تأثیر کیفیت اقلام تعهدی برنوسانات بازده سهام Effects oF Accruals Qulity on Conditional Volatility

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 13، شماره 49، اردیبهشت 1400، صفحه 31-52   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

سلاله فیض اللهی کسینی¹؛ مریم لشکری زاده^{* 2}

¹گروه حسابداری واحد تهران غرب،دانشگاه آزاد اسلامی ،تهران، ایران

²گروه حسابداری،دانشگاه تهران غرب

چکیده

نوسان­پذیری بازده سهام به عنوان برآوردی از ریسک بازار سهام، یکی از مهمترین عوامل تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران و مبنایی برای ارزیابی عملکرد مدیران است. عوامل مختلفی بر نوسانات بازده سهام تأثیر دارند. هدف اصلی این پژوهش بررسی تأثیر کیفیت اقلام تعهدی به عنوان معیار کیفیت سود، بر ریسک بازدهی سهام است. بدین منظور نمونه‌ای متشکل از 155 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب گردید. در این راستا از مدل‌های ناهمسان واریانس شرطیپانلی پویای نامتوازن جهت برآورد و آزمون فرضیه استفاده شده است. نتایجنشان داد کیفیت اقلام تعهدی بر ریسک بازده سهام، تأثیر منفی و معنادار دارد. بدین معنی که با افزایش کیفیت اقلام تعهدی نوسان­پذیری بازده سهام افزایش می‌یابد.
Effects oF Accruals Qulity on Conditional Volatility 
 
Solaleh Feizollahi
Maryam Lashkarizadeh

 
By demonstrating the inability of standard financial models that are based on perfect rationality, behavioral finance school turned to psychology and behavioral decision knowledge. Behavioral finance means the study of investment behavior by using the ideas and beliefs that investors may act irrationally. According to behavioral finance model, because many factors are involved in investors' decisions and only one of these factors is valuation models, so biases can be seen in investors’ behavior. Using the data from 155 listed firms in Tehran Stock Exchange .This study attempts to investigate the relations between accruals quality, and conditional volatility. The results showed that accruals quality have an inverse impact on conditional volatility in Tehran Stock Exchange.
 

کلیدواژه‌ها

کیفیت اقلام تعهدی؛ نوسان‌پذیری شرطی پانلی پویا؛ نوسان پذیری بازده سهام

اصل مقاله

تأثیر کیفیت اقلام تعهدی برنوسانات بازده سهام

 

 

http;//dorl.net/dor/20.1001.1.23830379.1400.13.49.2.7

 

تاریخ دریافت: 03/10/1399            تاریخ پذیرش: 07/12/1399

سلاله فیض اللهی^[1]

مریم لشکری زاده^[2]

 

 

 

چکیده

نوسان­پذیری بازده سهام به عنوان برآوردی از ریسک بازار سهام، یکی از مهمترین عوامل تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران و مبنایی برای ارزیابی عملکرد مدیران است. عوامل مختلفی بر نوسانات بازده سهام تأثیر دارند. هدف اصلی این پژوهش بررسی تأثیر کیفیت اقلام تعهدی به عنوان معیار کیفیت سود، بر ریسک بازدهی سهام است. بدین منظور نمونه‌ای متشکل از 155 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب گردید. در این راستا از مدل‌های ناهمسان واریانس شرطیپانلی پویای نامتوازن جهت برآورد و آزمون فرضیه استفاده شده است. نتایجنشان داد کیفیت اقلام تعهدی بر ریسک بازده سهام، تأثیر منفی و معنادار دارد. بدین معنی که با افزایش کیفیت اقلام تعهدی نوسان­پذیری بازده سهام افزایش می‌یابد.

 

واژه‌های کلیدی:کیفیت اقلام تعهدی، نوسان­پذیری شرطی پانلی پویا، نوسان پذیری بازده سهام.

 

 

 

 

1- مقدمه

یکی از موضوع‌های مهم و بحث برانگیز مالی، نوسان­پذیریبازدهسهاماستکهدرسال­هایاخیرمورد توجهمحققانبازارسرمایهقرار گرفتهاست. اهمیت موضوعبهارتباطبین نوسان­پذیریقیمتوبهتبعآنبازدهوتأثیرآنبر عملکردبخشمالیودر نتیجهکلاقتصاد برمی‌گردد. فایده‌یمطالعهنوسان­پذیریبازدهسهام برای سرمایه‌گذاران محاسبه میزان ریسک و برای خطی­مشی­گذارانبازارسرمایهبه­عنوانابزاریبرایاندازه­گیریمیزانآسیب­پذیریبازارسهاماست (ظفر^[i] و همکاران، 2008). ازاینرو، مطالعهوبررسیعواملمؤثربرنوسان­پذیریبازده سهاممی­توانددراتخاذبسیاریازتصمیماتبازار سرمایهمفیدو راهگشا بوده ونتیجهآنبرایفعالان بورساعمازنهادهایمالی،مدیرانشرکت­ها،ناظران سیستم­هایاقتصادیوسرمایه­گذارانعادیقابل استفادهباشد (فخاری و طاهری، 1389).

از سویی دیگر، کیفیت اقلام تعهدی عبارت است از میزانی که اقلام تعهدی سرمایه در گردش با تحقق جریان‌های نقدی عملیاتی مرتبط می‌باشد. از آنجا کهایناقلامتحتتأثیربرآوردهاودستکاری­هاقرارمی­گیرند،برخیازاستفاده­کنندگانازصورت­هایمالیممکناستبهکیفیتاقلامتعهدیبهدیدهتردیدبنگرند. به علت اینکه اقلامتعهدیتأثیرمستقیمبرسوددارند،کیفیتوقابلاتکاءبودنایناقلامبرایمالکان (سرمایه­گذاران)،خصوصاًمالکاننهادیکهمبلغقابلتوجهیرادرشرکت­هاسرمایه­گذاریمی­کنند،اهمیتدارد. یکی از عوامل مؤثر در تصمیم‌گیری، اطلاعات مناسب و مرتبط با موضوع تصمیم است. در صورتی که اطلاعات مورد نیاز به صورتی نامتقارن بین افراد توزیع شود، می‌تواند نتایج متفاوتی را نسبت به موضوع واحد سبب شود. عدم تقارن اطلاعاتی، زمانی وجود دارد که اطلاعات در اشکال گوناگون و در زمان‌های مختلف در بازار توزیع می‌گردد که این امر زمینه سودهای غیرمجاز و رانتی را فراهم می‌نماید (موسوی شیری و همکاران،1394). اطلاعاتی که درباره سود و اجزای آن با استفاده از سیستمحسابداری تعهدی تهیه می­شود، شاخص بهتری از سنجشعملکرد شرکت­ها را فراهم می­کندو از آنجایی که حسابداری تعهدی با برآورد اقلام تعهدی و کیفیت آن‌ها مرتبط است، می­تواند بر کیفیت سود و گزارشگری مالی و در نتیجه بازدهی و نوسان پذیری سود شرکت مؤثر باشد. همچنین کیفیت سود می‌تواندقیمت سهام را تحت تأثیر قرار دهد. شرکت‌هایی که اطلاعات مالی را با کیفیت سود بالاتر ارائه می‌دهند، اطلاعاتدقیق‌تر و شفاف‌تری برای سرمایه‌گذاران فراهم می‌کنند، در نتیجه در این شرکت‌هاقیمت‌گذاری نادرست نسبت به شرکت‌های با کیفیت سود پایین، کمتر است. قیمت‌گذاری نادرست می‌تواندنوسانات بازده سهام را افزایش دهد. بر اساس مدل‌های اندازه‌گیری بازده‌های مورد انتظار، دو دلیل عمده برای ایجاد نوسانات بازده وجود دارد. اولین دلیل، عدماطمینان ذاتی نسبت به سودآوری عملیات شرکت و دومین دلیل، قیمت‌گذاری نادرست بازار است. (پروتی و واگنهوفر،2014). شرکت‌های با کیفیت سود پایین در دوره پس از گزارشگری سود، دچار افت بازدهی می‌شوند زیرا سرمایه‌گذاران به مسئله کیفیت سود پایین شرکت‌ها پی برده و قیمت سهام را متناسب با آن تعدیل می‌کنند در نتیجه کیفیت و پایداری سود پایین باعث افزایش نوسانات بازدهی سهام می‌شود. از آنجا که کیفیت اقلام تعهدی می‌تواند بر ریسک بازدهی سهام تأثیر گذارد در مطالعه حاضر تلاش می­شود به این سؤال پاسخ داده شود که آیا کیفیتاقلامتعهدی که بیانگر کیفیت سود است،بر نوسانات بازدهی سهام در ایران تأثیر معنی‌داردارد؟ بدین منظور و در ادامه مبانی نظری تحقیق بیان شده در بخش سوم پیشینه تحقیق و در بخش چهارم و پنجم روش تحقیق و نتایج آورده شده است.

