بررسی ارتباط تجدید ارزیابی دارایی‌ها با نوسانات قیمت سهام و تحلیل رفتار سهامداران

قضاوت و تصمیم گیری در حسابداری

دوره 1، شماره 2، مرداد 1401، صفحه 117-142   

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/jdaa.2022.693142

نویسندگان

امیرعباس صاحبقرانی^* ؛ هادی سجلاتی

گروه حسابداری،دانشکده علوم مالی،دانشگاه خوارزمی،تهران،ایران

چکیده

چکیده
ضرورت پژوهش به خاطر این که یکی از نارسایی‌های بهای تمام شده تاریخی عدم انعکاس ارزش روز دارایی‌ها در شرایط تورمی است که این امر بازار سرمایه را تحت تأثیر قرار خواهد داد بر همین اساس هدف پژوهش حاضر بررسی ارتباط تجدید ارزیابی دارایی‌ها با نوسانات قیمت سهام و تحلیل رفتار سهامداران می‌باشد. جامعه‌ی آماری، کلیه‌ی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران، با در نظر گرفتن اطلاعات نزدیک به زمان پژوهش، در بازه‌ی زمانی سال‌های ۱۳۹۵ الی ۱۳۹۸ است. گردآوری اطلاعات از سایت ره آورد و کدال استفاده می‌گردد. تجزیه‌وتحلیل نهایی داده‌ها نیز به کمک نرم‌افزار Eviews10 انجام می‌شود.
نتایج حاصل از پژوهش نشان می‌دهد بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت رابطه‌ی مستقیمی وجـود دارد و این رابطه مثبت می‌باشد به طوری که با انجام فرایند تجدید ارزیابی، ریسک تأثیرپذیری قیمت به صورت افزایشی می‌باشد، به عبارتی تجدید ارزیابی باعث افزایش قیمت سهام شرکت می‌شود چون باور بر این است که با تجدید ارزیابی ارزش سهم بیش‌تر شده است، در این موارد چه به صورت رسمی یا به صورت شایعه یا خبر منتشر شده، در این موارد اکثراً جو روانی و تأثیر مثبتی دارد. بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص و بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با حجم معاملاتی بالا ارتباط معناداری وجود ندارد و این به این علت است که در بازار سرمایه ایران بدون توجه به بنیاد سهم، طبق جو حاکم بر بازار معاملاتی انجام گرفته است. به دلیل افزایش تورم فعلی حاکم بر کشور و به روز بودن موضوع تجدید ارزیابی بین اهالی بازار سرمایه، شرکت‌های مختلف در جهت آن اقدام میکنند که از مباحث مهم می‌باشد. همچنین  تأثیر تجدید ارزیابی بر قیمت و اخباری که به واسطه آن بر روی سهام شرکت‌ها تأثیرگذار است، باعث می‌شود استفاده‌کنندگان، سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سهامداران، رفتارهای مختلفی در قبال آن داشته باشند.
Relationship between Asset Revaluation and Stock Price Fluctuations and Analysis of Shareholder Behavior

Abstract
Necessity of the research because one of the shortcomings of historical cost is the lack of reflection of the day value of assets in inflationary conditions, which will affect the capital market. And analysis of shareholder behavior. The statistical population is all companies listed on the Tehran Stock Exchange, taking into account the information close to the research time, in the period from 1395 to 1398. Data collection is used from Rahavard and Kadal sites. Final data analysis is also performed using Eviews10 software. 
The results show that there is a direct relationship between revaluation and fluctuations in the company's stock price and this relationship is positive so that in the capital market by performing the revaluation process, the risk of price impact as a price increase from the revaluation process. Be it officially or as a rumor or news item, in these cases it often has a psychological atmosphere and a positive effect. There is no significant relationship between revaluation and stock price fluctuations of companies with net losses and between revaluation and stock price fluctuations of companies with high trading volume. Due to the current increase in inflation in the country and the up-to-dateness of the issue of revaluation among capital market residents, various companies are working in this direction, which is an important issue. Also, the effect of revaluation on the price and the news through which it affects the stocks of companies, causes users, investors, creditors and shareholders to have different behaviors towards it.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: تجدید ارزیابی دارایی‌ها؛ ارزش منصفانه؛ نوسانات قیمت سهام

اصل مقاله

بررسی ارتباط تجدید ارزیابی دارایی‌ها با نوسانات قیمت سهام و تحلیل رفتار سهامداران

 
تاریخ دریافت: 25/01/1401    تاریخ پذیرش: 26/03/1401    امیرعباس صاحبقرانی 
هادی سجلاتی     

چکیده
ضرورت پژوهش به خاطر این که یکی از نارسایی‌های بهای تمام شده تاریخی عدم انعکاس ارزش روز دارایی‌ها در شرایط تورمی است که این امر بازار سرمایه را تحت تأثیر قرار خواهد داد بر همین اساس هدف پژوهش حاضر بررسی ارتباط تجدید ارزیابی دارایی‌ها با نوسانات قیمت سهام و تحلیل رفتار سهامداران می‌باشد. جامعه‌ی آماری، کلیه‌ی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران، با در نظر گرفتن اطلاعات نزدیک به زمان پژوهش، در بازه‌ی زمانی سال‌های ۱۳۹۵ الی ۱۳۹۸ است. گردآوری اطلاعات از سایت ره آورد و کدال استفاده می‌گردد. تجزیه‌وتحلیل نهایی داده‌ها نیز به کمک نرم‌افزار Eviews10 انجام می‌شود.
نتایج حاصل از پژوهش نشان می‌دهد بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت رابطه‌ی مستقیمی وجـود دارد و این رابطه مثبت می‌باشد به طوری که با انجام فرایند تجدید ارزیابی، ریسک تأثیرپذیری قیمت به صورت افزایشی می‌باشد، به عبارتی تجدید ارزیابی باعث افزایش قیمت سهام شرکت می‌شود چون باور بر این است که با تجدید ارزیابی ارزش سهم بیش‌تر شده است، در این موارد چه به صورت رسمی یا به صورت شایعه یا خبر منتشر شده، در این موارد اکثراً جو روانی و تأثیر مثبتی دارد. بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص و بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با حجم معاملاتی بالا ارتباط معناداری وجود ندارد و این به این علت است که در بازار سرمایه ایران بدون توجه به بنیاد سهم، طبق جو حاکم بر بازار معاملاتی انجام گرفته است. به دلیل افزایش تورم فعلی حاکم بر کشور و به روز بودن موضوع تجدید ارزیابی بین اهالی بازار سرمایه، شرکت‌های مختلف در جهت آن اقدام میکنند که از مباحث مهم می‌باشد. همچنین  تأثیر تجدید ارزیابی بر قیمت و اخباری که به واسطه آن بر روی سهام شرکت‌ها تأثیرگذار است، باعث می‌شود استفاده‌کنندگان، سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سهامداران، رفتارهای مختلفی در قبال آن داشته باشند.
واژه‌های کلیدی: تجدید ارزیابی دارایی‌ها، ارزش منصفانه، نوسانات قیمت سهام.
1- مقدمه
در مورد مسئله پژوهش، به طور کلی تجدید ارزیابی به خاطر عوامل مختلفی انجام می‌گیرد، حالت اول، زمانی که به علت محاسبه‌ی نامناسب بهای تمام شده، شرکت دچار زیان شده باشد و حالت دوم، زمانی که تورم در اقتصاد کشوری بالا یا بسیار بالا باشد و تورم مثبت، کل عملیات شرکت را در برگیرد که طبق اصول حسابداری بدهی و دارایی‌ها تجدید ارزیابی می‌شوند (خدامی پور و همکاران، ۱۳۸۸).
در مورد مسئله پژوهش می‌توان گفت، سهامداران در صورت تجدید ارزیابی که به خاطر دلایل مختلفی انجام می‌گیرد چه واکنشی خواهند داشت و روی قیمت سهم چه تأثیری خواهد داشت؟
ولی در مورد انجام تجدید ارزیابی در ایران ملک آرایی (۱۳۹۰)، اهدافی هم چون حذف زیان انباشته (خارج کردن و شدن  از شمول ماده ۱۴۱)،  افزایش ارزش سهام شرکت‌های در حال فرایند واگذاری، افزایش اسمی سرمایه شرکت‌ها (افزایش سرمایه) و توجیه افزایش قیمت کالاها و خدمات را می‌توان بیان نمود. در حالی که هدف اصلی از انجام تجدید ارزیابی دلایلی چون تجدید قیمت دارایی‌ها و ثبت و استهلاک آن‌ها و بهبود مربوط بودن اطلاعات برای استفاده‌کنندگان است. حال در مورد مسئله پژوهش تأثیر چنین تجدید ارزیابی بر نوسانات قیمت سهام می‌باشد که منجر به چه اثری می‌شود. موسی بزرگ اصل (۱۳۹۰) به این نتیجه دست یافت که مهم‌ترین مزیت برای انجام تجدید ارزیابی این است که باعث می‌شود اطلاعات مالی شرکت، مخصوصاً ترازنامه‌ی شرکت‌ها، از لحاظ اندازه‌گیری، به ارزش‌های روز نزدیک‌تر شود، یعنی ویژگی مربوط بودن اطلاعات بهتر خواهد شد، زیرا اطلاعات مالی مبنای تحلیل‌های بنیادی و سایر تصمیم‌گیری‌ها است. از معایب مدل تجدید ارزیابی می‌تواند در استفاده‌ی نابجا از آن باشد، زیرا ممکن اســت برخی شرکت‌ها برای پوشش بخشی از ناکارآمدی‌هایشان هم استفاده کنند که بیش‌تر در مورد شرکت‌های زیان ده یا با زیان انباشته می‌باشد. همچنین این نگرانی وجـود دارد که شرکت‌ها بخواهند از مدل اســتفاده نموده و زیان‌های خود را پوشش دهند، از معایب دیگر این مدل می‌توان به این موضوع اشاره نمود. همچنین در مورد اعتبار و قابل اتکا بودن اعداد جدید تجدید ارزیابی شده باشد، چه بسا اگر توسط ارزیابان مستقل انجام شود هم چنان بایستی تردید حرفه‌ای در مورد آن داشت و ریسکی برای صحیح بودن و کامل بودن اعداد متصور بود.
نوسان سهام که دارای ریسک می‌باشد دو جنبه مثبت و منفی دارد. به عبارتی هم به صورت افزایشی است و هم کاهشی. ریسکی که از جنبه منفی نشات گرفته می‌شود، همان ریسک سقوط قیمت سهام می‌باشد.
در مورد اهمیت و ضرورت پژوهش، از آن جا که با بازار بورس تهران و اظهارنظر در خصوص رفتار طیف وسیع سرمایه‌گذاران بررسی می‌شود که نتایج بر روی قیمت سهام اثر می‌گذارد که می‌توان نسبت به تصمیم‌گیری‌های تحلیلی یا اتخاذ قوانین یا اطلاع‌رسانی‌هایی اقدام کرد.
 با توجه به آسان بودن و استفاده گسترده از فرایند تجدید ارزیابی توسط  شرکت‌های بورسی و سهامداران و سرمایه‌گذاران و به سبب آن اخبار رسمی و غیر رسمی که بر قیمت و رفتار سهامداران، چه به صورت هیجانی یا واقعی تأثیرگذار است. در این پژوهش به دنبال آن هستیم که آیا تجدید ارزیابی باعث تغییر قیمت می‌شود؟ به عبارتی آیا هنگام تجدید ارزیابی ریسک کاهش قیمت متصور هست یا نیست؟ آیا تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت بر رفتار سهامداران تأثیر دارد؟ و این که در ادامه با توجه به مبانی نظری و مدل‌های آماری پژوهش، به سؤالات اصلی این پژوهش پاسخ داده خواهد شد.
در مورد جنبه نوآوری پژوهش، با توجه به جدید بودن موضوع تجدید ارزیابی و خلاهای تحقیقاتی، ظاهراً تصمیم جمعی و باور عمومی بر این می‌باشد که در نتیجه تجدید ارزیابی، قیمت و ارزش سهام بالا رود که در صورت عدم کارکرد مناسب شرکت یا دارا بودن مشکلات و سوءاستفاده‌ها یا در صورت منفی بودن شاخص و جو بازار ممکن است منجر به کاهش قیمت یا رفتارهای متفاوتی برای سهم گردد که منجر به نتایج دیگری با توجه به شرایط گردد.

