیریت دارایی با در نظر گرفتن اندازه شرکت و اهرم مالی، بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری اثر مستقیم و معنادار دارد

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: مربوط بودن اطلاعات حسابداری؛ مدیریت دارایی؛ اهرم مالی؛ اندازه شرکت

اصل مقاله

مدیریت دارایی و مربوط بودن اطلاعات حسابداری

 

 

داریوش فرید

تاریخ دریافت: 12/07/1398            تاریخ پذیرش: 14/09/1398

[1]

مریم قدک فروشان[2]

 

 

چکیده

هدف اصلی این مقاله بررسی تأثیر مدیریت دارایی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری با در نظر گرفتن متغیرهای صورت‌های مالی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار، می‌باشد. میزان مربوط بودن اطلاعات حسابداری در این پژوهش با استفاده از الگوی اولسن (1995) مورد سنجش قرار گرفت. متغیرهای احتمالی اثرگذار بر قیمت سهام که به عنوان اطلاعات مربوط شناخته شده‌اند در این مقاله، سود هر سهم، ارزش دفتری هر سهم، مدیریت دارایی، اندازه شرکت و اهرم مالی در نظر گرفته شد. نمونه آماری پژوهش 103 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد که با روش حذف سیستماتیک حاصل شدند و با استفاده از روش داده‌های ترکیبی مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفتند. نتایج پژوهش حاکی از آن است که مدیریت دارایی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری اثر مستقیم و معنادار دارد. مدیریت دارایی با در نظر گرفتن اندازه شرکت و اهرم مالی، بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری اثر مستقیم و معنادار دارد.

 

واژه‌های کلیدی: مربوط بودن اطلاعات حسابداری، مدیریت دارایی، اهرم مالی، اندازه شرکت.

 

 

1- مقدمه

محیط حسابداری بسیار پیچیده و چالش برانگیز است و محصول حسابداری چیزی جز اطلاعات نیست. یکی از دلیل‌های مطرح درباره پیچیدگی اطلاعات، واکنش متفاوتی است که افراد نسبت به آن نشان می‌دهند. سودمند بودن اطلاعات برای تصمیم‌گیری به یکی از اصول مهم تئوری حسابداری تبدیل شده است. دلیل دیگر پیچیدگی اطلاعات، کاری است که بیش از اثرگذار بودن بر تصمیم‌های فردی انجام می‌دهد. اطلاعات نه تنها بر تصمیم‌ها اثرگذار است، بلکه بر بازار (مانند بورس اوراق بهادار) نیز تأثیر می‌گذارد. رشد بازار سرمایه و اهمیت آن در جذب سرمایه‌ها به منظور توسعه شرکت‌های موجود و ایجاد شرکت‌های جدید، امری انکارناپذیر است. برای تحقق این هدف و به منظور هدایت صحیح تصمیم‌گیری‌ها، اطلاعات در عملکرد بازار سرمایه نقش اساسی دارد، بنابراین اطلاعات باید از ویژگی‌های معینی برخوردار باشد و بتواند در تصمیم‌گیری‌های استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی مؤثر واقع شود (خدامی پور و ترک زاده،1390).

دو ویژگی کیفی مرتبط با محتوای اطلاعات، مربوط بودن و قابل اتکا بودن اطلاعات است. هرچه ارزش مربوط بودن اطلاعات بیشتر باشد صورت‌های مالی برای تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران قابل اتکاترند و بین ارقام صورت‌های مالی و قیمت یا بازده سهام ارتباط قوی‌تری ایجاد می‌کند (سامی و ژو،2004). در پژوهش‌های متعدد، تأثیر متغیرهای زیادی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری از جمله متغیرهای مالیات، گزارشگری محافظه‌کاری، مدیریت سود، مالکیت نهادی، سطح افشای اختیاری، نوع حسابرس و... مورد بررسی قرار گرفته است.

یکی از متغیرهایی که در صورت‌های مالی شرکت‌های تولیدی مطرح می‌باشد میزان موجودی کالا و میزان گردش آن‌ها است. به طور معمول، نسبت گردش زیاد موجودی کالا نشانه کارایی مدیریت شرکت است. در صورت ثابت بودن سایر عوامل، نسبت گردش زیاد مطلوب‌تر  از نسبت گردش پایین است هدف اصلی این پژوهش بررسی تأثیر متغیر مدیریت دارایی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری می‌باشد و پاسخ به این سؤال که آیا مدیریت دارایی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری تأثیرگذار است یا خیر.

در این پژوهش بعد از بیان ادبیات و پژوهش‌های انجام شده در زمینه مربوط بودن اطلاعات حسابداری، به تعریف متغیرهای این پژوهش پرداخته و با تجزیه‌وتحلیل داده‌های شرکت‌های عضو نمونه، به نتیجه‌گیری خواهیم رسید.

 

 

 

2- چارچوب نظری

2-1- مربوط بودن اطلاعات حسابداری

اولین مطالعه‌ای که عنوان مربوط بودن اطلاعات حسابداری را مطرح کرد، مطالعه امیر، هریس و ونوتی (1993) بود. مطالعات اولسن (1995) و فلتم و اولسن (1995) زیربنایی را برای تعریف مجدد هدف پژوهش در زمینه رابطه بین صورت‌های مالی و ارزش شرکت پایه‌گذاری کردند و ساختاری را برای مدل‌سازی در این زمینه فراهم آورد (اولسن^[i]،1995 و فلتم^[ii]و اولسن،1995).

"مربوط بودن" یکی از ویژگی‌های کیفی و اساسی اطلاعات حسابداری است. ارائه اطلاعات مربوط، تصمیم‌گیرندگان را در اخذ تصمیمات منطقی یاری می‌دهد و می‌تواند عاملی برای جلوگیری از بروز ابهام و سردرگمی در بررسی و مطالعه اطلاعات مالی محسوب شود؛ اما تعیین این که چه اطلاعاتی مربوط است و چه اطلاعاتی نامربوط، مسلماً کار ساده‌ای نیست؛ زیرا "مربوط بودن" یک ویژگی نسبی است و محتوای آن به استفاده‌کنندگان اطلاعات مالی و خواسته‌های آنان بستگی دارد. به طور کلی می‌توان گفت اطلاعاتی مربوط محسوب می‌شود که در تصمیم‌گیری‌ها مؤثر و نقش آن با اهمیت باشد؛ بنابراین مربوط بودن را می‌توان تأثیرگذاری اطلاعات حسابداری بر تصمیمات استفاده‌کنندگان در مورد نتایج رویدادهای گذشته و پیش‌بینی اثرات رویدادهای فعلی و آتی یا تأیید یا تعدیل انتظارات قبلی، تعریف کرد (شفیع زاده، مقدم، 1389). سه تئوری نیز به نیاز تصمیم‌گیرندگان به اطلاعات مربوط تأکید دارند که شامل:

• ·       تئوری تصمیم‌گیری فردی^[iii]

طبق تئوری تصمیم‌گیری فردی، تحت شرایط نامطمئن یک فرد با انتخاب یک گزینه از میان گزینه‌های مختلف بهترین تصمیم را بگیرد. استفاده از این روش این امکان را برای تصمیم‌گیرنده فراهم می‌کند که اطلاعات بیشتری را دریافت نماید تا بر اساس آن بتواند در مورد احتمال رویدادهایی که ممکن است بعد از تصمیم‌گیری رخ دهد، تجدید نماید. تئوری تصمیم‌گیری در حسابداری کاربرد دارد زیرا در حسابداری، صورت‌های مالی اطلاعات زیادی را فراهم می‌کند که برای استفاده‌کنندگان آن‌ها می‌تواند سودمند واقع شود و آن‌ها را در تصمیم‌گیری‌های مفید اقتصادی یاری رساند؛ بنابراین روش سنجش و اندازه‌گیری در حسابداری که دارای بالاترین توان پیش‌بینی رویدادهای اقتصادی باشد به عنوان شاخص "مربوط" مدنظر قرار می‌گیرد (رهنمای رودپشتی و صالحی،1389، 78).