 

2-مبانی نظری

دراقتصادهرکشوری،بازارسهامنقش اساسیدرارزیابی شرایطاقتصادیآنکشورایفامی­کنداصلی­ترینومهم­ترینویژگیبازار سهام،کارابودنآناست (صمدیوهمکاران، ۱۳۸۶). بازارکارابازاریاستکهدرآن،اطلاعاتموجودبلافاصلهبرقیمتتأثیرمی­گذارد. امروزه توجه سرمایه‌گذاران به رقم سود زیاد شده است. سودهای پیش‌بینی شده به طور گسترده منتشر می‌شوند. اگر سود شرکتی کمتر از میزان مورد انتظار شود، این کاهش می‌تواند قیمت سهام شرکت را کاهش دهد. همچنین دستیابی به سودهای بالاتر از رقم پیش‌بینی‌شده خبر خوبی محسوب می‌شود که بر بازده سهام شرکت تأثیر بسزایی دارد (رهنمایرودپشتیوصالحی، ۱۳۸۹).رشد و توسعه شرکت‌ها به سودآوری آن‌ها کمک می‌کند. لازمه رشد شرکت‌ها، توسعه‌ی سرمایه‌گذاری است. توسعه‌ی سرمایه‌گذاری از یک سو موجب جذب سرمایه و از طرفی موجب هدایت آن به سمت شرکت‌هایی خواهد شد که بازدهی بیشتر و ریسک کمتری داشته باشند. لذا شرکت‌ها برای جذب سرمایه‌ها باید ترکیب بهینه‌ای از ریسک و بازدهی را در شرکت خود به وجود آورند.یکی از مهم‌ترین عواملی که در تعیین ریسک و بازدهی شرکت‌ها توسط سرمایه‌گذاران مورد بررسی قرار می‌گیرد نوسان‌پذیری بازده سهام است. سرمایه­گذاران نوسان­پذیری بازده سهام را به­عنوان ابزاری جهت اندازه­گیری میزان آسیب­پذیری بازار سهام از وجود رابطه نامتقارن بین بازده سهام و نوسانات بازده سهام تعریف می‌کنند (ظفر^[ii] و همکاران، 2008).

آگاهیازعواملتأثیرگذاربرنوسان بازدهسهام می­تواندبهبهبودتصمیم­هایسرمایه­گذارانوسیاست‌گذاران بازارسرمایهمنجرشود (عرب­صالحی و حمیدیان، 1394). ولتیناهو^[iii] (2002) نشانداد که نوسانبازدهسهامشرکتتابعیازاخبارمنتشرشده، کیفیت سود و کیفیت گزارشگری مالی دربارهبازدهموردانتظارواخبار انتشاریافتهدرباره جریان­هاینقدیغیرمنتظرهاست و نوسانبازدهغیرمتعارفمربوطبهواریانسجریان نقدیاست. هانلون^[iv]وهمکاران (2004) به این نتیجهرسیدندکهعملکردعملیاتیکهدرقالب نسبتسودیاجریاننقدیعملیاتیبهجمعدارایی­ها تعریفمی­شود،بانوسانبازدهسهامدریکمقطع زمانیرابطهمنفیدارد. دافی^[v] (1995)مشاهدهکرد کهعملکردبازدهسهامبانوسانبازدهرابطهمنفی دارد. پاستوروورونسی^[vi] (2003) نشاندادندکهشرکت­هایکوچکترنوسان­هایبازدهبالاتریرا تجربهمی­کنند وانتظارمی­رودرابطه­ایمنفیبین نسبتارزشدفتریبهارزشبازارونوسانبازده غیرمتعارفوجودداشتهباشد،زیراشرکت­هاییکه فرصت­هایرشدبزرگتریدارند احتمالاً نوسانبازده سهامشانبیشتراست وهمچنینشرکت­هاییکهازاهرمبالاتری استفادهمی­کنند، احتمالاً بحران­هایمالیبیشتریرا تجربهمی­کنندوانتظارمی­رودرابطه­ایمثبتبین نوسانبازدهسهامواهرممالیآن­هادریکمقطع زمانیوجودداشتهباشند (راجکوپالوونتاچاکالام^[vii]، 2011). همچنین نتایج پژوهش‌هایصورت گرفته طی بیست سال گذشته در آمریکا، ژاپن، انگلیس و سایر کشورهای توسعه‌یافته حاکی از این است که متغیرهایی مثل کیفیت سود، قیمت سهام، اهرم مالی، اقلام تعهدی و اجزای آن بر نوسانات بازده سهام کشورهای پیشرفته تأثیر بسزایی دارد (دستگیر و همکاران،1394).

تحقیقاتصورتگرفتهبرای سایر کشورها نشانمی­دهندفاکتورهای دیگرینیزمی­توانندتغییرات نوسانبازدهغیرمتعارفراتوضیحدهند. این فاکتورهابهسهدستهتقسیممی­شوند:

1)   تغییردراطلاعاتمربوطبهسود شرکت‌هادرطول زمان

2)   تغییراتدرمیزان و کیفیت سرمایه‌گذاری و مهارتسرمایه­گذاران

3)   تغییراتکیفیتسوددر موردجریان­هاینقدیو تعهدی آتیشرکت

با توجه به عامل سوم می‌توان دریافتیکی از عوامل مؤثر بر نوسان‌پذیری بازده سهامشرکت کیفیت سود است.یکی از مهمترین شاخص‌های کیفی سود کیفیت اقلام تعهدی است. اقلام تعهدیبه عنوان یکی از مهمترین شاخص‌های کیفی سود در ارزشیابیارزش سهام کاربرد دارد و به عنوان معیاری برای اندازه‌گیری عملکرد شرکت به کار می‌رود. کیفیت اقلام تعدی برای سرمایه‌گذاررا می‌توان در همسوییو درجه نزدیکی سود شرکت با میزان جریان‌های نقدی ایجاد شده تعریف کرد؛ بنابراین افزایش کیفیت اقلام تعهدیکه سبب افزایش کیفیت سود می‌شود ریسک سرمایه‌گذار در ارتباط با تصمیم‌گیری در مورد شرکت خاص را کاهش می‌دهد (فرانسیس،2005).لامبرت و همکاران (2006) نشان دادند کیفیت اقلام تعهدی بالاتر ریسک برآوردی بالقوه سرمایه‌گذاران را در رابطه با پارامترهای بازده سهام آینده و یا سود تقسیمی کاهش می‌دهد. به عبارتی دیگر سرمایه‌گذاران ریسک سیستماتیک را به دارایی با ریسک کمتر در مقایسه با دارایی با ریسک بالاتر نسبت می‌دهند. همچنین کیفیت اقلام تعهدی می‌تواند هزینه سرمایه را به طور مستقیم و غیرمستقیم تحت تأثیر قرار داده و در نتیجه بر بازده سهامو عملکرد شرکت اثر گذارد، تأثیر مستقیم به این دلیل اتفاق می‌افتد که کیفیت بالاتر اقلام تعهدی کوواریانس ارزیابی شده موسسه با جریان‌های نقدی مؤسسات دیگر را، کاهش می‌دهد. تأثیرغیرمستقیم به این جهت اتفاق می‌افتد که کیفیت بالاتر، تصمیمات واقعی موسسه را تحت تأثیر قرار می‌دهد و مقدار جریان‌های نقدی موسسه را که مدیران به خود اختصاص می‌دهند، کاهش می‌دهد، بهتر شدن کیفیت اقلام تعهدی نه فقط قیمت سهام موسسه را افزایش می‌دهد بلکهسبب کاهش هزینه سرمایه موسسه نیز می‌شود. به طور کلی می‌توان گفت که با بهبود کیفیت اقلام تعهدیو بالا رفتن کیفیت سود، ریسک اطلاعات موسسه مخصوصاً ریسک‌های مالی کاهش و نوسان پذیری بازده سهام نیز به تبع آن کاهش می‌یابد.

 

3-پیشینه تحقیق

چن[viii] و همکاران (2012) در پژوهشیتأثیر نوسان پذیری اقلام تعهدی را بر نوسانات بازده سهام شرکت‌های بورسی مورد مطالعه قرار نتایج پژوهش آن­ها نشان داد که نوسان بازدهنامتعارف در اثر نوسان اقلام تعهدی اختیاریافزایش چشمگیر می‌یابد واین نتایج با ورود متغیرهای کنترلی مانند اندازه شرکت، فرصت­های رشد، تغییرات چرخه تجاری، عمرشرکت و تأثیرات صنعت تقویت می­شود.

هوانگوچانگ^[ix](2014)درمطالعه­ایبرای 140 شرکت بورسی برای کشور چین نشاندادندکه ارتباطی نامتقارنبینفعالیتمعاملهآگاهانهونوساناتبازدهسهاموجودداردکهدرواقعتحتتأثیراطلاعاتمحرمانهشرکتمی­باشد. نتایج مطالعه آن‌ها نتیجه مطالعات پیشین را مبنیبراینکهفعالیتمعاملهآگاهانهموجب کاهشنوساناتبازدهسهاممی­گرددچراکهایننوعمعاملهموجبمی­گرددقیمتسهامبهارزشبنیادیخودبازگردد را رد کرد. گو[x] و همکاران (2014) در پژوهشی به بررسی عوامل تعیین‌کننده تغییرپذیری اقلام تعهدی و تأثیر آن‌ها بر نوسان پذیری بازده سهام پرداختند. آن­ها در این پژوهش بررسی کردند کهآیا تغییرپذیری اقلام تعهدیکه با عوامل خاص شرکت­ها وهمچنین عوامل محیطی ارتباط دارد سبب افزایش نوسانات بازده سهام می‌گردد؟ نتایج پژوهش آن­ها نشانداد که تغییرپذیری اقلام تعهدی با اندازه شرکت، اهرم مالی،نوسان جریان­های نقدی، چرخه عملیاتی و رشد مرتبط است و تغییرپذیری بیشتر اقلام تعهدی سبب تغییرات بیشتر نوسانات بازده سهام برای شرکت‌های مورد بررسی شده است. شان^[xi]وهمکاران(2015)،نقشسایراطلاعاتدرپیش­بینی­هایتحلیل­گرانبرایتوضیحنوساناتبازدهسهامراآزموننمودند. آناناستدلالکردندکهسایراطلاعات،شاملاطلاعاتیفراترازمواردمندرجدرصورت­هایمالیاستومسائلیبنیادیدرباره شرکتراانعکاسمی­دهد. آناندربررسی­هایخودیافتندکهارتباطیمستقیمبیننوساناتبازدهسهامباعدمقطعیتونامطلوب بودنسایراطلاعاتوجوددارد.

نی و ژو (2016) در پژوهشی به بررسی تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر ریسک سقوط قیمت سهام در بازارهای نوظهور پرداختند. نتایج پژوهش نشان داد که کیفیت اقلام تعهدی، ساختار مالکیت، عدم شفافیت حسابداری و هیئت‌مدیره بر سقوط قیمت سهام تأثیر می‌گذارندو بهبود کیفیت اقلام تعهدی ریسک سقوط قیمت سهام را کاهش می‌دهد. از طرفی، وقتی شرکت‌ها عدم تقارن اطلاعاتی کمتری دارند، این رابطه ضعیف‌تر است.

در ایران،امیری و همکاران (1393) در تحقیقی با عنوان تأثیر کیفیت سود بر تغییرات بازده غیر متعارف سهام به بررسی تأثیر کیفیت سود بر تغییرهای بازده غیر متعارف سهام در شرکت‌های بورسی تهران طی یک دوره ده‌ساله از سال 1380 تا 1390 پرداختند. نتایج پژوهش نشان داد که کیفیت سود بر تغییرات بازده سهام تأثیری معکوس دارد. همچنین نتایج پژوهش دلالت بر وجود تأثیر مستقیم متغیرهای بازده سالانه سهام و جریان نقدی عملیاتی سال آینده و تأثیر معکوس اندازه شرکت بر تغییرات بازده سهام دارد. حیدر پور و همکاران (1393) در پژوهشی به بررسی تأثیر فرصت‌های رشد و سیاست‌های تقسیم سود بر رابطه میان کیفیت گزارشگری مالی و نوسانات بازدهی سهام برای 84 شرکت بورسی پرداختند. نتایج حاکی از رابطه معکوس میان کیفیت گزارشگری مالی با نوسان پذیری بازده سهام شرکت‌ها داشت. همچنین نتایج بدست آمده دلالت بر اثر مستقیم فرصت‌های رشد بر رابطه میان کیفیت گزارشگری مالی و نوسانات بازده سهام داشت.

فروغی و همکاران (1393) به تحلیل تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر بازده بدون شوکجریان نقدی سهام پرداختند. نتایج پژوهش آنان حاکی از آناست که سهام با کیفیت بالای (پایین) اقلام تعهدی، بازده بدون شوک جریان نقدی کمتر(بیشتر) دارند. به­طور کلی این پژوهش اهمیت کنترل شوک جریان نقدی در مدل­هایقیمت­گذاری دارایی را که از بازده­های تحقق‌یافته سهام استفاده می­کنند، مشخص می­کند. عرب صالحی و حمیدیان (1394) به بررسیاثرتغییرپذیریاقلامتعهدیواجزایبنیادیواختیاریآنبر نوسانبازدهمتعارفونامتعارفآتیسهام پرداختند. نتایجبررسی آنان نشاندادکهتغییرپذیریاقلامتعهدیبرنوسانبازدهنامتعارفومتعارفآتیسهامتأثیرمنفیومعنی­داردارد. علاوه بر این،جزء بنیادیتغییرپذیریاقلامتعهدینسبتبهجزءاختیاریآن،تأثیرقوی­تریبرنوسانبازدهنامتعارفومتعارفآتیسهامدارد.