2- مبانی نظری و پیشینه پژوهش
انتظار می‌رود دارایی‌های مشهود بیش از یک سال در تولید یا عرضه کالاها و خدمات تجاری، برای اجاره به اشخاص ثالث یا برای اهداف اجرایی مورد استفاده قرار گیرند (IASB، ۲۰۰۵)، دارایی‌های مشهود به دلیل مشارکت در ایجاد درآمد، در طول عمر مفید خود مستهلک می‌شوند. IFASS شماره ۱۶ اصلاح شده برای دارایی‌های ثابت از ۱ ژانویه ۲۰۰۸ اجباری شد (IIA، ۲۰۰۷) و از IAS شماره ۱۶ برای اموال، ماشین‌آلات (کارخانه) و تجهیزات برای اهداف تحت تصرف مالکین اقتباس شد (IASB، ۲۰۰۵). IFASS شماره ۱۶ شرکت‌ها را ملزم می‌کند تا برای ثبت هر دارایی جدید خریداری شده، از مدل هزینه استفاده کنند، اما برای معاملات بعدی، این استاندارد حسابداری به شرکت‌ها اجازه می‌دهد که برای دارایی‌های ثابت، مدل هزینه یا تجدید ارزیابی را اتخاذ کنند. هنگام به کارگیری مدل تجدید ارزیابی، شرکت‌ها باید اطلاعات مربوط به دارایی خود، ارزش ماشین‌آلات و تجهیزات برای استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی را با استفاده از ارزش‌های منصفانه بازار ارائه دهند. در نتیجه، شرکت‌ها باید مرتباً به ارزیابی ارزش دارایی‌های ثابت خود بپردازند.
نوسانات قیمت سهام، از موضوع‌های چالش‌برانگیز مالی است که در سال‌های اخیر مورد توجه محققان بازار سرمایه قرار گرفته است (للداکیس، ۲۰۰۴). دلیل این به ارتباط بین نوسان پذیری قیمت و به تبع آن بازده و تأثیر آن بر عملکرد بخش مالی و همچنین کل اقتصاد برمی‌گردد. از طرف دیگر، فایده‌مندی مطالعه نوسان پذیری بازده سهام که آن‌ها نوسان پذیری بازده سهام را به عنوان معیاری از ریسک در نظر می‌گیرند و همچنین خطی مشی گذاران بازار سرمایه می‌توانند از این معیار به عنوان ابزاری برای اندازه‌گیری میزان آسیب‌پذیری بازار سهام استفاده نمایند (ظفر و همکاران، ۲۰۰۸). مایکل فلدر (۲۰۰۵)، معتقد است نوسان پذیری بازده سهام در بورس سهام بازارهای نوظهور در مقایسه با بازارهای کامل بیش‌تر است. علت این موضوع ممکن است به دلیل این واقعیت باشد که در بازارهای تکامل یافته، شبکه‌های اطلاعاتی کارآمدی وجود دارد و هرگز این امکان به وجود نمی‌آید تا اطلاعات تا حدی جمع شوند که اثر درخور توجهی بر بازار بگذارند.
پژوهش‌های اولیه در مورد تجدید ارزیابی دارایی و قیمت سهام توسط شارپ و واکر (۱۹۷۵) انجام شد که در طول دهه ۱۹۶۰، ۳۴ ارزیابی‌کننده شرکت‌های استرالیایی را مورد بررسی قرار دادند. پژوهش‌ها نشان دادند که بازار در طول ۶۰ ماه مشاهده، به اعلان‌های تجدید ارزیابی، واکنش مثبت نشان داد. این نشان می‌دهد که اعلان تجدید ارزیابی دارایی، اطلاعات قابل توجهی را در اختیار سرمایه‌گذاران قرار می‌دهد که آن‌ها به واسطه تصمیمات خریدوفروش سرمایه‌گذاری، آن را به سرعت به صورت قیمت‌های سهام جذب می‌کنند.
مدل رگرسیون برای قیمت‌ها و بازده سهام به کار گرفته شد و نتایج نشان می‌دهد که تجدید ارزیابی دارایی‌ها برای همه گروه‌های صنعتی به طور مثبت معنادار بود؛ بنابراین، تحقیقات نشان می‌دهند که اطلاعات مربوط به تجدید ارزیابی برای پیش‌بینی قیمت سهام، مناسب و مرتبط است. سایر یافته‌ها (مربوط به ذخایر تجدید ارزیابی دارایی‌ها و تجهیزات) فقط برای بازده سهام شرکت‌های معدنی به طور مثبت، معنادار بود. علاوه بر این، تاگی و تسو (۲۰۰۱) نشان می‌دهند که تجدید ارزیابی با قیمت سهام شرکت‌های بزرگ‌تر هنگ‌کنگ با استفاده از داده‌های دوره زمانی ۱۹۹۵-۱۹۹۱ به طور مثبت رابطه داشت. پژوهش‌های آن‌ها نشان می‌دهد که تجدید ارزیابی شرکت‌های بزرگ‌تر قابل‌اطمینان‌تر است. به طور خاص‌تر، این ارتباط برای شرکت‌های املاک (اموال) و خدمات به طور مثبت قوی‌تر بود، در حالی که برای شرکت‌های صنعتی این رابطه به طور منفی، بی‌معنا بود.
در سایر پژوهش‌ها، قیمت و بازده سهام به طور معناداری تحت تأثیر ذخایر تجدید ارزیابی دارایی برای شرکت‌های دارای نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام بالا و در کشورهای خاص قرار گرفتند (ایستون و ادی و هریس، ۱۹۹۳؛ پایک، ۲۰۰۹). این بیانگر اهمیت ارزش ذخایر تجدید ارزیابی برای بازار است. استندیش و اونگ (۱۹۸۲) به بررسی تأثیر تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت بر روی قیمت سهام مازاد در انگلستان با استفاده از مدل قیمت‌گذاری دارایی سرمایه‌ای پرداختند. پژوهش‌های آن‌ها به بررسی ۱۹۲ شرکت پرداخت که بین آن‌ها ۲۳۲ ارزیابی‌هایی مجددی برای دوره زمانی ۱۹۷۳-۱۹۶۴ انجام شد. نتایج نشان می‌دهند که تجدید ارزیابی دارایی با بازده مثبت غیرمنتظره در میانگین تجمعی مازاد در حدود تاریخ اعلام وابسته بود که بیانگر پیام مطلوبی از یک شرکت به نفع سهامداران آتی بود.
در مقابل، با استفاده از نمونه‌های نیوزلند در سال‌های ۲۰۰۵-۲۰۰۲، یافته‌های ژای (۲۰۰۷) متفاوت بودند. ژای اذعان کرد که قیمت سهام و بازده سالیانه با تجدید ارزیابی دارایی‌ها معنادار نبودند که با [یافته‌های] امانوئل (۱۹۸۹) هم سو و منطبق بود که نمونه‌هایی از دوره زمانی ۱۹۷۹-۱۹۷۰ را از بورس نیوزلند اما در دوره‌ای متفاوت (۲۰۰۲-۲۰۰۵) گردآوری کرد. تجدید ارزیابی دارایی‌ها، شیوه‌ای معمول بود که توسط ۹۰ درصد نمونه‌ها تأیید می‌شد. اگرچه قیمت سهام در اعلام تجدید ارزیابی دارایی‌ها در گزارش‌های سالانه به سرعت تحت تأثیر واقع شد، اما امانوئل به این نتیجه نمی‌رسد که تجدید ارزیابی، مؤلفه اصلی تجدیدنظر و اصلاح قیمت سهام بود. 
پژوهش‌های انجام شده توسط لوپس و واکر (۲۰۱۲) با استفاده از داده‌های PLC برزیل برای دوره زمانی ۱۹۹۸ تا ۲۰۰۴ نشان داد که تجدید ارزیابی دارایی با قیمت سهام و بازده سهام و بازده و شاخص حاکمیت شرکتی رابطه منفی داشت، اما به طور مثبت با بدهکاری و عدم نقدینگی مرتبط بود. بر اساس این یافته‌ها، پژوهش‌ها نشان می‌دهند که اطلاعات تجدید ارزیابی برای بهبود موقعیت حقوق صاحبان سهام و کاهش انگیزه‌های فرصت‌طلبانه به جای انتقال اطلاعات مالی به استفاده‌کنندگان خارجی صورت‌های مالی مورد استفاده قرار گرفته‌اند. به طور خلاصه، پژوهش‌های قبلی بیانگر تأثیر تجدید ارزیابی دارایی بر عملکرد مالی آتی شرکت‌ها (یعنی، درآمد عملیاتی و جریان‌های وجوه نقد عملیاتی) هستند، در حالی که رویکرد واکنش مبتنی بر بازار ممکن است قیمت موجودی/ سهام، بازده و نوسانات را به عنوان نتایج تجدید ارزیابی دارایی قلمداد کند. بیش‌تر پژوهش‌هایی که در ادبیات و نوشته‌ها مورد بررسی قرار گرفته‌اند بیانگر رابطه قوی بین تأثیرات، در نتیجه تصمیمات تجدید ارزیابی دارایی و انگیزه‌های زیربنایی تصمیمات بوده‌اند.