• ·       تئوری پیش‌بینی^[iv]

در این تئوری، مدیریت با استفاده از انواع شیوه‌های پیش‌بینی و روش‌های آماری، رویدادهای آینده را پیش‌بینی می‌کند. هدف این تئوری، شناسایی، تعریف و تدوین الگوهای تصمیم‌گیری و تسهیل نمودن فرآیند تصمیم‌گیری برای حل مسئله است. طرفداران تئوری پیش‌بینی برای تدوین تئوری حسابداری از شاخص "سودمندی در پیش‌بینی" استفاده می‌کنند که بر آن اساس از میان روش‌های حسابداری، معیاری که دارای بالاترین قدرت پیش‌بینی باشد به عنوان بهترین روش شناخته می‌شود. تأکید بر"مربوط بودن" به عنوان شاخص اولیه در گزارشگری مالی، منشأ پیدایش شاخص "سودمندی در پیش‌بینی" شده است."مربوط بودن" بر توجه به اطلاعات درباره رویدادهای آینده دلالت می‌نماید. از این‌رو سودمندی اطلاعات در پیش‌بینی رویدادهای آینده از ویژگی‌های عمده داده‌های "مربوط" است (رهنمای رودپشتی و صالحی،1389، 83).

• ·       تئوری سرمایه‌گذار

استابس بیان نمود بر اساس هدف تهیه اطلاعات حسابداری برای عرضه سرمایه، نقش حسابداری و صورت‌های مالی باید از دیدگاه سرمایه‌گذاران ارائه گردد. سرمایه‌گذاران در واقع سهامداران و بستانکاران شرکت هستند. سرمایه‌گذاران اطلاعات حسابداری را به منظور پیش‌بینی جریان نقدی ورودی در آینده به عنوان نتایج حاصل از ارتباطشان با یک شرکت خاص نیاز دارند. این تئوری بر تأمین نیازهای اطلاعاتی استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی به ویژه سهامداران تأکید دارد و در این تئوری استابس سهامداران را به عنوان سرمایه‌گذارانی در نظر می‌گیرد که برای اینکه بدانند در شرکت چه رخ داده است باید بر اطلاعات صورت‌های مالی اتکا کنند (رهنمای رودپشتی و صالحی،1389، 123).

 

2-2- مدیریت دارایی

کارایی شرکت از نظر مدیریت بر دارایی‌ها، با استفاده از نسبت‌های کارایی (فعالیت) سنجیده می‌شود. کارایی یعنی گردش سریع اقلام دارایی و از این رو این نسبت‌ها را "نسبت‌های فعالیت" می‌نامند. این نسبت‌ها کارایی مدیران را در کاربرد دارایی‌ها (منابع مالی در اختیار مدیران)  نشان  می‌دهند. در محاسبه این نوع نسبت‌ها روی برخی دارایی‌ها مانند موجودی کالا یا حساب بدهکاران، تأکید بیشتری می‌شود و در سایر موارد به کل فعالیت شرکت توجه می‌شود. یکی از نسبت‌های فعالیت "گردش موجودی کالا" می‌باشد که تعداد دفعاتی است که شرکت در سال موجودی کالای خود را می‌فروشد و برای محاسبه آن، بهای تمام شده کالای فروش رفته را بر موجودی کالا تقسیم می‌شود. نسبت گردش زیاد موجودی‌ها نشانه کارایی مدیریت شرکت است (نوو، 42:1383).

 

 

3- پیشینه و تحقیق‌های مرتبط

کیو و ژانگ^[v] (2015) دریافتند که ارزش مربوط بودن ترکیبی سودها و ارزش دفتری شرکت‌های چینی به طور معناداری با بهبود دستورالعمل‌های حسابداری و توسعه مکانیزم‌های بازار، افزایش یافته است. آچیمپنگ^[vi] و همکاران (2014) طی پژوهش در کشور غنا به یک رابطه مثبت و معنادار بین اندازه شرکت و بازده و یک رابطه منفی و معنادار بین اهرم مالی و بازده شرکت‌ها دست یافتند. وانگ و همکاران (2013) در بازار سرمایه چین به این نتیجه رسیدند که گردش موجودی کالا ارتباط مثبت و معنی‌داری با قیمت سهام دارند. بلسیس و سوروس^[vii](2012) با پژوهشی در کشور یونان نشان دادند که ارزش دفتری و سود هر سهم با قیمت سهام در ارتباط است. همچنین ارزش دفتری در مقایسه با سود هر سهم دارای میزان مربوط بودن بالاتری در ارتباط با سهام می‌باشد. پژوهش آندراجان^[viii]و همکارانش (2006)، در کشور ترکیه نشان می‌دهد که ارزش دفتری شاخص مهمی برای قیمت سهام است و سود و ارزش دفتری تعدیل شده به دلیل تورم در مجموع بیش از 70 درصد تغییرات قیمت سهام را توضیح می‌دهند. اکسیه (2007) به این نتیجه رسید که نسبت گردش موجودی کالا به عنوان یکی از اطلاعات حسابداری، ارتباط مستقیم و معناداری بر قیمت سهام دارد. وو^[ix] و همکاران (2002) به این نتیجه رسیدند که سود و ارزش دفتری دارای مربوط بودن بوده و ارزش سهام را تحت تأثیر قرار می‌دهد. داتر و همکاران (1998) طی پژوهشی نرخ گردش موجودی کالا را بر روی نرخ بازده سهام مورد بررسی قرار دادند. دوره زمانی پژوهش از سال 1991-1963 بود. خط رگرسیون مقطعی بین متغیر نرخ بازده سهام (متغیر وابسته) و تغییر نرخ گردش موجودی کالا (متغیر مستقل) نشان داد که گردش موجودی کالا به طور منفی با نرخ بازده سهام در ارتباط می‌باشد.