بخردی نسب و همکاران (1396) به بررسی تأثیر کیفیت سود بر رابطه بین مومنتوم و بازده اضافی سهام برای 86 شرکت بورسی در طی دوره ده‌ساله از سال 1385 تا 1394 پرداختند. نتایج نشان داد که کیفیت سود بر بازده اضافی سهام بر اساس مدل فاما و فذنچ و با در نظر گرفتن روند حرکت قیمت سهام تأثیرگذار است.

به منظور بررسی تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر نوسان پذیری شرطی بازده سهام، فرضیه زیر مطرح شده است:

• کیفیت اقلام تعهدی بر نوسان­پذیری شرطی در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معنی­دار دارد.

 

4-روش­تحقیق

در این پژوهشبه منظور بررسی تأثیر متغیرهای مؤثر بر نوسانات بازده سهام از مدل پانل پویای گارچی استفاده شده است. در اکثر مطالعات صورت گرفته در خصوص برآورد نوسانات از مدل‌های GARCH در تخمین مدل­های سری زمانی استفاده شده است. کیرچگاسنر و والترز (2007)، اظهار می‌کنند که برای مدل‌سازی بازارهای مالی، مدل‌های GARCH(1,1)، در اکثر موارد کفایت خواهد کرد این امر با تحقیقات تجربی مورد تائید قرار گرفته است. نتایج حاصل از تخمین‌ها به واریانس‌های شرطی می‌انجامد که نهایتاً با جذرگیری انحراف معیار که همان مفهوم نوسان­پذیری مشروط استخواهیم رسید. جنبه نوآوری تحقیق حاضر در به‌کارگیری مدل‌های ترکیبی پانل پویا و ناهمسانی واریانس شرطی است. چرا که جهت بررسی عوامل مؤثر بر نوسانات بازده سهام شرکت‌های بورسی دوره زمانی سری داده‌های مورد نیاز جهت تخمینکم است. لذا ناگزیر به استفاده از مدل پانل پویای گارچی می‌باشیم.مدل‌های پانل پویای گارچی این ویژگی را دارند که مشاهدات قبلی مربوط به یک متغیر نه تنها برای پیش‌بینی مقادیر آتی آن، بلکه برای پیش‌بینی نوسانات آتی یا واریانس شرطی آن‌ها نیز استفاده می‌شوند. مدل‌های پانل پویای GARCH بیشتر در مدل‌سازی مباحث مالیو برای کشورهای درحال‌توسعه‌ای مانند ایران که به علت نبود داده‌های کافی سری زمانیدچار مشکل هستند مناسب است.جهت تخمین مدل‌های پانل پویای گارچی علاوه بر معادله مربوط به میانگین شرطی به معادلات واریانس شرطی (1) وکوواریانس شرطی (2) به شرح زیر نیاز است:

(1)

(2)

هر دو معادله واریانس و کوواریانس شرطی در زمان t به مقدار وقفه جمله خطا و بردار متغیرهای برون‌زای مورد بررسی وابسته هستند.همچنین با توجه به وجود ناهمسانی شرطی جمله اخلال برآوردگر حداقل مربعات کارآمد نیست؛ بنابراین برای رفع این مشکل از روش maximum-likelihood (ML) که از ماکزیمم کردن تابع لگاریتم likelihood بر اساس معادله (3) بدست می‌آید، جهت تخمین استفاده می‌شود (جیم بی،2016).

 

 

 (3)

 

همچنین در مقاله حاضر جهت محاسبه بازده سهام و کیفیت اقلام تعهدی از روابط و رگرسیون‌های زیر استفاده شده است.

بازده سهامبر اساس معادله زیر محاسبه شده است:

R_i,t = [(1+x+y)P_i,t – P_i,t–1 – y Pn_i,t + DPS_i,t] / [P_i,t–1 + yPn_i,t](4)

 

R_i,t=بازده سهام شرکت i در سال t

 P_i,t=قیمتسهام شرکت i در پایان سال t؛

 P_i,t-1= قیمتسهام شرکت i در پایان سال t-1؛

Pn_i,t =ارزش اسمی سهام شرکت i در پایان سال t؛

x_i,t = درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته شرکت i در پایان سال t؛

y_i,t= درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده نقدی شرکت i در پایان سال t؛ و

DPS_i,t = سود نقدی هر سهم شرکت i در پایان سال t.

جهت برآورد کیفیت اقلام تعهدی شرکت i در سال t از روش سرمایه در گردشو مدل رگرسیونی زیر استفاده شده است:

TwCA_i,t = β₀ + β₁ CFO_i,t-1 + β₂ CFO_i,t + β₃ CFO_i,t+1 + β₄ NPPE_{it +} β₅ (∆Sale_it- ∆AR_it)+ εi_t    (5)     

TwCA_i,t=جمع اقلام تعهدیسرمایه در گردش شرکت i در سال t

CFO_i,t-1=جریان نقد عملیاتی شرکت i در سال t-1 که برابر است نسبت جریان نقد عملیاتی به کل دارایی­ها.

CFO_i,t=جریان نقد عملیاتی شرکت i در سال t که برابر است نسبت جریان نقد عملیاتی به کل دارایی­ها.

CFO_i,t+1 =جریان نقد عملیاتی شرکت i در سال t+1 که برابر است نسبت جریان نقد عملیاتی به کل دارایی­

∆AR_it=تغییراتدر دریافتنی

∆Salei_t=تغییرات در فروش

NPPEit=خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات

به منظور استنتاج معیار کاربردی کیفیت اقلام تعهدی، پس از تخمین مدل 5 انحراف معیار باقیمانده‌های حاصل از رگرسیون معادله 5 شاخصی برای اندازه‌گیری کیفیت اقلام تعهدی با روش سرمایه در گردش می‌باشد. هر چقدر انحراف معیار باقیمانده‌ها بالاتر باشد، کیفیت اقلام تعهدی پایین‌تر و هر چقدر انحراف معیار آن پایین‌تر باشد، کیفیت اقلام تعهدی بالاتر خواهد بود (دستگیر و همکاران،1392).

 

4-1-مدل­ و نتایج

این بخش به بررسی روش‌های آزمون فرضیه‌های پژوهش می‌پردازد. برای تجزیه‌وتحلیلداده‌ها، از روش داده‌های ترکیبی استفاده شد. در این راستا، در خصوص آزمون فرضیه تحقیق از معادلات7 استفاده شده است.

 (7)

در معادله 7، y_i,t بازده سهام شرکت i در سال t،μ_iعرض از مبدأ که بیانگر اثرات خاص هر شرکت است،x_itبرداری از متغیرهای برون‌زا،β بردار ضرایب متغیرهای برون‌زا و ε_it جمله اخلال با میانگین صفر و توزیع نرمال با توجه به شرایط شرطی زیر می‌باشد:

 

 (8)

(9)

(10)

 (11)

لازم به ذکر است که علاوه بر کیفیت اقلام تعهدی سایر متغیرهای برون‌زا استفاده شده در تحقیق به صورت زیر می‌باشند:

اندازه شرکت: برابر است با لگاریتم طبیعی کل دارایی­ها.

اهرم مالی: برابر است با نسبت بدهی­ها به دارایی­ها.