2-1- پیشینه خارجی
بایی و لی و کیم (۲۰۱۹) در پژوهشی با عنوان «آیا با تجدید ارزیابی دارایی ثابت بین مدیران و سرمایه‌گذاران اعتماد ایجاد می‌شود؟» به بررسی تأثیر تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت بر به موقع بودن و مربوط بودن اطلاعات افشا شده در گزارش‌های مالی پرداختند. به این منظور آن‌ها از اطلاعات شرکت‌های بورس اوراق بهادار کره جنوبی طی بازه زمانی ۲۰۰۷ لغایت ۲۰۱۷ استفاده کردند. نتایج پژوهش‌های آن‌ها نشان می‌دهد که تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت به بهبود مربوط بودن و به موقع بودن اطلاعات افشا شده کمک می‌کند و تأثیر مثبت بر آن دارد و از این طریق ریسک سقوط قیمت سهام را کاهش می‌دهد. در مقابل شرکت‌هایی که شرایط مالی ناسالم و نامساعدی دارند و دارای سطح بالایی از عدم تقارن اطلاعاتی‌اند، تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت احتمال سقوط قیمت سهام آن‌ها را افزایش می‌دهد.
ژئون (۲۰۱۹) رابطه بین حاکمیت شرکت (ویژگی‌های هیئت مدیره) و ریسک سقوط قیمت سهام را بررسی کرد. این مطالعه از رگرسیون لوجیت و OLS با استفاده از ۳۶۳۵ مشاهده از شرکت‌های فهرست شده کره‌ای استفاده کرد. نتایج شواهد مستقیمی برای رابطه بین ریسک سقوط قیمت سهام و ویژگی‌های حاکمیت شرکتی هیئت مدیره نشان می‌دهند. این مطالعه بیش‌تر نشان می‌دهد که وقتی مدیران خبره و مستقل بدون توجه به اندازه هیئت مدیره وجود دارند، ممکن است تأثیری از حاکمیت شرکت بر کاهش ریسک سقوط قیمت سهام وجود داشته باشد.
ژبران و چن و ژانگ (۲۰۲۰) تأثیر تنوع جنسیتی هیئت مدیره بر ریسک سقوط قیمت سهام را بررسی می‌کنند. این مطالعه تنوع هیئت مدیره را به تنوع رابطه محور و تنوع وظیفه محور تقسیم‌بندی می‌کند- به ترتیب تقسیم‌بندی از نظر جنسیت و سن و مدت تصدی و تحصیلات. یافته‌های آن‌ها نشان می‌دهد که تنوع بیش‌تر هیئت مدیره می‌تواند ریسک سقوط قیمت سهام آتی را حداقل کند. علاوه بر این، مطالعه‌شان مشخص می‌کند که شرکت‌ها با مالکیت نهادی کمتر و ابهام اطلاعاتی زیاد دارای تأثیرات قوی‌تر تنوع هیئت مدیره بر ریسک سقوط قیمت سهام در آینده هستند. 
حسن (۲۰۲۱)، پژوهشی با عنوان "آیا هیئت مدیره ریسک سقوط قیمت سهام را کاهش می‌دهد؟ شواهدی تجربی از مصر" انجام گرفت. نمونه به کار گرفته شده شرکت‌های موجود در بازار سهام مصر از ۲۰۱۴ تا ۲۰۱۸ می‌شود. شاخص مورد استفاده در این پژوهش جهت سنجش ریسک سقوط قیمت سهام بود که "نوسان پایین به بالا" است. نتایج نشان می‌دهد که ویژگی‌های مدیران هیئت مدیره با ریسک سقوط قیمت سهام در ارتباط نیستند. با این حال، برخی متغیرهای کنترل با ریسک سقوط قیمت سهام در ارتباط هستند. اهرم مالی یک ارتباط منفی معنادار با ریسک سقوط قیمت سهام دارد یعنی افزایش بدهی به عنوان یک منبع تأمین مالی، احتمال قرارگیری در معرض خطر سقوط قیمت سهام را در سطح اطمینان ۹۰% افزایش می‌دهد. همچنین، اندازه شرکت تأثیر منفی معناداری بر ریسک سقوط قیمت سهام در سطح اطمینان ۹۹% دارد. 

2-2- پیشینه داخلی
تقی نتاج و مومن زاده  (۱۳۹۶)، پژوهشی  به تحلیل بنیادی افزایش سرمایه که از محل تجدید ارزیابی بود  پیامدهای مثبت آن افزایش نسبت مالکانه یا کاهش نرخ رشد و نسبت P/E دارد.
منصوری و سعیدی و اسدی (۱۳۹۶)، به بررسی تأثیر تجدید ارزیابی دارایی‌ها بر حق‌الزحمه حسابرسی پرداختند. بدین منظور نمونه‌ای به حجم ۱۲۷ شرکت (شامل ۶۲ شرکت که دارایی‌های خود را تجدید ارزیابی نموده‌اند و ۶۵ شرکت که دارایی‌های خود را به بهای تمام شده تاریخی نگهداری می‌کنند) از فهرست شرکت‌هایی که طی دورۀ زمانی ۱۳۹۴-۱۳۸۷ در بازار سرمایه ایران حضور داشته، مشخص و داده‌های مورد نیاز نیز از گزارش‌های مالی آن‌ها استخراج گردید. نتایج پژوهش نشان داد تجدید ارزیابی باعث افزایش هزینه حسابرسی شده و شرکت‌هایی که تجدید ارزیابی کرده‌اند هزینه‌ی حسابرسی بیش‌تری داشته‌اند.
ذوالفقاری و شیرزادی (۱۳۹۷)، به بررسی تأثیر افزایش سرمایه از محل تجدید ارزیابی دارایی‌ها بر سودآوری عملیاتی شرکت‌ها پرداختند. در این پژوهش با بررسی صورت‌های مالی و پیش‌بینی قبل و بعد از افزایش سرمایه، همین‌طور تغییرات سود عملیاتی ۳۴ شرکت که طی سالیان ۱۳۹۲ لغایت ۱۳۹۵ که از محل تجدید ارزیابی دارایی‌ها افزایش سرمایه داشته‌اند متوجه می‌شویم میان افزایش سرمایه از این محل با سودآوری عملیاتی رابطه معناداری وجود ندارد و بیش از ۹۰ درصد این شرکت‌ها نه‌ تنها با افزایش سودآوری مواجه نشده‌اند بلکه با کاهش سود عملیاتی نیز مواجه هستند و به نظر می‌رسد این نوع افزایش سرمایه همان‌طور که در واقعیت نیز شاهد بودیم بیش‌تر موجب سفته‌بازی و بازده غیرعادی سهامداران می‌شود تا بهبود عملکرد شرکت‌ها و کمک به رفع موانع و رشد تولید.
محمدرضائی و خسرویان و دولت زارعی (۱۳۹۹)، به تجدید ارزیابی دارایی‌ها و مدیریت سود پرداختند. به‌ منظور نیل به این هدف، ۱۱۴۷ سال - شرکت در طی دوره زمانی ۱۳۹۶-۱۳۸۶ با استفاده از مدل رگرسیون چندگانه مورد آزمون قرار گرفت. همچنین، برای اندازه‌گیری مدیریت سود از سه مدل رایج، استفاده شده است. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که بین تجدید ارزیابی دارایی‌ها و مدیریت سود رابطه مستقیم وجود دارد. همچنین یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که رابطه بین مدیریت سود و تجدید ارزیابی زمانی قوی‌تر است که تجدید ارزیابی از محل دارایی‌های استهلاک ناپذیر است.