صالحی و همکاران (1395) در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که افزایش محافظه‌کاری موجب افزایش مربوط بودن اطلاعات حسابداری شده است. حجازی و همکاران (1394) در بررسی اثر بازار، نقدشوندگی و تکانه بر تغییرات عمده قیمت سهام، بیانگر رابطهٔ معنادار بین متغیرهای مورد بررسی و تغییرات عمده قیمت سهام است. احمدپور و هادیان (1394) در پژوهش خود مربوط بودن اطلاعات حسابداری را به کمک چهار مدل با روش حداقل مربعات معمولی بررسی کردند که نتایج پژوهش حاکی از آن است که مربوط بودن اطلاعات ترازنامه پس از تدوین اولین استانداردهای حسابداری، روند رو به رشدی را در پیش گرفته است و بین مربوط بودن و اندازه شرکت رابطه معنادار، بین مربوط بودن و رشد شرکت رابطه مستقیم و معنادار و بین مربوط بودن و بدهی شرکت رابطه معکوس و معنادار وجود دارد. اسماعیل زاده و همکاران (1394) در بررسی تأثیر ساختار مالکیت بر رابطه بین جریان وجه نقد آزاد و مدیریت استفاده بهینه از دارایی‌ها به این نتیجه رسیدند که مالکیت نهادی و مالکیت مدیریتی در سطح کل صنایع و به تفکیک بر رابطة منفی بین جریان وجه نقد آزاد و استفاده بهینه از دارایی‌ها اثر معکوس داشته است. همچنین نتایج نشان داد که مالکیت شرکتی در سطح کل صنایع و به تفکیک، بر رابطة منفی بین جریان وجه نقد آزاد و استفاده بهینه از دارایی‌ها اثر مستقیم دارد. نتیجه پژوهش بحری ثالث و همکاران (1392) نشان می‌دهد که ویژگی‌های هیئت‌مدیره بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری تأثیر ندارد. همچنین بین اندازه موسسه حسابرسی و سودآوری شرکت و مربوط بودن اطلاعات حسابداری رابطه معناداری وجود دارد و بین اهرم مالی شرکت و اندازه شرکت و مربوط بودن اطلاعات حسابداری رابطه معناداری وجود ندارد. لگزیان و همکاران (1390) در بررسی تأثیر نسبت‌های مالی بر پیش‌بینی سود شرکت و بازده سهام، دریافتند که تغییرات گردش موجودی کالا رابطه مستقیم و معناداری بر بازده سهام دارد. رهنمای رودپشتی و موسوی ثابت (1387)، در بررسی میزان تداوم فعالیت با قیمت سهام، به این نتیجه رسیدند که نسبت گردش موجودی کالا با قیمت سهام رابطه معکوس و معنی‌دار دارد. نمازی و رستمی (1385)، در پژوهشی به این نتیجه رسیدند که نسبت گردش موجودی کالا و نرخ بازده سهام دارای ارتباط مستقیم و معنی‌داری هستند. نتایج پژوهش بختیاری (1383) نشان داد که در بورس تهران طی سال‌های 79-70 بین قیمت سهام و سود هر سهم و نیز بین قیمت سهام شرکت و سود تقسیمی هر سهم رابطه معناداری وجود داشته است.

 

4- روش و فرضیه‌های پژوهش

4-1- فرضیه‌های پژوهش

فرضیه اصلی

ü     مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری تأثیر معنی‌داری دارد.

فرضیات فرعی

ü     مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اندازه متفاوت، تأثیر معنی‌داری دارد.

ü     مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اهرم مالی متفاوت، تأثیر معنی‌داری دارد.

 

 

 

4-2- روش پژوهش

پژوهش حاضر از نوع پژوهش‌های علّی پس از وقوع (شبه تجربی) است که بر اساس اطلاعات واقعی بازار سهام و صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام می‌گیرد. روش مورد استفاده در این پژوهش از نوع همبستگی است. این پژوهش در مورد پژوهش‌هایی که هدف آن‌ها کشف رابطه بین متغیرهای مختلف است، سودمند است.

برای مطالعه ادبیات موضوع و بررسی پیشینه پژوهش از منابع کتابخانه‌ای و مقالات فارسی و لاتین و سایت‌های اینترنتی استفاده شده است. اطلاعات و داده‌های شرکت‌های عضو نمونه از پایگاه اینترنتی کدال و همچنین نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است. برای تجزیه‌وتحلیل فرضیه‌ها از نرم‌افزارهای E'views 9 و 20 SPSS بهره گرفته شده است.

جامعه آماری را شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران شکل می‌دهند. تمام شرکت‌ها در دوره زمانی 1393-1389 انتخاب شدند و آن‌هایی که هریک از شرایط زیر را نداشتند، از نمونه خارج شدند:

ü     به منظور افزایش قابلیت مقایسه نتایج پژوهش، دوره مالی شرکت‌های نمونه منتهی به 29 اسفند باشد.

ü     در دوره‌های مالی طی بازه زمانی پژوهش، تغییری در سال مالی ایجاد نشده باشد.

ü     از سال 1389 در بورس پذیرفته شده باشند و تا انتهای سال 1393 در بورس باقی مانده باشند.

ü     جزو شرکت‌های بیمه، بانک، سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی نباشند.

ü     اطلاعات مد نظر برای استخراج داده‌ها در دسترس باشد.

برای بررسی مربوط بودن اطلاعات حسابداری، به بررسی 103 شرکت با داشتن کلیه شرایط فوق‌الذکر طی 5 سال (1393-1389) پرداخته شد.

 

5- مدل‌ها و متغیرهای پژوهش

5-1- مدل‌های پژوهش

در این پژوهش برای آزمون فرضیه‌ها 3 مدل استفاده شده است. برای سنجش مربوط بودن اطلاعات حسابداری از الگوی اولسن (1995) استفاده شده است (هالونن و همکاران، 2013) که توانایی این الگو در پیش‌بینی ارزش شرکت در ایران مورد بررسی قرار گرفته است و تأیید شده است (محمودآبادی،1385). این مدل ارزش یک شرکت را به عنوان یک تابع خطی از سود هر سهم و ارزش دفتری بیان می‌کند. مدل‌های پژوهش به شرح جدول 1 می‌باشند.

جدول 1- مدل‌های پژوهش

مدل 1	𝑃𝑖𝑡=𝛽0+ 𝛽1𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡+𝛽2𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡+𝛽3𝐵𝑉𝑖𝑡+ 𝛽4𝐵𝑉𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡+𝛽5𝐷𝑖𝑡+
مدل 2	𝑃𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡 + 𝛽2𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽3𝐵𝑉𝑖𝑡 + 𝛽4𝐵𝑉𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽5𝐷𝑖𝑡 + 𝛽6𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖𝑡+
مدل 3	𝑃𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡 + 𝛽2𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽3𝐵𝑉𝑖𝑡 + 𝛽4𝐵𝑉𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽5𝐷𝑖𝑡 + 𝛽6𝐹𝐿𝑖𝑡+
مدل اولسن (1995)	+  + +

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

5-2- متغیرهای پژوهش و نحوه محاسبه آن‌ها

5-2-1- متغیر وابسته

قیمت سهم (P): ارزش جاری یا بازار هر سهم می‌باشد که قیمت خرید و فروش یک سهم در بازار را ارزش بازاری سهم می‌گویند.

5-2-2- متغیرهای مستقل

سود هر سهم (EPS): از تقسیم سود پس از کسر مالیات شرکت، بر تعداد کل سهام، محاسبه می‌شود؛ که نشان‌دهنده سودی است که شرکت در یک دوره مشخص به ازای یک سهم عادی به دست آورده است (نوو، 1383).