بازده سالانه سهام: عبارت از بازده سالانه ناشی از خرید و نگهداری سهام

حجم مبادلات سهام: عبارت است از نسبت تعداد سهام مبادله شده در یک سال بخش بر تعداد سهام منتشره در دست سهام‌داران در پایان همان سال

نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار: عبارت از نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار شرکت در پایان هر سال

با توجه به اینکهنتایج اولین مطالعه (1992) توسط فاما و فرنچ با تلخیص یافته‌های مطالعات تجربی پیشین که رابطه بین متغیرهای بتا، اندازه شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار را بر بازده مورد انتظار سهام مورد بررسی قرار دادند. نشان داد که دو متغیر اندازه شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بهتر قادرند نوسانات بازدهسهام را تبیین کنند. همچنین در ایران مطالعاتی که در خصوص بازده سهام و نوسانات آن انجام شده مانند مطالعه فروغی و همکاران (1391) همچنین مطالعه قائمی و طوسی (1385) در خصوص اندازه‌گیری نوسانات بازده که از متغیر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار استفاده نموده‌اند محقق نیز با الهام از مطالعات ذکر شده در تخمین از متغیر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار استفاده نموده است.

جامعه آماری این تحقیق، تمامی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال­های 1380 تا 1395 می­باشد. نمونه از طریق روش حذف سیستماتیک از جامعه آماری، انتخاب خواهد شد. به این ترتیب که نمونه، متشکل از کلیه شرکت­های موجود در جامعه آماری است که حائز معیارهای زیر باشند:

1)   در طول دوره تحقیق، در بورس حضور داشته باشند.

2)   در طول دوره تحقیق، تغییر در دوره مالی نداشته باشند.

3)   جزء شرکت­های فعال در حوزه فعالیت­های مالی، از جمله شرکت­هایسرمایه­گذاری، بانک­ها، بیمه­ها و مؤسسات مالی نباشند. به دلیل این­که این مؤسسات از لحاظ ماهیت فعالیت، متفاوت بوده و درآمد اصلی آن­ها حاصل از سرمایه­گذاری است و وابسته به فعالیت سایر شرکت­ها هستند، لذا ماهیتاً با سایر شرکت­ها متفاوت می­باشند و بنابراین، از نمونه مورد بررسی حذف خواهند شد.

4)   داده­های مورد نیاز جهت متغیرهای تحقیق، در طول دوره زمانی 1380 الی 1395، موجود باشند.

5)   دوره مالی آن­ها منتهی به 29/12 هر سال باشد تا بتوان داده­ها را در کنار یکدیگر و در صورت نیاز، به­صورت پانلی به کار برد. توجهبهشرایطذکرشده،منجربهانتخاب 155 شرکتبه­عنواننمونهآماریاینتحقیقشد.

نتایج آمار توصیفی متغیرها در جدول 1 آورده شده است.

 

جدول 1: شاخص‎های توصیفی متغیرهای مورد مطالعه

متغیرهای پژوهش	میانگین	میانه	بیشینه	کمینه	انحراف معیار
کیفیت اقلام تعهدی	23/0	19/0	93/0	012/0	18/0
اندازه شرکت	831/13	698/13	106/19	165/10	477/1
اهرم مالی	589/0	606/0	986/0	089/0	201/0
بازده سالانه سهام	34/0	072/0	631/2	85/0-	52/0
حجم مبادلات سهام	792/0	637/0	236/3	303/0	0062/0
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار	67/0	54/0	57/2	02/0	39/0

منبع:یافته‌های پژوهشگر

 

میانگین، اصلی‎ترین و مهم­ترین شاخص مرکزی به شمار می‎آید که نشان­دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است. همان­طورکه در جدول 1 مشاهده می­شود، مقدار میانگین متغیر بازده سهام، 34/0 است.مقدار میانه بازده سهام، 072/0 است و انحراف معیار، 52/0 است. گفتنی است بیشترین مقدار متغیر بازده سهام برابر با 631/2 و کمترین مقدار آن برابر با 85/0- است. ویژگی­های سایر متغیرها نیز در جدول 1 مشهود است. جهت تخمین مدل ابتدا باید آزمون‌های ایستایی برای برآورد یک رگرسیون با ضرایب قابل اعتماد انجام داد. در تعیین ایستایی داده‌ای پانلی آزمون‌های متفاوتی وجود دارد. در این تحقیق از آزمون‌های ایم، پسران و شین و لوین، لو و چینبا در نظر گرفتن عرض از مبدأ جهت تعیین ایستایی متغیرها استفاده شده است. نتایجنشان‌دهنده وجود ریشه واحد در سطح و در نتیجه عدم ایستایی آن‌ها است. تفاضلمرتبه‌ی اول متغیرها در سطح یک درصد معنی‌دار بوده و فرض صفر قابل رد کردن است. به این ترتیب متغیرها ایستا از مرتبه‌ی اول هستند. با توجه به نتایج به دست آمده از این آزمون، به دلیل عدم ایستایی متغیرها در سطح از آزمون همجمعی پدرونی استفاده شد؛ زیرا در حالت عدم ایستایی متغیرها، تنها در صورت وجود رابطه‌ی همجمعی میان متغیرها می‌توان به نتایج اعتماد کرد. نتایج آزمون همجمعی با توجه به رد فرض صفر که عدم وجود همبستگی را بیان می‌کند، دلالت بر رابطه بلندمدت بین متغیرها دارد.

 

جدول 2: نتایج آزمون ایستایی و همجمعی

متغیر	مقادیر آزمون پسران و شین (در سطح)	احتمال در سطح متغیرها	مقادیر آزمون پسران و شین در تفاضل اول	احتمال	وضعیت
کیفیت اقلام تعهدی	1455/1-	9999/0	7943/3- *	0013/0	I(1)
اندازه شرکت	1095/1-	1245/0	8610/4- *	0000/0	I(1)
اهرم مالی	0058/1-	4061/0	3392/5- *	0000/0	I(1)
بازده سالانه سهام	5238/0-	110/0	8492/3- *	0001/0	I(1)
حجم مبادلات سهام	1663/1-	4062/0	6189/7- *	0000/0	I(1)
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار	1853/0-	2635/0	4389/6- *	0000/0	I(1)
آزمون همجمعی پدرونی
Panel adf-stat	38/8- *
Group adf-stat	96/4- *

*معنی‌داری در سطح یک درصد

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در رگرسیونداده‌های ترکیبی مهم این است که داده‌ها پانل یاpoolمی‌باشد. اگرداده‌هاpool باشند آنگاه اثرات خاص مربوط به هر مقطع بدست نمی‌آید و یک عرض از مبدأ کلی به جای چندین عرض از مبدأ که مخصوص هر شرکت است به دست می‌آید. جهت آزمون اثرات فردی در معادله میانگین شرطی از روش حداقل مربعات متغیرهای مجازی و تخمین زن HAC (واریانس ناهمسانی و خودهمبستگی سازگار) استفاده شده است. سپس آزمون والد برای فرضیه صفر که برابری عرض از مبدأ است انجام شد (μ₁= μ₂=…=μ_n). با توجه به اینکه آماره آزمون برابر با 78/1 شد نتیجه اینکه فرضیه صفر رد نمی‌شودواثرات فردی وجود ندارد در نتیجه عرض از مبدأ همه گروه‌ها یکسان هستند. در ادامه آزمون Q ال جانگ و باکس جهت بررسی تعداد وقفه بهینه برای متغیر وابسته و همبستگی سریالیمورد بررسی قرار گرفت. جدول 3 نتایج آزمون‌های همبستگی سریالی که بر اساس آزمون Q ال جانگ و باکس (Ljung–BoxQ-statistics) و همبستگی جزیی برای باقیمانده‌ها و مربع باقیمانده‌ها استفاده شده است را نشان می‌دهد. بر اساس نتایج جدول 3 هیچ همبستگی سریالی در باقیمانده‌ها مشاهده نشد این یعنی شرط معادله 10 برای مدل برقرار است. بر اساس نتایج آزمون Q ال جانکس وباکس که بر اساس 4 وقفه برای متغیر وابسته انجام شد، فرض صفر که بیانگر نبود همبستگی سریالی است رد می‌شود. وجود همبستگی سریالی بیانگر واریانس ناهمسانی شرطی و امکان استفاده از مدل GARCH(1,1) است. همچنین وقفه انتخابی 4 برای بازده سهام مناسب است.