3- فرضیه‌های پژوهش
شرکت‌ها باید اطلاعات مربوط به ارزش دارایی، ماشین‌آلات (کارخانه) و تجهیزات را با استفاده از ارزش بازار منصفانه به کاربران صورت‌های مالی، هنگام استفاده از مدل تجدید ارزیابی ارائه دهند. در نتیجه، آن‌ها باید مرتباً دارایی‌های ثابت خود را هر سه یا پنج سال یک بار برای اقلامی که تغییرات قابل توجه و ناپایدار در ارزش منصفانه بازار تجربه می‌کنند، مورد ارزیابی قرار دهند. اگر یک مورد از دارایی‌های ثابت، مورد تجدید ارزیابی قرار گیرد، کل کلاس نیز باید مورد تجدید ارزیابی قرار گیرند (IIA، ۲۰۰۷)، همچنین دارایی باید در یکی از چندین طبقه‌بندی جداگانه، یعنی ماشین‌آلات زمین، لوازم و اثاثیه و ابزارها (وسایل) طبقه‌بندی شود. ارزش منصفانه زمین و ساختمان‌ها با ارزیابی واجد شرایط با استفاده از شواهد مبتنی بر بازار تعیین می‌شود. در صورت عدم وجود شواهد مبتنی بر بازار (به علت کمبود داده)، می‌توان از روش هزینه جایگزینی استفاده کرد. هزینه جایگزینی شامل هزینه جایگزینی دارایی، چه به شکل فیزیکی فعلی آن و چه به صورت هزینه دریافت خدمات معادل است (اون و لاو، ۲۰۰۵). در مدل تجدید ارزیابی معمولی، افزایش یا کاهش ارزش دارایی‌های تجدید ارزیابی شده خاص مستقیماً به حساب ذخیره تجدید ارزیابی در بخش حقوق صاحبان سهام منتقل خواهد شد. این امر منجر به حفظ نوسان قیمت بازار همان دارایی تا زمانی می‌شود که کاهش آن ارزش از ارزش ذخیره تجاوز نکند. اثر نوسان قیمت نیز به عنوان سود یا زیان در صورت درآمد در همان سال مالی در نظر گرفته خواهد شد (IIA، ۲۰۰۷). نوسان پذیری بازده سهام در بورس سهام بازارهای نوظهور در مقایسه با بازارهای کامل بیش‌تر است. علت این موضوع ممکن است به دلیل این واقعیت باشد که در بازارهای تکامل یافته، شبکه‌های اطلاعاتی کارآمدی وجود دارد و هرگز این امکان به وجود نمی‌آید تا اطلاعات تا حدی جمع شوند که اثر درخور توجهی بر بازار بگذارند (مایکل فلدر، ۲۰۰۵). تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت می‌تواند با ممانعت از توانایی مدیریت برای پنهان کردن یا پنهان نگه داشتن اطلاعات منفی از سهامداران، از سقوط قیمت سهام جلوگیری کند (بای و همکاران، 2019). جاگی و تسو (۲۰۰۱) به رابطه مثبت قوی‌تری بین تجدید ارزیابی دارایی و قیمت سهام شرکت‌های املاک و خدمات در مقایسه با شرکت‌های صنعتی دست یافتند. سو (2005) نشان داد که تطابق درآمد و هزینه به روز منجر به درآمدهای پایدارتر و همچنین پیش‌بینی آسان‌تر و دقیق‌تر سود آتی می‌شود. در رابطه با ریسک سقوط قیمت سهام، اگر مدیر یک شرکت ارتباط و به موقع بودن اطلاعات حسابداری را همراه با IFRS افزایش دهد و تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت را به منظور ارسال سیگنال مثبت در مورد عملکرد آتی شرکت از طریق ارتباط باز اطلاعات، اجرا کند، پتانسیل آن مدیر برای انباشت اخبار بد و ایجاد یک محیط اطلاعاتی افشای ناپایدار کاهش می‌یابد. در نتیجه، خطر سقوط قیمت سهام به دلیل تحریف رفتار افشای اختیاری و ناپایدار و در نتیجه انتشار ناگهانی اخبار منفی در بازار سرمایه به طور نسبی کاهش می‌یابد. بای و همکاران (2019) با استفاده از شرکت‌های فهرست‌شده در بازار بورس کره طی سال‌های 2007 تا 2017، نشان دادند تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت با بهبود به موقع و مرتبط بودن اطلاعات افشا شده، تأثیر مثبتی بر پایداری دارد و در نتیجه ریسک سقوط قیمت سهام را کاهش می‌دهد. در مقابل، شرکت‌هایی با شرایط مالی ناسالم و درجه بالایی از عدم تقارن اطلاعاتی، افزایش احتمال سقوط پس از تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت را نشان می‌دهند. این یافته‌ها نشان می‌دهد که رابطه بین تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت و ریسک نقدی قیمت سهام به انگیزه مدیریت برای صداقت در طول فرآیند تجدید ارزیابی بستگی دارد.
با توجه به مبانی نظری و پیشینه پژوهش، می‌توان پیش‌بینی کرد در بورس اوراق بهادار تهران، نوسانات قیمت سهام و شرکت‌هایی که دارای زیان خالص بوده یا شرکت‌هایی با حجم معاملاتی، تأثیر داشته یا نداشته باشند که بدین منظور فرضیه‌های پژوهش را شکل می‌دهد:
فرضیه اول: بین تجدید ارزیابی دارایی‌ها و نوسانات قیمت سهام شرکت ارتباط معنـاداری وجـود دارد.
فرضیه دوم: بین تجدید ارزیابی دارایی‌ها و نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص ارتباط معناداری وجود دارد.
فرضیه سوم: بین تجدید ارزیابی دارایی‌ها و نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با نوسان قیمت بازار ارتباط معناداری وجود دارد.
بر اساس فرضیه‌های پژوهش مدل مفهومی به شرح زیر می‌باشد:

 

 

 

 

 

 

شکل 1، مدل مفهومی پژوهش
 (منبع: یافته‌های پژوهش)

4- روش‌شناسی پژوهش
پژوهش حاضر از نوع تحقیقات کمی بوده و با رویکرد استقرایی انجام می‌پذیرد. همچنین، با توجه به این که داده‌های مورد استفاده در پژوهش حاضر اطلاعات واقعی و تاریخی هستند، آن را می‌توان از نوع پس رویدادی (شبه آزمایشی) نیز طبقه‌بندی کرد

5- مدل و متغیرهای پژوهش
تعریف عملیاتی متغیرهای پژوهش
CRASH: ریسک سقوط قیمت سهام که تقریباً در تمام مطالعات انجام شده، پدیده سقوط قیمت سهام، پدیده‌ای مترادف با چولگی منفی بازده سهام است و از لحاظ آماری این گونه تعریف شده است: «سقوط قیمت سهام به عنوان یک پدیده نادر در بازار سرمایه هنگامی رخ می‌دهد که بازده ماهانه خاص یک شرکت طی دوره زمانی مشخصی، ۲/۳ انحراف معیار کمتر از میانگین بازده ماهانه خاص شرکت طی همان دوره باشد». اساس این تعریف بر این مفهوم آماری قرار دارد که با فرض نرمال بودن توزیع بازده ماهانه خاص شرکت، نوساناتی که در فاصله میانگین به علاوه ۲/۳  انحراف معیار و میانگین منهای ۲/۳ انحراف معیار قرار می‌گیرند جزو نوسانات عادی محسوب شده و نوسانات خارج از این فاصله جزو موارد غیرعادی قلمداد می‌شوند. با توجه به این که سقوط قیمت سهام یک نوسان غیرعادی است، عدد ۲/۳ به عنوان مرز بین نوسانات عادی و غیرعادی در نظر گرفته شده است.

فرضیه اول پژوهش که به این شرح مطرح ‌شده است، "بین تجدید ارزیابی دارایی‌ها و نوسانات قیمت سهام شرکت ارتباط معنـاداری وجـود دارد."؛ مورد بررسی قرار میگیرد. مدل 1 جهت آزمون این فرضیه می‌باشد (بایی و همکاران، ۲۰۱۹).

(۱)
متغیر وابسته  CRASH و متغیر مستقل REVAL  برای شرکت‌های تجدید ارزیابی شده و متغیرهای کنترلی RET, MB, MarketCompetition, RATE SIGMA, SIZE, LEV, MTB, ROA,  می‌باشند که به صورت زیر تعریف می‌گردند:
که مطابق با پژوهش حبیب (۲۰۱۴) و هاتن و همکاران (۲۰۰۹) ابتدا میانگین بازده خاص شرکت‌ها محاسبه و سپس داده‌های مربوط به آن به دو دسته کمتر از میانگین و بیش‌تر از میانگین تفکیک شده و انحراف معیار هر کدام به طور مجزا محاسبه شده است سپس برای محاسبه از رابطه 2 استفاده می‌گردد:

(2)
در این رابطه:
: برابر انحراف معیار مشاهدات کمتر از میانگین 
: نشان‌دهنده انحراف معیار مشاهدات بزرگ‌تر از میانگین 

REVAL: متغیر تجدید ارزیابی، متغیر مجازی است که برای شرکت‌هایی که دارای تجدید ارزیابی بوده‌اند عدد ۱ و در صورت عدم تجدید ارزیابی عدد ۰ خواهند بود.
RET: میانگین بازده هفتگی شرکت خاص در طول سال مالی می‌باشد.
SIGMA: انحراف استاندارد بازده هفتگی شرکت خاص در طول سال مالی می‌باشد.
SIZE: لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها می‌باشد.
LEV: از تقسیم بدهی کل بر دارایی کل به دست می‌آید.
MTB: ارزش حقوق صاحبان سهام می‌باشد. این متغیر از ضرب تعداد سهام در ارزش بازار آن‌ها به دست می‌آید.
ROA: از تقسیم سود خالص بر کل دارایی‌ها به دست می‌آید.
MB: تقسیم ارزش بازار سرمایه شرکت بر ارزش دفتری سرمایه شرکت می‌باشد.
MarketCompetition: رقابت بازار محصول است که طبق شاخص هرفیندال- هیرشمن (HHI)عبارت است از حاصل جمع توان دوم سهم بازار کلیه بنگاه‌های فعال در صنعت.
RATE: برابر ۱ اگر   بیش‌تر از یک و برابر صفر اگر  کمتر از یک باشد.
: بازده هفتگی شرکت i  در زمان  tمی‌باشد.
: بازده هفتگی بازار در زمان  tمی‌باشد.
فرضیه دوم پژوهش که به این شرح مطرح‌شده است، " بین تجدید ارزیابی دارایی‌ها و نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص ارتباط معناداری وجود دارد."؛ مورد بررسی قرار میگیرد. 