ارزش دفتری هر سهم (BV):ارزش هر دارایی را آن گونه که در ترازنامه شرکت آمده است،‌ ارزش دفتری می‌نامند. ارزش دفتری هر سهم به این شکل حساب می‌شود که تمام بدهی‌ها را از تمام دارایی‌ها کسر می‌کنند و آنچه به دست آمده را بر تعداد سهامی که شرکت منتشر کرده و در دست مردم است، تقسیم می‌کنند[x].

مدیریت دارایی (گردش موجودی کالا):تعداد دفعاتی است که شرکت در سال موجودی کالای خود را می‌فروشد و برای محاسبه آن، بهاء تمام‌شده کالای فروش رفته را بر موجودی کالا تقسیم می‌کنند.

در این پژوهش مدیریت دارایی یک متغیر دامی در نظر گرفته شده است. بدین صورت که برای محاسبه این متغیر ابتدا نسبت گردش موجودی کالا را برای سال‌ها و شرکت‌های نمونه محاسبه کرده سپس نسبت به دست آمده در صورتی که عددی بیشتر از 100 بود، متغیر دامی را برابر با عدد یک و در صورتی که زیر 100 بود متغیر مربوطه صفر در نظر گرفته شد. به طور کلی نسبت گردش موجودی کالا به عنوان یک فاکتور از مدیریت دارایی در نظر گرفته می‌شود که افزایش یا کاهش آن وجود یا عدم وجود مدیریت دارایی را نشان می‌دهد.

 

 

بنابراین اثرات متقابل مدیریت دارایی بر متغیرها به شکل زیر مشخص شده‌اند:

𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡	سود هر سهم شرکت‌های فاقد مدیریت دارایی
𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡	سود هر سهم شرکت‌های دارای مدیریت دارایی
𝐵𝑉𝑖𝑡	ارزش دفتری شرکت‌های فاقد مدیریت دارایی
𝐵𝑉𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡	ارزش دفتری شرکت‌های دارای مدیریت دارایی
𝐷𝑖𝑡	1 برای شرکت‌هایی که مدیریت دارایی دارند
	0 برای شرکت‌هایی که مدیریت دارایی ندارد

 

5-2-3- متغیرهای کنترلی

اندازه شرکت: برای محاسبه متغیر اندازه از معیارهایی همچون لگاریتم مجموع دارایی‌ها یا فروش استفاده می‌شود. (اسدی، بیات و نقدی، 1393). در این پژوهش از جهت وارد نمودن اندازه شرکت‌ها در الگوی آزمون فرضیات از میزان فروش استفاده شده است.

اهرم مالی شرکت: اهرم به معنی وجود هزینه‌های ثابت در میان هزینه‌های شرکت است. اهرم مالی، میزان کلی بدهی‌های شرکت را اندازه می‌گیرند. نسبت مذکور منعکس‌کننده توانایی شرکت برای پاسخگویی به تعهدات کوتاه‌مدت و بلندمدت می‌باشد. اهرم مالی از تقسیم کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها حاصل می‌شود. نسبت‌های اهرم مالی برای وام‌دهندگان اهمیت دارند، زیرا نشان می‌دهد که آیا درآمد شرکت هزینه‌های ثابت و بهره را پوشش می‌دهند یا نه. سهامداران نیز به نسبت‌های اهرم مالی توجه دارند، زیرا بهره یکی از اقلام هزینهٔ شرکت است و با افزایش بدهی، هزینه بهره نیز افزایش می‌باشد (نوروش و یزدانی،1389).

 

6- تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها

6-1-آمار توصیفی

نتایج توصیفی داده‌ها در جدول 2 نشان داده شده است.

نتایج بررسی آماره‌های توصیفی نشان می‌دهد که میانگین قیمت هر سهم برابر با 10039 ریال و انحراف معیار آن برابر با 8083 است. میانگین متغیرهای سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم به ترتیب برابر با 1403 و 2557 ریال و انحراف معیار آن‌ها برابر با 1133 و 1388 است. یافته‌ها نشان می‌دهد که میانگین نسبت گردش موجودی کالا شرکت‌های مورد بررسی که سنجه مدیریت دارایی محسوب می‌شود برابر 151 و انحراف معیار آن برابر با 41/57 است. حداکثر میزان کارایی مدیران در میان شرکت‌های نمونه این پژوهش 303 و حداقل آن در این پژوهش 50 می‌باشد. میانگین اهرم مالی شرکت‌های مورد بررسی نیز برابر با 6/0 و انحراف معیار آن برابر با 19/0 است. علاوه بر این نتایج تحلیل توصیفی نشان می‌دهد میانگین اندازه شرکت که لگاریتم آن در این مطالعه سنجه‌ای از سطح فروش سالانه شرکت می‌باشد، برابر با 727269 میلیون ریال و انحراف معیار آن برابر 596738 است.

جدول 2- نتایج توصیفی متغیرهای پژوهش

نماد	متغیر	تعداد	میانگین	انحراف معیار	کمینه	بیشینه
P	ارزش بازاری هر سهم	515	10039	8083	1249	47404
BV	ارزش دفتری هر سهم	515	2557	1388	1150	6504
EPS	سود هر سهم	515	1403	1133	80	3403
D	مدیریت دارایی	515	151	57	50	303
SIZE	اندازه شرکت	515	727269	596738	111590	2033370
FL	اهرم مالی	515	60/0	19/0	09/0	03/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-2-آزمون پایایی متغیرها

به منظور بررسی پایایی می‌توان از آزمون لین و لوین[xi] (1992) استفاده نمود. نتایج آزمون در جدول 3 نشان داده شده است.

 

جدول 3- آزمون لین و لوین

نماد	متغیر	آماره	p-value
P	قیمت هر سهم	28/7-	000/0
BV	ارزش دفتری سهم	02/1-	0298/0
EPS	سود هر سهم	22/2-	0132/0
SIZE	اندازه شرکت	62/16-	000/0
FL	اهرم مالی	23/8-	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج آزمون‌ها، چون مقدار P برای تمام متغیرها کمتر از 05/0 است، در نتیجه این متغیرهای پژوهش در طی دوره پژوهش در سطح مورد نظر پایا بوده‌اند و نتایج آزمون لین و لوین نشان می‌دهد که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت است. در نتیجه استفاده از این متغیرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود.

 

6-3- تحلیل ماهیت متغیرها و مفروضه‌های آزمون

این پژوهش با روش همبستگی بر اساس مشاهده‌های پس‌رویدادی و با تحلیل رگرسیون اقدام به پیش‌بینی متغیر وابسته از طریق مجموعه‌ای از متغیرهای توضیحی نموده است که شواهد و داده‌های آن به صورت شرکت – سالانه و به صورت ترکیبی از سری زمانی و مقطعی است؛ بنابراین برای بررسی مدل‌های مفهومی پژوهش از تحلیل رگرسیون ترکیبی استفاده شده است. برای به‌کارگیری تحلیل رگرسیون ترکیبی تعدادی مفروضه بنیادی باید قابل توجیه باشد.