 

جدول 3: آزمون‌های خودهمبستگی

مربع باقیمانده‌ها	باقیمانده‌ها	وقفه
166/0⁎	001/0-	1
267/0⁎	000/0	2
345/0⁎	001/0	3
523/0⁎	002/0	4
352/231⁎	22/432⁎	Q(4)

منبع:یافته‌های پژوهشگر

 

بعد از نتایج آزمون‌های خودهمبستگی در خصوص امکان استفاده از مدل GARCH، در مرحله بعد با استفاده از آزمون likelihood-ratio (LR) به بررسی وجود یا عدم وجود اثرات فردی در معادلات واریانس و کوواریانس جهت تخمین مدل پانل پویای گارچی پرداخته شده است. با توجه به جدول 4 نتایج آزمون LR برای معادلات واریانس و کوواریانس شرطی معنی‌دار است. بدین معنی که می‌توانمعادلات واریانس 1 و کوواریانس 2 شرطی را در معادله میانگین شرطی 7 قرار داد و مدل نهایی پانل پویای GARCH(1,1) را تخمین زد.

 

جدول 4: آزمونLR

12/82*	معادله واریانس شرطی (1)
15/699*	معادله کوواریانسشرطی (2)

* معنی‌داری در سطح 1 درصد را نشان می‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 5 نتایج مربوط به مدل پانل پویای GARCH(1,1) را با توجه به متغیرهای کنترلی ارائه می‌کند.

جدول 5: نتایج تخمین مدل پانل پویای GARCH(1,1)

کوواریانس شرطی		واریانس شرطی		میانگین شرطی
تخمین	ضریب	مقدار	ضریب	مقدار تخمین	ضریب
04/0(69/0)	η	0.31 (0.85)	α	4/0(16/0)	μ
0.87 (8.24)*	λ	53/0 (21/4) *	δ	31/0(52/6) *	α1 بازده سهام با یک وقفه تأخیر
0.35 (9.32)*	ρ	89/0 (66/2) *	γ	07/0(23/0)	α 2 بازده سهام با دو وقفه تأخیر
16/0 (83/2)	1       ϑ نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار	12/0 (12/3) *	θ1 نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار	06/0- (63/2-)	α 3 بازده سهام با سه وقفه تأخیر
69/0- (65/02-)	2       ϑ حجم مبادلات سهام	63/0-* (06/4-)	θ2 حجم مبادلات سهام	05/0 (65/0)	α 4 بازده سهام با چهار وقفه تأخیر
19/1 (27/3)	3      ϑ اندازه شرکت	082/1 (98/2) *	θ3 اندازه شرکت	18/0- (23/3-)*	نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار 1         β
49/0- (83/2)	4       ϑ کیفیت اقلام تعهدی	37/0- (63/5-)*	θ4 کیفیت اقلام تعهدی	85/0 0(39/7) *	2β حجم مبادلات سهام
25/0 (01/1)	5ϑ اهرم مالی	13/0 (97/0)	θ5 اهرم مالی	93/1 (96/2) *	اندازه شرکت            3 β
99/6 CHOW F				58/0- (67/2-)*	4       β کیفیت اقلام تعهدی
59/1829- Likelihood				074/0 (20/2) *	5         β اهرم مالی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

بر اساسستون اولو دوم جدول 5، ضریب عرض از مبدأ برای معادله میانگین شرطی (μ) بی‌معنی است که بیانگر نبود روندهای نوسانی مداوم در بازده سهام در دوره زمانی مورد مطالعهو برای شرکت‌های منتخب است. نتایج تخمین برای متغیرهای مستقل نشان می‌دهد که در دوره مورد بررسی تمامی متغیرها تأثیر معنی‌داری بر بازده سهام داشته‌اند. به طور مثال 1β نشان می‌دهد کهاگر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار ده درصد افزایش یابد بازده سهام 8/1 درصد کاهش خواهد یافت. در خصوص کیفیت اقلام تعهدی مشاهده می‌شود که با افزایش ده درصد کیفیت اقلام تعهدی بازده سهام 8/5 درصد کاهش خواهد یافت. اندازه شرکت بیشترین تأثیر را بر بازده سهام شرکت‌های مورد بررسی و در دوره مورد مطالعه نسبت به سایر متغیرها داشته است. در مدل میانگین شرطی ضرایب α بیانگر اثر وقفه‌های بازده سهام بر بازده سهام جاری شرکت‌های مورد بررسی می‌باشد. نتایج حاکی از تأثیر مثبت و معنی‌دار بازده سهام با یک وقفه همچنین تأثیر منفی بازده سهام با سه وقفه تأخیر بر بازده سهام جاری دارد.

ستون سوم و چهارم جدول 5 نتایج را برای معادله واریانس شرطی مدل پانل پویای GARCH(1,1) نشان می‌دهد. مقدار معنی‌دار (53/0) برای پارامترδبیانگر مقدار تداومی نوسانات بازده می‌باشد. همچنین مقدار معنی‌دار 89/0 برای پارامتر γ نشان می‌دهد که اثرات شوک بازده سهام بر نوسانات بازده سهام مثبت است. مقادیر تخمینی برای پارامترهای θنشان‌دهنده اثر تغییرات متغیرهای مستقل بر نوسانات بازده سهام است. با توجه فرضیه تحقیق که بررسی تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر نوسانات بازده سهام است، می‌توان گفت که کیفیت اقلام تعهدی تأثیر منفی و معنی‌دار بر نوسانات بازده سهام دارند. بدین معنی که با افزایش کیفیت اقلام تعهدی نوسانات بازدهی سهام کاهش می‌یابد. کیفیت سود را می‌توان به عنوان ابزار آگاهی بخشی تلقی کرد که بر تغییرات قیمت و متعاقباً نوسان بازده سهام تأثیر می‌گذارد. افشای مطلوب اطلاعات حسابداری منجر به کاهش تقارن اطلاعات و کاهش هزینه سرمایه می‌شود و از این طریق نقشی اساسی را در کارایی بازار سرمایه ایفاء می‌نماید. اگر سطح افشای اطلاعات حسابداری در سطح گزارشگری سالانه افزایش یابد، سهامداران می‌توانند اطلاعات موجود در ورود و خروج جریان‌های نقدی عملیاتی که برای پیش‌بینی سودهای آتی مفید می‌باشند را بهتر و با صحت بالاتر ارزیابی نمایند و از این طریق بتوانند به پیش‌بینی‌های باثبات‌تری در خصوص بازده سهام دست یابند که این امر باعث کاهش نوسان پذیری بازده سهام می‌شود. از این رو انتظار می‌رود با افزایش کیفیت اقلام تعهدیدر نتیجه افزایش کیفیت سود نوسان پذیری بازده سهام کاهش یابد. همچنینبر اساس ضریب θ₂حجم مبادلات سهام رابطه‌ای معکوس و معنی‌دار با نوسانات بازده سهام دارد. چرا که هر چه حجم مبادلات سهام بیشتر باشد، قدرت نقدشوندگی سهام بالاتر و ریسک بازده سهام پایین‌تر ارزیابی می‌شود. همچنین گردش بیشتر معاملاتی سهام باعث می‌شود توزیع بازده سهام محدود شود، به عبارتی نوسانات بازده سهام حول‌وحوش میانگین خواهد بود؛ اما اگر گردش معاملاتی سهام پایین باشد، نوسان بازده بیشتر خواهد بود و واریانس بازده بیشتر از حالت گردش معاملاتی بالا می‌شود. در نتیجه با پایین بودن گردش معاملاتی سهام و حجم مبادلات سهام، توزیع بازده سهام حول میانگین پراکنده‌تر می‌شود و ریسک یا نوسان پذیری بازده سهام افزایش خواهد یافت. انتظار بر این است شرکت‌هایی که حجم مبادلات سهام آن‌ها بیشتر است، میزان ریسک بازده سهام کمتری داشته باشند.