(3)
RISKY: متغیر مجازی است که زیان خالص (NET LOSS) برابر ۱ هنگامی که شرکت زیان خالص داشته باشد و برابر ۰ در صورتی که زیان نداشته باشد.
فرضیه سوم پژوهش که به این شرح مطرح‌شده است: " بین تجدید ارزیابی دارایی‌ها و نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با نوسان قیمت بازار ارتباط معناداری وجود دارد "، مورد بررسی قرار میگیرد. 

(4)

: بازده هفتگی شرکت i  در زمان  tمی‌باشد.
: بازده هفتگی شاخص در زمان  tمی‌باشد.
: لگاریتم طبیعی میانگین قیمت بازار در زمان t می‌باشد.

جامعه آماری، نمونه و روش نمونه‌گیری
جامعهی آماری پژوهش، شامل کلیهی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، با در نظر گرفتن اطلاعات نزدیک به زمان پژوهش، در بازه‌ی زمانی سال‌های ۱۳۹۵ الی ۱۳۹۸ است. نمونه آماری با شرایط زیر انتخاب شد:
از ابتدای سال ۱۳۹۵ در بورس پذیرفته شده باشند.
حداقل یک بار اقدام به تجدید ارزیابی دارایی‌های خود نموده‌اند.
داده‌ها و صورت‌های مالی  از سال ۱۳۹۵ تا ۱۳۹۸ در دسترس باشد.
در نهایت ۴۵ شرکت برای سال‌های ۱۳۹۵ تا ۱۳۹۸ مورد بررسی قرار گرفت.

جمع‌آوری و پردازش داده‌ها
جهت گردآوری مبانی نظری اطلاعات در خصوص تبیین ادبیات موضوع پژوهش از روش کتابخانهای و مطالعات اسنادی استفاده شد و برای دستیابی به اطلاعات مورد نیاز، برای پردازش فرضیه‌های پژوهش از صورتهای مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده خواهند شد. همچنین داده‌های پژوهش از سایت www.codal.ir جمعآوری و با استفاده از نرمافزار اکسل گردآوری شد. روش آزمون فرضیه‌ها در مطالعه حاضر با استفاده از نرم‌افزار آماری Eviews10 می‌باشد.

6- نتایج آزمون فرضیه‌ها و تجزیه‌وتحلیل داده‌ها
آمار توصیفی:
به منظور بررسی مشخصات عمومی متغیرها و تجزیه‌وتحلیل دقیق آن‌ها، آشنایی با آمار توصیفی مربوط به متغیرها لازم است. جدول ۱، آمار توصیفی دادههای مربوط به متغیرهای مورد استفاده در پژوهش را نشان می‌دهد. آمار توصیفی مربوط به ۴۵ شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی ۴ ساله (۱۳۹۸- ۱۳۹۵) میباشد.
اصلی‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نشان‌دهنده‌ی نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص خوبی برای نشان دادن مرکزیت داده‌هاست که در جدول مربوط به آمار توصیفی مشاهده می‌شود. متغیر وابسته ریسک سقوط قیمت سهام شرکت می‌باشد که دارای میانگین ۳۴۴۴۴۴/۰ می‌باشد. همچنین متغیر مستقل پژوهش تجدید ارزیابی می‌باشد که متغیر به صورت ساختگی تعریف شده است، میانگین این متغیر برابر با ۲۵/۰ می‌باشد.
به طورکلی پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی از یکدیگر یا میزان پراکندگی آن‌ها نسبت به میانگین است. از مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. کمترین پراکندگی مربوط به متغیر رقابت بازار محصول و بیش‌ترین پراکندگی مربوط به متغیر متوسط حجم معاملات است.
چولگی میزان عدم تقارن منحنی فراوانی را نشان می‌دهد، اگر ضریب چولگی صفر باشد، جامعه کاملاً متقارن است و چنانچه ضریب چولگی مثبت باشد چولگی به راست و چنانچه ضریب چولگی منفی باشد چولگی به چپ دارد. با بررسی مقدار چولگی‌ها ملاحظه می‌شود متغیر نوسان قیمت سهام شرکت، میانگین بازده هفتگی شرکت خاص و بازده دارایی‌ها دارای چولگی منفی می‌باشد.
میزان کشیدگی منحنی فراوانی نسبت به منحنی نرمال را برجستگی و یا کشیدگی می‌نامند، اگر کشیدگی حدود صفر باشد، منحنی فراوانی از لحاظ کشیدگی وضعیت متعادل و نرمالی خواهد داشت اگر این مقدار مثبت باشد، منحنی برجسته و اگر منفی باشد، منحنی پهن می‌باشد. کشیدگی همه متغیرهای این مدل مثبت است.

جدول ۱- آمار توصیفی
 
نماد    ریسک سقوط قیمت سهام شرکت    متوسط حجم معاملات    اهرم مالی    رقابت بازار محصول    تقسیم ارزش بازار سرمایه  شرکت    میانگین بازده هفتگی شرکت خاص    تجدید ارزیابی    زیان خالص    بازده دارایی‌ها    انحراف استاندارد بازده هفتگی شرکت خاص    اندازه شرکت    قیمت       
متغیر    CRASH    IA    LEV    MARKETCOMPETITION    MB    RET    REVAL    RISKY    ROA    SIGMA    SIZE    PRICE       
میانگین    ۳۴۴/۰۴۴۴    ۴۵۱۷۲۹۳۱۳۱    ۰۱۲/۳
۱۹۰    ۰۰۰۰۰۰۰۰۲۸۵۵/۰    ۲۷۲/۶
۷۶۹    ۰۱۴/۰
۴۶۴    ۲۵۰/۰
۰۰۰    ۴۷۲/۰
۲۲۲    ۳۸/۰-
۱۶۱۳    ۰۹۴/۰۴۸۹    ۰۰۸/۸
۶۹۹    ۰۵۳/۸
۵۹۸       
میانه    ۰    625494366    ۷۱۸/۰
۰۹۳    ۰۰۰۰۰۰۰۰۰۰۲۷/۰    ۰۵۲/۳
۰۰۰    ۰۱۰/۰
۲۰۴    0    0    ۰۰۰/۰
۹۴۷    ۰۸۳/۰
۸۴۲    ۵۸۴/۷
۶۸۷    ۰۲۹/۸
۷۲۳       
حداکثر    ۱    170211770682    ۷۲/۵۳
۱۱۷    ۰۰۰۰۰۰۰۳۹۹۲۳/۰    ۱۷/۹۰
۴۰۰    ۱۹۰/۰
۷۵۹    1    1    ۹۸۹/۲
۰۳۵    ۶۱۵/۰
۵۴۲    ۹۹/۱۴
۱۵۰    ۷۸/۱۰
۱۴۹       
حداقل    ۰    13678    ۲۰۶/۰-
۴۱۵    0    ۳۲۸/۰
۸۵۱    ۱۹۹/۰-
۳۶۰    0    0    ۵۶/۷۷-
۲۷۳    ۰۰۰/۰
۰۰۰    ۵۸۷/۱۸۱۶    ۰۱۷/۶
۱۰۲       
انحراف معیار    ۴۷۶/۰۵۱۲    9243566347    ۴۸۱/۹
۶۵۶    ۰۰۰۰۰۰۰۰۸۳۰۱/۰    ۴۳/۱۰
۵۵۸    ۰۳۱/۰
۷۵۶    ۴۳۴/۰
۲۲۱    ۵۰۰/۰
۶۲۰    ۷۹۹/۵
۳۰۶    ۰۶۵/۰
۹۸۷    ۶۷۱/۲
۱۴۲    ۹۳۸/۰
۲۵۳       
چولگی    ۶۵۴/۰۷۱۳    ۸۲۹۳۹۵/۷    ۱۵۳/۴
۴۹۶    ۶۱۳۱۰۶/۳    ۶۱۲/۴
۵۵۵    ۱۶۶/۰-
۹۴۷    ۱۵۴/۱
۷۰۱    ۱۱۱/۰
۲۸۳    ۲۰/۱۳-
۲۷۲    ۲۱۶/۴
۰۲۶    ۴۸۹/۰
۳۵۲    ۴۶۸/۰
۱۹۱       
کشیدگی    ۴۲۸/۱۶۵۰    ۹۷۸۱۷/۷۶    ۹۳/۱۸۱۱۷    ۲۸۵۰۹/۱۵    ۲۵/۳۱603    ۴۱/۱۹556    ۳۳۳۳/۲33۳    ۰۱۲/۱
۳۸۴    ۲۴/۱۷۶/۲۲    ۰۴/۲۹
۳۴۱    ۹۵۹/۳
۲۰۹    ۲۰۶/۳1۱8       
مشاهدات    ۱۸۰    176    ۱۸۰    180    168    176    180    180    180    176    180    176     
منبع: یافته‌های پژوهشگر