• در تحلیل رگرسیون ترکیبی انتخاب مدل به یکی از دو شکل پولد[xii] و پانل[xiii] و در صورت تائید مدل پانل، یکی از دو شکل اثرات تصادفی یا اثرات ثابت اساسی است که با آزمون‌های لیمر و هاسمن مشخص می‌گردد.
• مفروضه‌های دیگر: نرمال بودن توزیع، خطی بودن رابطه بین متغیرهای توضیحی با وابسته، نبود رابطه خطی بین متغیرهای توضیحی، همسانی واریانس، استقلال باقیمانده مدل و نرمال بودن باقیمانده مدل است که عدم توجیه این مفروضه‌ها در مواقعی مانند بزرگ بودن حجم نمونه و نبود چولگی شدید و برابر بودن حجم گروه‌های داخل نمونه آماری قابل توجیه است.

 

6-3-1- آزمون نرمال بودن

برای آزمون توزیع متغیرهای مورد مطالعه تحقیق از آزمون "کالموگروف-اسمیرنف[xiv]"، استفاده شده است. جدول خروجی آزمون K-S در نرم‌افزار SPSS برای این متغیرها به شرح جدول 4 است.

 

جدول 4- آزمون کولموگروف اسمیرنوف

نماد	متغیر	آماره	p-value	نتیجه
P	قیمت هر سهم	0590/0	216/0	توزیع نرمال است
BV	ارزش دفتری سهم	156/1	138/0	توزیع نرمال است
EPS	سود هر سهم	011/1	258/0	توزیع نرمال است
SIZE	اندازه شرکت	293/1	071/0	توزیع نرمال است
FL	اهرم مالی	792/0	556/0	توزیع نرمال است

منبع: یافته‌های پژوهشگر

6-3-2- بررسی استقلال خطای بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش‌بینی شده

برای بررسی استقلال خطاهای مدل از آزمون دوربین - واتسون استفاده شده است. به دلیل اینکه مقادیر بین 50/1 تا 50/2 قرار گرفته‌اند، مدل فاقد خودهمبستگی است. آماره دوربین واتسن به همراه مقادیر بحرانی در سطح خطای 5% به شرح جدول (5) است.

 

جدول 5- آزمون استقلال خطاها

مدل	آماره دوربین واتسن
1	15/2
2	36/2
3	05/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-3-3-ناهمسانی واریانس‌ها

آزمون ناهمسانی واریانس: به منظور برآورد واریانس ناهمسانی در این پژوهش از آزمون وایت استفاده شده است. نتایج حاصل از این آزمون به صورت جدول 6 بیان شده است.

 

جدول 6- نتایج حاصل از ناهمسانی واریانس

مدل رگرسیونی	آماره وایت	P-value	نتیجه آزمون
1	12/6	000/0	وجود ناهمسانی
2	02/5	000/0	وجود ناهمسانی
3	34/8	000/0	وجود ناهمسانی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج حاصل از آزمون وایت (آماره F) نشان‌دهنده این است که آماره F مدل‌های اول تا سوم در سطح خطای 0.05 معنی‌دار هستند در نتیجه فرضیه صفر مبنی بر وجود ناهمسانی واریانس در بین داده‌های مدل در سطح خطای 05/0 رد نمی‌شود. به همین دلیل باید در تمامی سه مدل از مدل رگرسیونی GLS استفاده شد.

 

 

 

6-3-4- آزمون هم خطی متغیرهای مستقل

همخطی چندگانه زمانی اتفاق می‌افتد که دو یا بیش از دو متغیر توضیح‌دهنده (مستقل) در یک رگرسیون چندمتغیره نسبت به یکدیگر از همبستگی بالایی برخوردار باشند. منظور از همبستگی وجود یک ارتباط خطی بین متغیرهای مستقل است. بسته به شدت همبستگی بین متغیرهای مستقل، میزان و نوع همخطی متفاوت است. هنگامی که همبستگی شدید بین متغیرهای مستقل وجود داشته باشد، کوواریانس و واریانس ضرایب بزرگتر برآورد شده و پیش‌بینی‌های صورت گرفته از آن غیر قابل اعتماد می‌گردد. یکی از راه‌های شناسایی وجود یا نبود رابطه همخطی، استفاده از دو شاخص تورم واریانس (VIF) و تحمل واریانس (Tolerance) بین متغیرهای مستقل است.

 

جدول 7- آزمون همخطی بین متغیرهای مستقل

نماد	شرح متغیرها	تحمل واریانس	عامل تورم واریانس
BV	ارزش دفتری سهم	46/0	16/2
EPS	سود هر سهم	44/0	22/2
SIZE	اندازه شرکت	77/0	28/1
FL	اهرم مالی	92/0	08/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به جدول 7، میزان تولرانس برای تمامی متغیرهای مستقل بیشتر از 4/0 و عامل تورم واریانس نیز از 4 کمتر است، در نتیجه فرضیه عدم وجود همخطی بین متغیرهای مستقل تأیید می‌شود.

 

6-3-5- تعیینمدلمناسببرایتخمینمدلرگرسیون

برای استفاده از تحلیل رگرسیون با سری‌های ترکیبی نیاز به انجام یک سری از آزمون‌های مقدماتی که شامل بررسی شیب دوره‌ها و مقاطع و نوع اثرات است. برای تصمیم‌گیری در استفاده از مدل‌های پولد یا پانل از آزمون لیمر و برای نوع اثرات از آزمون هاسمن استفاده شده است. با آزمون لیمر شیب شرکت و دوره‌ها بررسی شده و در صورت معنادار شدن از مدل پانل و سپس با آزمون اثرات زمانی تصادفی در صورت معنادار شدن از اثرات ثابت استفاده شده است.

 

جدول 8- نتایج آزمون انتخاب مدل‌های مناسب برای کاربرد مدل پولد یا پانل و نوع اثرات متغیرها

مدل	هدف و آزمون
		آماره F	سطح خطا	نتیجه	آماره مربع کا	سطح خطا	نتیجه
1	آزمون مقطع	47/2	003/0	اثرات معنادار	18	0029/0	اثرات ثابت
2	آزمون مقطع	179/2	014/0	اثرات معنادار	835/14	002/0	اثرات ثابت
3	آزمون مقطع	429/2	0047/0	اثرات معنادار	57/21	0014/0	اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در مورد مدل‌های اول تا سوم با توجه به سطح معناداری نتایج آزمون چاو نشان می‌دهد فرض (مدل تلفیقی) تأیید نمی‌شود. به بیان دیگر، آثار فردی یا گروهی وجود دارد و باید از روش داده‌های تابلویی (پانل) برای برآورد مدل رگرسیونی پژوهش استفاده شود که در ادامه برای تعیین نوع مدل پانل (با اثرات تصادفی یا اثرات ثابت) از آزمون‌هاسمن استفاده شد. در آزمون‌هاسمن فرضیه صفر مبنی بر سازگاری تخمین‌های اثر تصادفی را در مقابل فرضیه مقابل مبنی بر ناسازگاری تخمین‌های اثر تصادفی آزمون می‌نماید. نتایج مربوط به آزمون‌هاسمن برای مدل‌های اول تا سوم در جدول 8 نشان داده شده است. نتایج نشان داده که برای تمامی مدل‌ها آزمون در سطح اطمینان 95 درصد معنی‌دار می‌باشند که حاکی از تأیید فرضیه مقابل می‌باشد، لذا با توجه به آزمون هاسمن برازش مدل‌های اول تا سوم با استفاده از مدل داده‌های پانل به روش اثرات ثابت مناسب خواهد بود.