نتایج مطالعه حاکی از تأثیر مثبت و معنی‌دار نسبت ارزش دفتری به ارزش بازاربه میزان 12/0 بر نوسان بازده سهام دارد. با افزایش نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار نوع سهام از رشدی به ارزشی تغییر می‌یابد. ارزش دفتری بر مبنای بهای تمام شده تاریخی شکل می‌گیرد و هیچ‌گونه انعکاس یا بازتابی از دورنمای مورد انتظار شرکت در آن لحاظ نگردیده است. برعکس، ارزش بازار سهام منعکس‌کننده این دورنما است. اگر قیمت بازاری سهام نسبت به ارزش دفتری آن بالا باشد، به احتمال زیاد شرکت به لحاظ سرمایه‌گذاری از آینده خوبی برخوردار است (انواری رستمی و همکاران،1393). برعکس اگر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار یک سهم بالا باشد، دلیلی بر آن است که چشم‌انداز مناسبی برای آن سهم وجود ندارد. در نتیجه با افزایش نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار نوسان بازده سهام افزایش می‌یابد. با توجه به مثبت و معنی‌دار بودن ضریب θ₃می‌توان نتیجه گرفت کهاندازه شرکت بر نوسانات بازدهی سهام تأثیر مثبت و معنی‌دار دارد. بابزرگ‌تر شدن شرکت نوسانات بازدهی سهام افزایش می‌یابد. چرا که اکثر تصمیمات شرکت‌های بزرگ داخلی از حیطه اختیارات شرکت و مدیران آن خارج است و تحت تأثیر سیاست‌های اقتصادی و سیاسی در سطح کلان کشور قرار می‌گیرد، بنابراین ریسک شرکت‌های بزرگ بالا بوده و به دنبال تغییر شرایط نوسانات زیادتری رانسبت به شرکت‌های کوچک‌تر تحمل می‌کنند. همچنین نتایج نشان داد که متغیر اهرم مالی تأثیر معنی‌داری بر نوسان پذیری بازدهی سهامدر دوره مورد بررسی ندارد. می‌توان عدم ارتباط معنی‌داراهرم مالی را به ساختار تأمین مالی شرکت‌ها و دوره زمانی مطالعه مربوط دانست.

ستون پنجم و ششم جدول 5 نتایج تخمین معادله کوواریانس شرطی را نشان می‌دهد. مقدار معنی‌دار 0.87 برای پارامتر λبیانگر پایداری نسبتاً بالای کوواریانس‌های شرطی است. در کنار آن مقدار بدست آمده برای پارامترρ نیز معنی‌دار است که حاکی از تأثیر مثبت شوک بازده بر کوواریانس شرطی است. همچنین نتایج تخمینی برای پارامترهای ϑ که تأثیر متغیرهای مورد بررسی را بر کوواریانس شرطی نشان می‌دهد حاکی از تأثیر بیشتر این متغیرها بر کوواریانسبازده سهام شرکت‌های مورد بررسی نسبت به واریانس است. معنی‌داری ضریب ρدلالت بر این دارد که هر شوک بازده ای که برای هر یک از شرکت‌های مورد بررسی رخ دهد می‌تواند بر بازده سایر شرکت‌ها نیز به میزان 35/0 تأثیر داشته باشد وشوک‌های بازده نه تنها بازده بلکه بر نوسانات آن نیز تأثیر دارد. آماره LR برای معادله واریانس شرطی 15/42 و برای معادله کوواریانس شرطی 52/60 بدست آمد. هردو آماره در سطح یک درصد معنی‌دار می‌باشند که حاکی از اثرات فردی پایدار و ناهمسانی واریانس برای شرکت‌های مورد بررسی دارد.

 

5- بحث و نتیجه­گیری

نتیجه بررسی­ها مشخص نمود که در سطح شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران کیفیت اقلام تعهدی بر نوسان­پذیری شرطی در بورس اوراق بهادار تهران، تأثیر منفی و معنی‌دار دارد. چرا که کمتر بودن کیفیت اقلام تعهدی بیانگر کیفیت سود کمتر است (دستگیر و همکاران،1394).

درنتیجه با کاهش کیفیت اقلام تعهدی، کیفیت سود کاهش یافته و با کاهش کیفیت سود نوسانات بازدهی سهام افزایش می‌یابد. چرا که انتظار می‌رود کیفیت سود گزارش شده و کیفیت اقلام تعهدی واکنش بازار را به دنبال داشته باشد. همچنین نتایج حاکی از این بود که نوسانات بازده سهام تنها تحت تأثیر متغیرهای کیفیت اقلام تعهدی، اندازه شرکت، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و حجم معاملات سهام قرار ندارد بلکه نوسانات بازده سایر شرکت‌ها نیز می‌تواند بر نوسانات بازده سهام شرکت‌ها تأثیر معنی‌دار داشته باشد.

بنا بر نتایج به­دست آمده در این مطالعه، مبنی بر این­که کیفیت اقلام تعهدی بر نوسان­پذیری شرطی در بورس اوراق بهادار تهران، تأثیر معنی‌دار دارد، به سرمایه­گذاران در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می­گردد که در نظر داشته باشند شرکت­هایی که از اقلام تعهدی اختیاری استفاده می­کنند، وضعیتبی­ثبات­تری در بازار سرمایه خواهند داشت و اگر قصد انجام سرمایه­گذاری کم­ریسک و مطمئن را دارند، شرکت­هایی را در اولویت قرار دهند که استفاده کمتری از اقلام تعهدی می­نمایند. این در حالی است که سرمایه­گذاران علاقمند به نوسان‌گیری می­توانند شرکت­هایی را انتخاب کنند که استفاده بیشتری از اقلام تعهدی می­کنند. به مدیران شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نیز پیشنهاد می­شود که در راستای تقویت ثبات ارزش شرکت در بازار سرمایه و متعاقباً افزایش تمایل سرمایه­گذاران به خرید و نگهداری سهام شرکت، استفاده از اقلام تعهدی را محدود نمایند و در این رابطه، ارزیابی­های بیشتری صورت دهند. نتیجه کاربردی این پژوهش حاکی از اهمیت نقش مدیریت سود در کاهش ریسک بازدهی سهام است. از این رو شفافیت اطلاعات مالی خصوصاً اقلام تعهدی، به عنوان عنصر تعیین‌کننده مزیت رقابتی، می‌تواند ضمن بهبود عملکرد شرکت‌ها ریسک بازدهی سهام آن‌ها را کاهش دهد.

در ارتباط با موضوع پژوهش پیشنهادی زیر ارائه می‌شود:

×     با توجه به این که ممکن است نوسانات بازدهی سهام و کیفیت اقلام تعهدی در شرکت‌ها با عمر متفاوت و در صنایع مختلف، متفاوت باشد، از این رو بررسی مجدد موضوع پژوهش با در نظر گرفتن نوع صنعت و تفکیک نمونه مورد بررسی بر اساس عمر شرکت به پژوهشگران آینده پیشنهاد می‌شود.