بررسی مانایی متغیرها
اطلاعات جدول فوق آزمون مانایی را برای متغیرهای پژوهش نشان می‌دهد. تمامی متغیرهای مورد مطالعه با توجه به آزمون مانایی Dickey-Fuller (بدون تفاضل مانا) می‌باشند. سطح معناداری آزمون مانایی اگر کمتر از 05/0 درصد باشـد نشانگر مانایی آن متغیر می‌باشد. همچنین جهت مانا بودن یک متغیر، آماره آزمون مربوطه به صورت قدر مطلق باید بزرگ‌تر از عدد 2 باشد که در جدول سطح معناداری و آماره آزمون مربوطه به همین صورت می‌باشد.
جدول ۲- بررسی مانایی متغیرهای پژوهش
 
متغیر    آزمون مانایی    مرتبه تفاضل    سطح معناداری    آمارة آزمون    مانا / نامانا       
IA    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۵/۰    ۳۵۷۱۵۷/۴-    مانا I(0)       
LEV    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۰/۰    ۱۱۶۵۴۹/۵-    مانا I(0)       
MARKETCOMPETITION    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۱/۰    ۷۴۲۷۴۴/۴-    مانا I(0)       
MB    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۰/۰    ۳۶۶۴۰/۱۰-    مانا I(0)       
MTB    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۴۸/۰    ۷۰۲۷۳۲/۳-    مانا I(0)       
RET    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۰/۰    ۱۰۰۰۷۰/۶-    مانا I(0)       
ROA    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۰/۰    ۴۵۷۸۶/۱۳-    مانا I(0)       
SIGMA    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۰/۰    ۲۱۱۶۱۳/۸-    مانا I(0)       
SIZE    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۴/۰    ۳۹۵۷۱۳/۴-    مانا I(0)       
PRICE    Dickey-Fuller    بدون تفاضل    ۰۰۰۰/۰    ۹۰۷۲۳۱/۶-    مانا I(0)     
منبع: یافته‌های پژوهشگر

هم خطی مرکب
در این پژوهش برای بررسی وجود هم خطی بین متغیرهای مدل از آماره عامل تورم واریانس"VIF" استفاده شد. زمانی که عامل تورم واریانس کوچک‌تر از 5 باشد، نشان‌دهنده عدم وجود هم خطی بین متغیرهای مدل است.

جدول ۳- آزمون تورم واریانس (VIF) 
 
متغیرها    فرضیه اول    متغیرها    فرضیه دوم    متغیرها    فرضیه سوم       
REVAL    ۳۹۸۹۰۴/۱    REVAL    ۰۶۴۷۷۳/۲    REVAL    ۰۰۴۴۲۳/۸       
RET    ۰۷۹۱۴۸/۳    RISKY    ۴۷۰۹۳۱/۱    RATE    ۱۹۹۷۶۸/۱       
SIGMA    ۰۲۲۸۰۷/۳    REVAL_X_RISKY    ۱۸۰۷۳۰/۲    REVAL* PRICE    ۲۴۳۸۴۹/۸       
SIZE    ۰۸۵۷۸۵/۳    RET    ۱۹۱۵۲۵/۳    RET    ۵۴۳۸۷۲/۳       
LEV    ۷۸۷۴۸۱/۱    SIGMA    ۰۹۸۱۴۶/۳    SIGMA    ۴۶۹۸۵۹/۳       
MTB    ۷۲۱۴۹۶/۱    SIZE    ۱۱۶۶۱۹/۳    SIZE    ۳۷۵۵۲۱/۳       
ROA    ۲۲۲۲۵۴/۱    LEV    ۸۱۱۷۹۹/۱    LEV    ۸۳۴۸۸۱/۱       
MB    ۲۲۳۹۲۲/۱    MTB    ۷۵۸۳۵۶/۱    MTB    ۷۶۸۵۷۸/۱       
MARKETCOMPETITION    ۶۴۰۷۸۷/۱    ROA    ۲۵۶۴۸۶/۱    ROA    ۱۹۷۴۹۰/۱       
RATE    ۳۱۷۰۷۵/۱    MB    ۳۰۷۲۰۹/۱    MB    ۱۲۸۳۰۹/۲       
-    -    MARKETCOMPETITION    ۶۵۱۵۳۲/۱    MARKETCOMPETITION    ۶۷۲۰۱۷/۱       
-    -    RATE    ۳۲۶۵۲۸/۱    PRICE    ۲۲۴۴۹۴/۳     
منبع: یافته‌های پژوهشگر

بررسی فرضهای کلاسیک مدل رگرسیون خطی
از مفروضات مدل رگرسیون، فروض همسانی واریانس و فرض نبود خودهمبستگی بین جملات خطا موضوعیت پیدا می‌کند که در ادامه بررسی شده است.  با توجه به نتایج آزمون همسانی واریانس، مشاهده می‌شود که مدل‌ها پژوهش از مشکل ناهمسانی واریانس رنج می‌برند و برای رفع آن از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته بجای روش حداقل مربعات معمولی استفاده می‌شود. 

7- نتایج آزمون مدل اول پژوهش
نتایج حاصل از برآورد مدل اول پژوهش به شرح جدول 4 میباشد.

جدول ۴- نتایج آماری آزمون مدل اول پژوهش (متغیر وابسته: نوسانات قیمت سهام)
 
       
متغیر    ضرایب    انحراف معیار    آماره t    سطح معناداری (Sig)    نوع رابطه و معناداری (خطای 5%* ,**10%)       
ثابت    ۲۰۴۸۹۹/۰-    ۱۰۸۵۷۱/۰    ۸۸۷۲۴۶/۱-    ۰۶۱۰/۰    -       
REVAL    تجدید ارزیابی    ۱۳۷۷۱۶/۰    ۰۴۸۳۳۵/۰    ۸۴۹۲۰۸/۲    ۰۰۵۰/۰*
در سطح خطای 5 درصد معنادار است    مثبت/معنادار       
RET    بازده هفتگی شرکت خاص    ۳۴۵۸۰۵/۶-    ۱۷۵۹۱۷/۱    ۳۹۶۴۷۴/۵-    ۰۰۰۰/۰* در سطح خطای 5 درصد معنادار است    منفی/معنادار       
SIGMA    انحراف استاندارد بازده هفتگی    ۱۹۵۰۳۱/۲    ۵۰۰۱۷۹/۰    ۳۸۸۴۹۵/۴    ۰۰۰۰/۰* در سطح خطای 5 درصد معنادار است    مثبت/معنادار       
SIZE    اندازه شرکت    ۰۱۲۷۵۸/۰-    ۰۱۲۲۷۱/۰    ۰۳۹۶۷۸/۱-    ۳۰۰۱/۰    منفی       
LEV    اهرم مالی    ۰۰۱۵۵۹/۰-    ۰۰۲۵۳۲/۰    ۶۱۵۶۱۶/۰-    ۵۳۹۱/۰    منفی       
MTB    ارزش بازار    ۰۰۰۰۳۵۴/۰    ۰۰۰۰۷۴۹/۰    ۴۷۲۱۳۰/۰    ۶۳۷۵/۰    مثبت       
ROA    بازده دارایی‌ها    ۰۰۱۰۲۶/۰-    ۰۰۳۲۳۸/۰    ۳۱۶۹۸۳/۰-    ۷۵۱۷/۰    منفی       
MB    ارزش بازار سرمایه شرکت    ۰۰۳۰۵۶/۰    ۰۰۱۹۱۹/۰    ۵۹۲۴۸۴/۱    ۱۱۳۳/۰    مثبت       
MARKETCOM
PETITION    رقابت بازار محصول    ۳۹۸۳۲۳۲/۰    ۲۹۲۴۸۹۰/۰    ۳۶۱۸۴۰/۱    ۱۷۵۲/۰    مثبت       
اثرات صنعت    بله       
اثرات سال    بله       
آماره F
(سطح معنیداری)    ۳۲۹۳۸۲/۴
(0.000024)       
ضریب تعیین    ۲۱۹۴۳۸/۰       
ضریب تعیین تعدیل‌شده    ۱۶۸۷۵۲/۰     
منبع: یافته‌های پژوهشگر

در بررسی معنی‌دار بودن کل مدل با توجه به این که مقدار احتمال آماره F از 05/0 کوچک‌تر است ]۰۰۰۰۲۴/۰[با اطمینان 95% معنی‌دار بودن کل مدل تأیید می‌شود. ضریب تعیین ۲۱۹۴۳۸/۰ می‌باشد که با فرض تأثیر همه متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته است. در صورتی‌که درصد نشان داده‌شده توسط ضریب تعیین تعدیل‌شده ۱۶۸۷۵۲/۰ فقط حاصل از تأثیر واقعی متغیرهای مستقل مدل بر وابسته است و نه همه متغیرهای مستقل. ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل گویای آن است که تنها حدود 16 درصد از متغیر وابسته نوسانات قیمت سهام توسط متغیرهای مستقل و کنترل مدل تبیین میگردد.
فرضیه اول پژوهش که به این شرح مطرح‌شده است، "بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام (CRASH)  شرکت ارتباط معنـاداری وجـود دارد."؛ مورد بررسی قرار میگیرد. 
طبق رگرسیون جدول ۴-۸، نشان میدهد که آماره t تجدید ارزیابی (REVAL) برابر با ۸۴۹۲۰۸/۲ است همچنین سطح معناداری آن نیز ۰۰۵/۰ است که می‌توان نتیجه گرفت سطح معناداری این متغیر کمتر از خطای ۵ درصد (سطح اطمینان ۹۵ درصد) است که نشان می‌دهد در سطح معناداری ۹۵ درصد بین تجدید ارزیابی و ریسک نوسانات قیمت سهام شرکت رابطه معنی‌داری دارد. همچنین با بررسی ضریب این متغیر ملاحظه می‌گردد متغیر تجدید ارزیابی دارای ضریب ۱۳۷۷۱۶/۰ است که این مقدار مثبت است که علامت مثبت ضریب نشان از رابطه مثبت و مستقیم بین تجدید ارزیابی و ریسک نوسانات قیمت سهام شرکت است. به عبارتی می‌توان نتیجه گرفت فرضیه اول پژوهش مورد تأیید است.