 

6-4- آزمون فرضیه‌ها

در این پژوهش، مدل‌های تئوریکی با مدل تحلیل رگرسیون ترکیبی مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج آزمون لیمر از کاربرد رگرسیون ترکیبی به صورت پانل و با اثرات ثابت برای مقاطع و مدل پانل برای دوره‌ها حمایت کرده است.

 

6-4-1- آزمون فرضیه اول

ü     مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری تأثیر معنی‌داری دارد.

همان‌گونه که بیان شد برای آزمون فرضیه اول، مدل رگرسیون 1 تشکیل شد. نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون اول در جدول 9 بیان شده است.

 

 

جدول 9- نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون اول

𝑃𝑖𝑡=𝛽0+ 𝛽1𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡+𝛽2𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡+𝛽3𝐵𝑉𝑖𝑡+ 𝛽4𝐵𝑉𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡+𝛽5𝐷𝑖𝑡+
نام متغیر	مقدار ضریب متغیر در مدل	آماره t	سطح معنی‌داری
C	4611	77/3	0004/0
EPS	43/1	30/7	000/0
EPSD	80/1	62/1	1086/0
BV	04/5	28/12	000/0
BVD	67/1-	21/2-	331/0
DUMMY	96/95	306/0	0005/0
ضریب تعیین	ضریب تعیین تعدیل شده	آماره F	سطح معنی‌داری F	آماره دوربین واتسون
905/0	865/0	35/22	000/0	154/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 9، در بررسی معنادار بودن کل مدل با توجه به اینکه مقدار معنی‌داری آماره F از 5% کوچک‌تر است با اطمینان 95% معنادار بودن کل مدل برای بررسی فرضیه پژوهش تأیید می‌شود. همچنین در مدل ضریب تعیین برابر با 0.90 می‌باشد که نشان‌دهنده توضیح دهندگی 90 درصد از تغییرات متغیر قیمت توسط متغیرهای وابسته می‌باشد. آماره دوربین – واتسون 2.15 می‌باشد که عدم وجود خودهمبستگی میان اجزاء اخلال را نشان می‌دهد. نتایج نشان می‌دهند که متغیر دامی که همان مدیریت دارایی می‌باشد با قیمت سهم رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. علاوه بر این متغیرهای سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم نیز رابطه مثبت و معنی‌دار با قیمت سهام دارد که اثباتی بر مدل مربوط بودن اولسن می‌باشد؛ اما نتایج نشان می‌دهد تأثیرات متقابل متغیرها رابطه معناداری با قیمت سهم ندارند؛ بنابراین فرضیه پژوهش مبتنی بر "مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری تأثیر معنی‌داری دارد" تأیید می‌شود.

 

6-4-2- آزمون فرضیه دوم

ü     مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اندازه متفاوت، تأثیر معنی‌داری دارد.

برای آزمون فرضیه دوم، مدل رگرسیون 2 تشکیل شد. نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون دوم در جدول 10 بیان شده است.

جدول 10- نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون دوم

𝑃𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡 + 𝛽2𝐸𝑃��𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽3𝐵𝑉𝑖𝑡 + 𝛽4𝐵𝑉𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽5𝐷𝑖𝑡 + 𝛽6𝑆𝑖𝑧𝑒𝑖𝑡+
نام متغیر	مقدار ضریب  متغیر در مدل	آماره t	سطح معنی‌داری
C	4781	59/3	0007/0
EPS	38/1	74/4	000/0
EPSD	28/1	88/0	38/0
BV	99/4	24/13	0004/0
BVD	45/1-	503/1-	138/0
DUMMY	039/68	12/0	003/0
SIZE	0007/0	69/0	0489/0
ضریب تعیین	ضریب تعیین تعدیل شده	آماره F	سطح معنی‌داری F	آماره دوربین واتسون
906/0	863/0	27/21	000/0	36/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 10، در بررسی معنادار بودن کل مدل با توجه به اینکه مقدار معنی‌داری آماره F از 5% کوچک‌تر است با اطمینان 95% معنادار بودن کل مدل برای بررسی فرضیه پژوهش تأیید می‌شود. همچنین در مدل ضریب تعیین برابر با 0.90 می‌باشد که نشان‌دهنده توضیح دهندگی 90 درصد از تغییرات متغیر قیمت توسط متغیرهای وابسته می‌باشد. آماره دوربین – واتسون 2.36 می‌باشد که عدم وجود خودهمبستگی میان اجزاء اخلال را نشان می‌دهد. نتایج نشان می‌دهند که متغیر دامی که همان مدیریت دارایی می‌باشد هم‌جهت با اندازه متفاوت شرکت‌ها (متغیر کنترلی)، با قیمت سهم رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. علاوه بر این متغیرهای سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم نیز رابطه مثبت و معنی‌دار با قیمت سهام دارد که اثباتی بر مدل مربوط بودن اولسن می‌باشد؛ اما نتایج نشان می‌دهد تأثیرات متقابل متغیرها رابطه معناداری با قیمت سهم ندارند؛ بنابراین فرضیه پژوهش مبتنی بر "مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اندازه متفاوت، تأثیر معنی‌داری دارد" تأیید می‌شود.

 

 

 

 

6-4-2- آزمون فرضیه سوم

ü     مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اهرم مالی متفاوت، تأثیر معنی‌داری دارد.

نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون سوم در جدول 11 بیان شده است.

 

جدول 11- نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون سوم

𝑃𝑖𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡 + 𝛽2𝐸𝑃𝑆𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽3𝐵𝑉𝑖𝑡 + 𝛽4𝐵𝑉𝑖𝑡𝐷𝑖𝑡 + 𝛽5𝐷𝑖𝑡 + 𝛽6𝐹𝐿𝑖𝑡+
نام متغیر	مقدار ضریب متغیر در مدل	آماره t	سطح معنی‌داری
C	2573	20/1	23/0
EPS	43/1	95/6	000/0
EPSD	77/1	66/1	10/0
BV	96/4	11/12	000/0
BVD	65/1-	26/2-	22/0
DUMMY	71/18	04/0	0017/0
FL	2929-	95/0-	0437/0
ضریب تعیین	ضریب تعیین تعدیل شده	آماره F	سطح معنی‌داری F	آماره دوربین واتسون
904/0	861/0	77/20	000/0	05/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 11، در بررسی معنادار بودن کل مدل با توجه به اینکه مقدار معنی‌داری آماره F از 5% کوچک‌تر است با اطمینان 95% معنادار بودن کل مدل برای بررسی فرضیه پژوهش تأیید می‌شود. همچنین در مدل ضریب تعیین برابر با 0.90 می‌باشد که نشان‌دهنده توضیح دهندگی 90 درصد از تغییرات متغیر قیمت توسط متغیرهای وابسته می‌باشد. آماره دوربین – واتسون 2.05 می‌باشد که عدم وجود خودهمبستگی میان اجزاء اخلال را نشان می‌دهد. نتایج نشان می‌دهند که متغیر دامی که همان مدیریت دارایی می‌باشد در جهت مخالف با اهرم مالی متفاوت شرکت‌ها (متغیر کنترلی)، با قیمت سهم رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. علاوه بر این متغیرهای سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم نیز رابطه مثبت و معنی‌دار با قیمت سهام دارد که اثباتی بر مدل مربوط بودن اولسن می‌باشد؛ اما نتایج نشان می‌دهد تأثیرات متقابل متغیرها رابطه معناداری با قیمت سهم ندارند؛ بنابراین فرضیه پژوهش مبتنی بر "مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اهرم مالی متفاوت، تأثیر معنی‌داری دارد" تأیید می‌شود.