×     در تحقیقات آتی اثرات مثبت و منفی نوسان پذیری بازده سهام شرکت‌ها بر بازار سرمایه مورد بررسی قرار گیرد.

×     در این مطالعه، به­منظور محاسبه کیفیت اقلام تعهدی، از شاخص اقلام تعهدی مبتنی بر سرمایه در گردش استفاده شد که می­توان در مطالعات آتی از سایر معیارهای موجود مانند مدل اصیل جونز، مدل جونز تعدیل­شده استفاده نمود و نتایج را مقایسه کرد.

×     دراینپژوهش،شرکت­هایپذیرفتهشدهدربورساوراقبهادارتهرانبررسیشده­اند.توصیه می‌شود درپژوهش­هایآتی،اینموضوعدرشرکت­هایفرابورس و در شرایط مختلف اقتصادی.نیزبررسیگردد و نتایج مقایسه شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

[1]- گروه حسابداری، واحد تهران‌غرب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

[2]- گروه اقتصاد، واحد تهران غرب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. نویسنده مسئول. [e-mail]

---

[i] Zafar

[ii] Zafar

[iii] Vuolteenaho

[iv] Hanlon

[v] Duffie

[vi] Pastor and Veronesi

[vii] Rajgopal and Venkatachalam

[viii]Chen

[ix] Huang and chang

[x]Gu

[xi] Shan

مراجع

فهرست منابع

1)     انواری رستمی، علی اصغر،خسرو منطقی و مهدی باغبان، (1393)، "بررسی رابطه نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام و چولگی بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران"، کنفرانسبین‌المللی علوم رفتاری و مطالعات اجتماعی.

2)     امیری، هادی، داریوش فروغی و بهزاد قربانی، (1393)،"تأثیر کیفیت سود بر تغییرات بازده غیر متعارف"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، 6(23)، صص 55-36.

3)     بخردی نسب، وحید و فاطمه ژولانژاد، (1396)، "تأثیر کیفیت سود بر رابطه بین مونتوم و بازده اضافی سهام"، مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار، 32، صص 42-21.

4)     تهرانی،رضاوعسگر نوربخش، (۱۳۸۹)،"فرهنگمالیوسرمایه­گذاری"، چاپاول،تهران: انتشاراتنگاهدانش.

5)     حیدرپور،فرزانه و سمیه زارع رفیع، (1393)،"تأثیر متغیرهای سود تقسیمی و فرصت‌های رشد بر رابطه کیفیت گزارشگری مالی و نوسان پذیری بازده سهام"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 6(22)، صص 247-213.

6)      دستگیر،محسن،احمد گوگردچیان و ستاره آدمیت، (1394)،  "رابطه بین کیفیت سود (پراکندگی سود) و بازده سهام"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 7(26)، صص 37-21.

7)     دستگیر،محسن و بهرام غنی زاده، (1392)،"تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر سرمایه‌گذاری‌های بلندمدت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"،حسابداری مالی، 5(20)، صص 65-42.

8)     رهنمایرودپشتی،فریدون، زهرهحاجیهاو علیزارعیسودانی، (۱۳۸۷)،"کارکردمالیرفتاریدرتبیینپایگاهعلمیبرایتجزیه‌وتحلیلسهام"،فصلنامهتولیدعلم، 3(7)، صص ۳۹-۲۹.

9)     صمدی،سعید، خدیجهنصرالهیومرتضی کرمعلیانسیچانی، (۱۳۸۶)،"بررسیرابطهبینتوسعهبازارهایمالیورشداقتصادی"،فصلنامهپژوهش‌هایاقتصادی،6(3)، صص ۱۶-۱.

10) عرب­صالحی، مهدی و نرگس حمیدیان، (1394)، "بررسیاثرتغییرپذیریاقلامتعهدیواجزایبنیادیواختیاریآنبر نوسانبازدهمتعارفونامتعارفآتیسهام"، دانشحسابداریوحسابرسیمدیریت، 4(14)، صص 145-157.

11) فخاری، حسین و عصمت‌السادات طاهری، (1389)، "بررسیرابطهسرمایه­گذاراننهادیونوسان‌پذیریبازدهسهامشرکت­هایپذیرفتهشده دربورساوراقبهادارتهران"، پژوهش‌هایحسابداریمالی، 2(4)، صص 159-172.

12) فروغی، داریوش،ل هادی امیری و مینا محمدیان، (1393)، "تحلیل تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر بازده بدون شوکجریان نقدی سهام"، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، 21(2)، صص 173-188.

13) فروغی،داریوش، هادیامیری و نرگس حمیدیان، (1391)،"تأثیر بازده نامشهود دوره‌های قبل بر رابطه بین اقلام تعهدی و بازده آینده سهام"،دانش حسابداری،دوره 3(9)، صص 122-101.

14) قائمی،محمدحسین و سعیدطوسی، (1385)، "بررسی عوامل مؤثر بر بازده سهام عادی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پیام مدیریت، 159، صص 175-17.

15) موسوی شیری،سید محمود،حسن خلعت بری و مینا فیروز بخت، (1394)،"اثر عدم تقارن اطلاعاتی بر بیش ارزشیابی سهام"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 7(27)، صص 92-73.

16)  نظیفینایینی، مینو، شهرام فتاحیوسعید صمدی،(1391)،"مدل­سازیوپیش­بینینوساناتبازارسهامبااستفادهازمدلانتقالی گارچمارکف"،تحقیقاتمدل­سازیاقتصادی،3(9)، صص 117-141.

17)  Chen, C., Huang, A.G. and Jha, R. (2012), “Idiosyncratic Return Volatility and the Information Quality Underlying Managerial Discretion”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 47, PP. 873-899.

18)  Gu, Z., Lee, C. and Rosett, J. G. (2004), “What Determines the Variability of Accounting Accrual?”, Working Paper.

19)  Huang, A. and Chang, C. (2014), “Asymmetric Impact of Informed Trading Activity on Stock Return Volatility”, Theoretical Economics Letters, 4, PP. 568-573.

20)  Jones, T. & Ligon, J. (2008), “The Day of the Week Effect in IPO Initial Returns”, The Quarterly Review of Economics and Finance, 49(1), PP. 110-127.

21)  Jim Lee & Harold Glenn A. Valera. (2016), “Price Transmission and Volatility Spillovers in Asian Rice Markets: Evidence from MGARCH and Panel GARCH Models”, The International Trade Journal, 30(1), PP. 14-32.

22)  Lambert, Richard. Leuz, Christian. Verrecchia, Robert E. (2006), “Accounting Information, Disclosure, and the Cost of Capital”, Journal of Accounting Research, 45, PP. 385-420.

23)  Leledakis, G.N. (2004), “Does Firm Size Predict Stock Returns? Evidence from the London Stock Exchange”, University of warwick, Department of Economics. Working paaer series.

24)  Ni, X., and Zhu, W. (2016), “Short-sales and Stock Price Crash Risk: Evidence from an Emerging Market”, Economics Letters, 144, PP. 22–24.

25)  Shan, Y., Taylor, S. and Walter, T. (2015), “The Role of other Information in Analysts’ Forecasts in Understanding Stock Return Volatility”, Review of Accountin Studies, 19, PP. 1346-1392

26)  Zafar, N., Urooj, S.F., Durrani, T.K. (2008), “Interest Rate Volatility and Stock Return and Volatility”, European Journal of Economic, 14.

 

 

 

 

یادداشت‌ها