نتایج آزمون مدل فرضیه دوم پژوهش
نتایج حاصل از برآورد مدل فرضیه دوم پژوهش به شرح جدول 5 است.

جدول ۵- نتایج آماری آزمون مدل دوم پژوهش (متغیر وابسته: نوسانات قیمت سهام)
 
       
متغیر    ضرایب    انحراف معیار    آماره t    سطح معناداری (Sig)    نوع رابطه و معناداری (خطای 5%* ,**10%)       
ثابت    ۱۷۳۹۹۵/۰-    0.101919    -1.707191    ۰۸۹۸/۰    -       
REVAL    تجدید ارزیابی    ۱۵۱۲۴۰/۰    ۰۵۷۰۰۵/۰    ۶۵۳۱۰۸/۲    ۰۰۸۸/۰* در سطح خطای 5 درصد معنادار است    مثبت/معنادار       
    شرکت‌های دارای زیان خالص    ۰۴۱۷۰۷/۰-    ۰۴۱۹۵۱/۰    ۹۹۴۱۷۴/۰-    ۳۲۱۷/۰    منفی       
    شرکت‌های دارای زیان خالص*تجدید ارزیابی    ۰۵۴۴۷۷/۰-    ۰۸۴۹۱۱/۰    ۶۴۱۵۸۲/۰-    ۵۲۲۱/۰    منفی       
RET    بازده هفتگی شرکت خاص    ۳۰۹۷۱۰/۶-    ۱۵۶۵۷۶/۱    ۴۵۵۵۰۷/۵-    ۰۰۰۰/۰* در سطح خطای 5 درصد معنادار است    منفی/معنادار       
SIGMA    انحراف استاندارد بازده هفتگی    ۲۲۵۵۴۱/۲    ۴۸۲۲۹۵/۰    ۶۱۴۴۷۷/۴    ۰۰۰۰/۰* در سطح خطای 5 درصد معنادار است    مثبت/معنادار       
SIZE    اندازه شرکت    ۰۱۳۱۴۲/۰-    ۰۱۱۴۱۸/۰    ۱۵۱۰۴۱/۱-    ۲۵۱۵/۰    منفی       
LEV    اهرم مالی    ۰۰۲۰۸۹/۰-    ۰۰۲۳۶۲/۰    ۸۸۴۲۸۶/۰-    ۳۷۷۹/۰    منفی       
MTB    ارزش بازار    ۰۰۰۰۴۶۸/۰    ۰۰۰۰۷۲۹/۰    ۶۴۲۷۷۷/۰    ۵۲۱۳/۰    مثبت       
ROA    بازده دارایی‌ها    ۰۰۱۶۸۶/۰-    ۰۰۳۱۶۸/۰    ۵۳۲۳۰۲/۰-    ۵۹۵۳/۰    منفی       
MB    ارزش بازار سرمایه شرکت    ۰۰۲۱۸۴/۰    ۰۰۱۸۷۳/۰    ۱۶۶۱۶۱/۱    ۲۴۵۴/۰    مثبت       
MARKETCOM
PETITION    رقابت بازار محصول    ۳۸۲۳۸۸۹/۰    ۲۶۳۷۰۹۴/۰    ۴۵۰۰۳۹/۱    ۱۴۹۱/۰    مثبت       
RATE    نوسان قیمت سهام شرکت    ۰۴۶۱۰۷/۰    ۰۳۹۴۹۱/۰    ۱۶۷۵۳۱/۱    ۲۴۴۸/۰    مثبت       
اثرات صنعت    بله       
اثرات سال    بله       
آماره F
(سطح معنیداری)    ۷۹۰۱۳۷/۳
(0.000048)       
ضریب تعیین    ۲۳۰۳۰۸/۰       
ضریب تعیین تعدیل‌شده    ۱۶۹۵۴۳/۰       
آماره دوربین واتسون    ۰۱۲۲۸۴/۲     
منبع: یافته‌های پژوهشگر

در بررسی معنی‌دار بودن کل مدل با توجه به این که مقدار احتمال آماره F از ۰۵/۰ کوچک‌تر است ]۰۰۰۰۴۸/۰[ با اطمینان ۹۵% معنی‌دار بودن کل مدل تأیید می‌شود. ضریب تعیین ۲۳۰۳۰۸/۰ می‌باشد که با فرض تأثیر همه متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته است. در صورتی‌که درصد نشان داده‌شده توسط ضریب تعیین تعدیل‌شده ۱۶۹۵۴۳/۰ فقط حاصل از تأثیر واقعی متغیرهای مستقل مدل بر وابسته است و نه همه متغیرهای مستقل. تفاوت دیگر این است که مناسب بودن متغیرها برای مدل توسط ضریب تعیین حتی با وجود مقدار بالا قابل مشخص نیست در صورتی‌که میتوان به مقدار برآورد شده ضریب تعیین تعدیل‌شده اعتماد کرد؛ بنابراین، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل گویای آن است که تنها حدود ۱۷ درصد از متغیر وابسته نوسانات قیمت سهام توسط متغیرهای مستقل و کنترل مدل تبیین میگردد.
فرضیه دوم پژوهش که به این شرح مطرح‌شده است، "بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص ارتباط معناداری وجود دارد."؛ مورد بررسی قرار میگیرد. 
طبق رگرسیون جدول 5، نشان میدهد که آماره t متغیر شرکت‌های دارای زیان خالص*تجدید ارزیابی () برابر با ۶۴۱۵۸۲/۰- است همچنین سطح معناداری آن نیز  ۵۲۲۱/۰است که می‌توان نتیجه گرفت سطح معناداری این متغیر بیش‌تر از خطای ۵ درصد (سطح اطمینان ۹۵ درصد) است که نشان می‌دهد در سطح معناداری ۹۵ درصد بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص رابطه معنی‌داری وجود ندارد. همچنین با بررسی ضریب این متغیر ملاحظه می‌گردد متغیر شرکت‌های دارای زیان خالص*تجدید ارزیابی دارای ضریب ۰۵۴۴۷۷/۰- است که این مقدار منفی است که علامت منفی ضریب نشان از رابطه غیرمستقیم با نوسانات قیمت سهام شرکت است. به طور کلی می‌توان نتیجه گرفت فرضیه دوم پژوهش مورد تأیید نمی‌باشد.

نتایج آزمون مدل فرضیه سوم پژوهش
نتایج حاصل از برآورد مدل فرضیه سوم پژوهش به شرح جدول ۶ است.

جدول ۶- نتایج آماری آزمون مدل سوم پژوهش (متغیر وابسته: نوسانات قیمت سهام)
 
       
متغیر    ضرایب    انحراف معیار    آماره t    سطح معناداری (Sig)    نوع رابطه و معناداری (خطای 5%* ,**10%)       
ثابت    ۴۱۸۵۱۶/۰-    ۳۱۹۳۴۵/۰    ۳۱۰۵۴۵/۱-    ۱۹۲۰/۰    -       
REVAL    تجدید ارزیابی    ۱۷۸۰۶۲/۰-    ۳۸۶۹۷۶/۰    ۴۶۰۱۳۶/۰-    ۶۴۶۱/۰    مثبت/معنادار       
    نوسان قیمت سهام شرکت     ۲۳۹۷۸۵/۶-    ۳۲۵۲۴۳/۱    ۷۰۸۴۰۷/۴-    ۰۰۰۰/۰* در سطح خطای 5 درصد معنادار است    مثبت       
    قیمت    ۰۲۹۶۲۳/۰    ۰۳۵۳۰۴/۰    ۸۳۹۰۷۸/۰    ۴۰۲۷/۰           
REVAL*    نوسان قیمت سهام شرکت *قیمت    ۰۸۶۸۷۰/۲    ۵۵۲۴۰۳/۰    ۷۷۷۸۰۴/۳    ۰۰۰۲/۰* در سطح خطای 5 درصد معنادار است    مثبت/معنادار       
RET    بازده هفتگی شرکت خاص    ۰۰۴۲۶۴/۰    ۰۰۴۹۰۰/۰    ۸۷۰۲۱۴/۰    ۳۸۵۶/۰    منفی/معنادار       
SIGMA    انحراف استاندارد بازده هفتگی    ۰۳۲۶۱۴/۰    ۰۴۶۲۱۹/۰    ۷۰۵۶۴۳/۰    ۴۸۱۵/۰    مثبت/معنادار       
SIZE    اندازه شرکت    ۰۰۹۰۸۲/۰-    ۰۱۲۷۳۴/۰    ۷۱۳۲۴۴/۰-    ۴۷۶۸/۰    منفی       
LEV    اهرم مالی    ۰۰۰۶۰۷/۰-    ۰۰۲۵۴۷/۰    ۲۳۸۴۴۷/۰-    ۸۱۱۹/۰    منفی       
MTB    ارزش بازار    ۰۰۰۰۰۵۴/۰    ۰۰۰۰۰۹۳/۰    ۶۸۹۷۵۹/۰    ۴۹۱۴/۰    مثبت       
ROA    بازده دارایی‌ها    ۰۰۰۵۶۳/۰-    ۰۰۳۳۵۹/۰    ۱۶۷۵۲۱/۰-    ۸۶۷۲/۰    منفی       
MB    ارزش بازار سرمایه شرکت    ۰۰۰۸۹۹/۰    ۰۰۲۵۸۰/۰    ۳۴۸۳۵۳/۰    ۷۲۸۱/۰    مثبت       
MARKETCOM
PETITION    رقابت بازار محصول    ۳۳۵۵۰۸۴/۰    ۲۸۱۳۷۷۵/۰    ۱۹۲۳۷۸/۱    ۲۳۵۰/۰    مثبت/معنادار       
اثرات صنعت    بله       
اثرات سال    بله       
آماره F
(سطح معنیداری)    ۷۰۱۷۶۵/۳
(0.000066)       
ضریب تعیین    ۲۲۶۱۵۳/۰       
ضریب تعیین تعدیل‌شده    ۱۶۵۰۵۹/۰       
آماره دوربین واتسون    ۹۱۰۶۶۵/۱     
منبع: یافته‌های پژوهشگر