 

7- بحث و نتیجه‌گیری

در این پژوهش به بررسی تأثیر مدیریت دارایی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس و اوراق بهادار تهران با استفاده از 3 مدل پرداخته شد. پژوهش دارای 1 فرضیه اصلی و 2 فرضیه فرعی است و متغیرهای استفاده شده در راستای آزمون فرضیه‌ها شامل قیمت سهام، سود هر سهم، ارزش دفتری هر سهم، گردش موجودی کالا (متغیر سنجش مدیریت دارایی)، اندازه شرکت و اهرم مالی شرکت هستند. نتایج آزمون مدل‌های رگرسیون برای آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان داد:

"مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد." نتیجه پژوهش تأییدی بر تئوری‌های مالی می‌باشد. کارایی شرکت از نظر مدیریت بر دارایی‌ها، با استفاده از نسبت‌های کارایی (فعالیت) سنجیده می‌شود. این نسبت‌ها کارایی مدیران را در کاربرد دارایی‌ها (منابع مالی در اختیار مدیران) نشان می‌دهند. نسبت گردش زیاد موجودی‌ها نشانه کارایی مدیریت شرکت است. با مثبت بودن رابطه مدیریت دارایی و قیمت سهم، افزایش گردش موجودی کالا می‌تواند یکی از اطلاعات مربوط برای قیمت سهم می‌باشد که در صورت مالی شرکت نشان داده می‌شود. استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی در کنار متغیرهای دیگر که می‌تواند بر قیمت سهم تأثیرگذار باشد، می‌بایست بر میزان گردش موجودی کالا در شرکت‌های تولیدی نیز تکیه کنند تا بتوانند بهترین تصمیم را در مورد انتخاب سهم بگیرند. نتایج این آزمون نتایج مطالعات یوو هوانگ (2005)، اکسیه (2009) و وانگ و همکاران (2013) در خارج از کشور و نمازی و رستمی (1385)، لگزیان و همکاران (1390) در داخل کشور، مبنی بر ارتباط مثبت و معنی‌دار، گردش موجودی کالا با قیمت سهام را تأیید کرد. در مقابل یافته‌های داتر و همکاران (1998) و رهنمای رودپشتی و موسوی ثابت (1387) را تأیید نمی‌کند.

"مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اندازه متفاوت، هم‌جهت با میزان اندازه، تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد". در تحلیل نتیجه آزمون این فرضیه می‌تواند بیان کرد که هرچه اندازه شرکت بزرگتر شود، به همان میزان تلاش مدیر برای فروش محصولات شرکت، افزایش می‌یابد و در نتیجه گردش موجودی کالا افزایش می‌یابد. این افزایش گردش بر قیمت سهام تأثیر مثبت دارد و باعث افزایش آن می‌شود. علاوه بر این، این مورد باعث افزایش انگیزه برای تولید بیشتر می‌شود و با ادامه این روند بعضاً باعث خودکفایی در آن محصول خاص می‌تواند بشود. این بدان معنی نیست که الزاماً در شرکت‌های کوچک گردش موجودی کالا پایین است و آن شرکت‌ها مولد نیستند اما اندازه بزرگ شرکت، به همان میزان تولید و فروش بیشتر را در مقیاس به همراه خواهد داشت.

"مدیریت دارایی شرکت بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های با اهرم مالی متفاوت، در خلاف جهت میزان اهرم مالی، تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد". این نتیجه از آزمون فرضیه نشان می‌دهد که افزایش گردش موجودی کالا بر قیمت سهم تأثیرگذار خواهد بود اما با افزایش اهرم مالی شرکت این تأثیر کاهش می‌یابد. شرکت‌ها برای افزایش تولید و به همان نسبت، میزان فروش خود باید به اهرم مالی شرکت نیز توجه کنند و به حد معینی از نسبت بدهی اکتفا کنند و در کنار آن تأمین مالی خود را بیشتر، از تلاش برای فروش بیشتر و کسب سود ناشی از آن، انجام دهند تا اهرم مالی شرکت در حد معینی باقی بماند و افزایش آن باعث تأثیر عکس بر قیمت سهام شرکت نشود.

نتایج این آزمون نتایج مطالعات آچیمپنگ و همکاران (2014) در خارج از کشور و احمدپور و هادیان (1394) در داخل کشور، مبنی بر وجود رابطه معنادار بین اندازه شرکت و بازده شرکت و رابطه معنادار بین اهرم مالی و بازده شرکت‌ها را تأیید می‌کند.

به طور کلی پیشنهاد می‌شود که:

از آنجایی که سودمند بودن اطلاعات برای تصمیم‌گیری به یکی از اصول مهم تئوری حسابداری تبدیل شده است و اطلاعات نه تنها بر تصمیم‌ها اثرگذار است، بلکه بر بازار (مانند بورس اوراق بهادار) نیز تأثیر می‌گذارد به سرمایه‌گذاران برای اتخاذ تصمیم‌های دقیق‌تر در مورد شرکت‌های تولیدی، توصیه می‌شود که علاوه بر در نظر گرفتن عواملی که قبلاً ثابت شده است که بر قیمت سهام تأثیر می‌گذارد مانند سود هر سهم، ارزش دفتری هر سهم و ... به عامل میزان گردش موجودی کالا که در این پژوهش به اثبات رسید و همچنین متغیرهای دیگری که در سایر پژوهش‌ها به اثبات رسیده است مانند مدیریت سود، مدیریت هزینه، میزان مالیات، نقدشوندگی و... توجه بیشتری کنند و رابطه مستقیم این متغیر اثرگذار بر قیمت سهام را نیز در تحلیل‌های خود مدنظر قرار دهند.

به مدیران عامل شرکت‌های تولیدی توصیه می‌شود با توجه به اثر مدیریت دارایی بر قیمت سهام شرکت خود، توصیه می‌شود که بر گردش موجودی کالای شرکت خود توجه بیشتری داشته باشند و با مدیریت این نسبت، کارایی خود را در کاربرد بهتر دارایی نشان دهند که علاوه بر بالا بردن وجه مدیریتی خود در بین شرکت‌های رقیب، باعث تأثیر خوبی بر قیمت سهام شرکت خواهد داشت.

---

1- دانشیار، گروه حسابداری و مالی ،دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری،  دانشگاه یزد، یزد، ایران، نویسنده اصلی. [e-mail]

2- دکتری مدیریت مالی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری، گروه حسابداری و مالی، دانشگاه یزد، یزد، ایران، مسئول مکاتبات. [e-mail]

---

[i]Ohlson

^[ii]Feltham

[iii]Single-person decision theory

[iv]Forecasting theory

^[v]Qu,X. , Zhang ,G.

[vi]Acheampong

^[vii]Belesis, N., Sorros

^[viii]Anandrajan

^[ix]Wu

[x] www.kmsco.ir

[xi]Lin & Levin

[xii] pooled

[xiii] panel

[xiv]Kolmogorov-Smirnov

مراجع

فهرست منابع

1)   احمدپور، احمد، سیدامین هادیان، (1394)، "بررسی تغییرات مربوط بودن اطلاعات حسابداری"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 22(1)، صص 20-1.

2)   اسدی، غلامحسین، مرتضی بیات و سجاد نقدی، (1393)، "عوامل مالی و غیر مالی مؤثر بر تصمیمات مرتبط با ساختار سرمایه"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، 4(2)، صص 203-187.

3)   اسماعیلی‌زاده مقری، علی، محمد محمودی، سید امین هادیان و احمد برگ بید، (1394)، "تأثیر ساختار مالکیت بر رابطه بین جریان وجه نقد آزاد و مدیریت استفاده بهینه از دارایی‌ها"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 7(28)، صص 41-23.

4)   بحری ثالث، جمال، یعقوب بهنمون و قاسم حسین زاده، (1392)، "ویژگی‌های هیئت‌مدیره و مربوط بودن اطلاعات حسابداری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه علمی پژوهشی دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، 2(6)، صص 63-51.

5)   بختیاری، محمود، (1383)، "بررسی و مقایسه تأثیر سود هر سهم، سود تقسیمی هر سهم و نرخ رشد سود شرکت بر قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه امام صادق.

6)   حجازی، رضوان، میرحسین موسوی و مریم دانشور مفرد، (1394)، "اثر بازار، نقدشوندگی و تکانه بر تغییرات عمده قیمت سهام"، مجله پژوهش‌های ‌حسابداری ‌مالی ‌و حسابرسی، 7(26)، صص 19-1.

7)   خدامی پور، احمد و علی ترک زاده ماهانی، (1390)، "مالیات و محافظه‌کاری در گزارشگری مالی و مربوط بودن اطلاعات حسابداری"، پژوهش‌های حسابداری مالی، 3(9)، صص 145-127.

8)     رهنمای رودپشتی، فریدون و اله کرم صالحی، (1389)، "مکاتب و تئوری‌های مالی و حسابداری"، انتشارات دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی.

9)   رهنمای رودپشتی، فریدون و فرناز موسوی ثابت، (1387)، "بررسی میزان تداوم فعالیت با قیمت سهام"، مجله دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 1(1)، صص 105-79.

10) شفیع زاده، علی و عبدالکریم مقدم، (1389)،"اصول حسابداری 1"، دانشگاه پیام نور، چاپ اول.

11) صالحی، اله کرم، شاهرخ بزرگمهریان و برزو صالحی، (1395)، "اثر محافظه‌کاری غیرشرطی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری"، دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، 5(17)، صص 121-111.

12) لگزیان، محمد، جواد بقایی و محمدحسین همایونی راد، (1390)، "بررسی تأثیر نسبت‌های مالی بر پیش‌بینی سود شرکت و بازده سهام"، دو فصلنامه اقتصاد پولی و مالی، شماره 1، صص 121-102.

13) محمودآبادی، محمد، (1385)، "ارزیابی متغیرهای حسابداری در تعیین ارزش شرکت‌ها"، پایان‌نامه دکتری حسابداری، دانشگاه علامه طباطبایی.

14) نمازی، محمد و نورالدین رستمی، (1385)، "بررسی رابطه بین نسبت‌های مالی و نرخ بازده سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 44، صص 127-107.

15) نوروش، ایرج و سیما یزدانی، (1389)، "بررسی تأثیر اهرم مالی بر سرمایه‌گذاری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار ایران"، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی،2(4)، صص 48-35.

16)  نوو، ریموند. پی، (1383)، "مدیریت مالی"، ترجمه جهانخانی و پارسائیان، انتشارات سمت، (1989).

17)   Acheampong, P. & Agalega, E., Shibu, A., K, (2014), "The Effect of Financial Leverage and Market Size on Stock Returns on the Ghana Stock Exchange: Evidence from Selected Stocks in the Manufacturing Sector", International Journal of Financial Research, 5(1), PP.125-134.

18)   Amir, E.,Harris, T.S. & Venuti, E. K, (1993), “A Comparison of Value
Relevance of US Versus Non-USGAAP Accounting Measures Using Form 20-F Reconciliations”, Journal of Accounting Research, PP. 230–264.

19)   Anandrajan,A.,Iftekhar,H.,Ihsan,I.and McCarthy,C., (2006), "The Role of Earnings and Book Value in Pricing Stocks: Evidence from Turkey", Advances in International Accounting,19, PP. 59-71.

20)   Belesis, N., Sorros, J., (2012), "Value Relevance of Earnings and Book Values for Greek Listed Firms", Journal of International Financial Management and Accounting, Vol. 18, PP. 35-61.

21)   Dater, V., Naik, N. and Radcliffe, R, (1998), "Liquidity and Stock
Returns: a Alternative Test", Journal of Financial Market, No. 1, PP. 203-219.

22)   Feltham, G. A. and J. A. Ohlson, (1995), “Valuation and Clean Surplus Accounting for Operating and Financial Activities”, Contemporary Accounting Research, 11, PP. 689–732.

23)   Halonen E, Pavlovic P, Persson R, (2013), "Value Relevance of Accounting Information and its Impact on Stock Prices: Evidence from Sweden", Journal of Contemporary Accounting & Economics, Vol. 9, No. 1, PP. 47-59.

24)   Ohlson, J., (1995), “Earnings, Book Values, and Dividends in Equity
Valuation", Contemporary Accounting Research, PP. 661-687.

25)   Qu,X. , Zhang ,G., (2015), "Value-relevance of Earnings and Book Value Over the Institutional Transition in China: The Suitability of Fair Value Accounting in This Emerging Market", The International Journal of Accounting, 50(2), PP. 195-223.

26)   Sami, H. & Zhou, H, (2004), "A Comparison of Value Relevance of Accounting Information in Different Segments of the Chinese Stock Market", International journal of accounting, 39(4), PP. 403-427.

27)   Wang, J., fu, G., luo, Ch., (2013), "Accounting Information and Stock Price Reaction of Listed Companies -Empirical Evidence from 60 Listed Companies in Shanghai Stock Exchange", Journal of Business & Management, 2(2), PP. 11-21.

28)   Wu, P.C. and C.H., Cheng, (2002), “Analysts Earnings Forecasts and the Roles of Earnings and Book Value in Equity Valuation”, Journal of Business Finance & Accounting,43, PP. 287-316.

29)   Xie, X. X, (2007), "The Study on the Stock Price Reaction to the Accounting Information", Sichuan University

 

 

 

یادداشت‌ها