در بررسی معنی‌دار بودن کل مدل با توجه به این که مقدار احتمال آماره F از ۰۵/۰ کوچک‌تر است ]۰۰۰۰۶۶/۰[ با اطمینان ۹۵% معنی‌دار بودن کل مدل تأیید می‌شود. در مدل پژوهش، آماره دوربین واتسون مقدار ۹۱۰۶۶۵/۱ را نشان میدهد. ضریب تعیین ۲۲۶۱۵۳/۰ می‌باشد که با فرض تأثیر همه متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته است. در صورتی‌که درصد نشان داده‌شده توسط ضریب تعیین تعدیل‌شده ۱۶۵۰۵۹/۰ فقط حاصل از تأثیر واقعی متغیرهای مستقل مدل بر وابسته است و نه همه متغیرهای مستقل. ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل گویای آن است که تنها حدود 16 درصد از متغیر وابسته نوسانات قیمت سهام توسط متغیرهای مستقل و کنترل مدل تبیین میگردد.

فرضیه سوم پژوهش که به این شرح مطرح‌شده است: " بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با نوسان قیمت بازار ارتباط معناداری وجود دارد "، مورد بررسی قرار میگیرد. 
طبق رگرسیون جدول 7، نشان میدهد که آماره t متغیر نوسان قیمت سهام شرکت *قیمت () برابر با ۷۷۷۸۰۴/۳ است همچنین سطح معناداری آن نیز ۰۰۰۲/۰ است که می‌توان نتیجه گرفت سطح معناداری این متغیر کمتر از خطای ۵ درصد (سطح اطمینان ۹۵ درصد) است که نشان می‌دهد در سطح معناداری ۹۵ درصد بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با نوسان قیمت بازار رابطه معنی‌داری وجود دارد. همچنین متغیر نوسان قیمت سهام شرکت*قیمت دارای ضریب ۰۸۶۸۷۰/۲ است که این مقدار مثبت نشان از رابطه مستقیم است. به طور کلی فرضیه سوم پژوهش مورد تأیید می‌باشد.

8- بحث و نتیجه‌گیری
در فرضیه اول به بررسی ارتباط بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت پرداختیم. با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون این فرضیه می‌توان بیان کرد که تجدید ارزیابی با نوسانات قیمت سهام شرکت ارتباط معناداری دارد، همچنین این ارتباط مستقیم می‌باشد به عبارتی با افزایش تجدید ارزیابی دارایی‌ها در شرکت انتظار می‌رود نوسانات قیمت سهام نیز افزایش یابد. در فرضیه دوم به بررسی ارتباط بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص پرداختیم. با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون این فرضیه می‌توان بیان کرد که تجدید ارزیابی با نوسانات قیمت سهام شرکت‌های دارای زیان خالص ارتباط معناداری ندارد، به عبارتی وقتی شرکت زیان ده باشد نمی‌تواند ریسک نوسانات قیمت سهام را کنترل کرد حتی نمی‌توان تجدید ارزیابی را مؤثر دانست. در فرضیه سوم به بررسی ارتباط بین تجدید ارزیابی و نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با نوسان قیمت بازار پرداختیم. با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون این فرضیه می‌توان بیان کرد که تجدید ارزیابی با نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با نوسان قیمت بازار ارتباط معناداری دارد، همچنین این ارتباط مستقیم می‌باشد به عبارتی با افزایش تجدید ارزیابی دارایی‌ها در شرکت انتظار می‌رود نوسانات قیمت سهام شرکت‌ها با نوسان قیمت بازار نیز افزایش یابد. 
نتایج این پژوهش با پژوهش‌های زیر در یک راستا می‌باشد، نتایج تجزیه‌وتحلیل پیموده (۱۳۹۹)، نشان داد بین تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت با حقوق صاحبان سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه مثبت و معناداری وجود ندارد. یافته‌های پژوهش محمدرضایی و همکاران (۱۳۹۹) نشان داد که رابطه بین مدیریت سود و تجدید ارزیابی زمانی قوی‌تر است که تجدید ارزیابی از محل دارایی‌های استهلاک ناپذیر است. نتایج پژوهش خوشکار و همکاران (۱۳۹۹)، نشان داد تجدید ارزیابی دارایی‌های ثابت بر رابطه بین بیش اعتمادی و مدیران و درماندگی مالی شرکت، تأثیر منفی و معنادار دارد؛ و نتایج پژوهش با پژوهش آقاجان و اوحدی در یک راستا نمی‌باشد که نتایج پژوهش آقاجان و اوحدی (۱۳۹۵) نشان داد که بین افزایش سرمایه و نوسانات قیمت سهام ارتباط منفی وجود دارد. به طور کلی با توجه به این که پژوهش حاضر نوآور و جدید می‌باشد تحقیقاتی که بتواند پوشش‌دهنده فرضیه‌ها باشد یافت نشد.
از محدودیتهای پژوهش قابلیت تعمیم نتایج پژوهش نسبت به دوره‌های دیگر و سایر شرکت‌ها باید با احتیاط صورت گیرد؛ و نتایج قابل‌تعمیم به شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران است و به دلیل بسته بودن نماد در بعضی موارد امکان تشخیص با مشکل همراه بود و امکان بررسی تفاوت‌ها بین درصدهای تجدید ارزیابی ممکن نمی‌باشد.
علی‌رغم تصورات اشتباه برخی سهامداران بازار بورس، افزایش سرمایه از محل تجدید ارزیابی دارایی‌ها نمی‌تواند راهی برای خروج شرکت از زیان و پوشش زیان‌های انباشته باشد چرا که این نوع افزایش سرمایه هیچ ارتباطی با عملیات اصلی شرکت ندارد و صرفاً الزامات تعیین شده در قانون تجارت به وسیله آن مرتفع می‌شود.
تجدید ارزیابی دارایی شرکت‌ها هیچ تأثیری بر وضعیت مالی خود شرکت ندارد و تنها باعث بهبود ساختار سرمایه آن‌ها می‌شود اما این موضوع هم برای شرکت‌هایی که زیان انباشته نسبتاً سنگین دارند صدق نمی‌کند و هم چنان این زیان در ترازنامه آن‌ها باقی می‌ماند، اما این اتفاق، موجب خارج شدن از شمولیت ماده ۱۴۱ قانون تجارت می‌شود. تجدید ارزیابی دارایی موجب اصلاح قیمت سهام شرکت‌ها می‌شود بنابراین عدد درج شده بر روی تابلوی معاملات هم با تعدیل قابل توجه ای روبه‌رو است که فارغ از بحث بنیادی و سودآوری تأثیر روانی بر روند معاملات می‌گذارد. اگر متغیرهای خارجی و داخلی تأثیرگذار بر بازار مانند تنش‌های سیاسی، نوسان نرخ کالاها، نوسان نرخ ارز و… در محدوده‌های فعلی بمانند باید گفت قیمت سهام با آن‌ها تطبیق یافته است و فعلاً بازار با نوسان خاصی روبه‌رو نمی‌شود مگر این که یکی از متغیرها که شاید تغییر نرخ ارز مهم‌ترین آن باشد با تغییر جهت و برآیند مثبت پیش رود.

مراجع

فهرست منابع
اسدی، غلامحسین و فاطمه مرشدی، (۱۳۹۸)، "واکاوی تأثیر احساسات سرمایه‌گذاران بر خطر سقوط قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران"، چشم‌انداز مدیریت مالی، شماره ۲۵، صص ۳۰-۹.
تقی نتاج، غلامحسن، محمدمهدی مؤمن زاده و محمدهادی مؤمن زاده، (۱۳۹۶)، "نگاهی به افزایش سرمایه از محل مازاد تجدید ارزیابی دارایی‌ها از منظر تحلیل بنیادی"، مطالعات حسابداری و حسابرسی، سال ششم، شماره ۲۳.
ذوالفقاری، سعید و سعید شیرزادی، (۱۳۹۷)، "تأثیر افزایش سرمایه از محل تجدید ارزیابی دارایی‌ها بر سودآوری عملیاتی شرکت‌ها"، ماهنامه علمی - آموزشی تخصصی مدیریت تدبیر، ۲۹ (۳۰۷)، صص ۵۷-۶۳.
محمدرضایی، فخرالدین، ایمان خسرویان و احسان دولت زارعی، (۱۳۹۹)، "تجدید ارزیابی دارایی‌ها و مدیریت سود. دانش حسابداری مالی"، دوره ۷، شماره ۲ - شماره پیاپی ۲۵، صص ۳۱-۶۱.
منصوری، فردین، مسلم سعیدی گراغانی و ناهید اسدی دوبانی، (۱۳۹۶)، "بررسی تأثیر تجدید ارزیابی دارایی‌ها بر حق‌الزحمه حسابرسی"، دانش حسابداری. دانش حسابداری، دوره ۸، شماره ۴ - شماره پیاپی ۳۱، صص ۱۴۱ -۱۵۹.