آزمون مدل بازده و مدل قیمت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از الگوی پانل با داده‌های متوازن

در بازار بورس، همه روزه میلیون‌‌ها اوراق بهادار معامله می‌شود. شیوه قیمت‌گذاری اوراق مورد معامله حاصل فعل و انفعال متغیرهای مختلفی است که هر یک به طریقی و با شدت متفاوتی بر قیمت اوراق مزبور تأثیر می‌گذارد. بنابراین، یکی از مهمترین موضوع‌های برای بررسی و کشف الگوها و قواعد حاکم بر نظام بازار، چگونگی قیمت‌گذاری اوراق‌بهادار مورد معامله است. در بازار سهام چه عامل یا عواملی، قیمت یک سهم را تعیین می‌کنند؟ آیا تعیین قیمت یک سهم براساس یک الگوی منظم انجام می‌شود یا خیر؟
شناسایی عوامل مؤثر بر قیمت سهام، و نحوه قیمت‌گذاری سهام یکی از موضوع‌های مورد بحث در مدیریت مالی است. علی رغم تحقیقات بسیاری که در این زمینه شده، هنوز این عوامل به طور کامل شناسایی نشده است و بین پژوهشگران اختلاف نظر وجود دارد. مدیریت برای افزایش ارزش سهام شرکت که یکی از اهداف اصلی شرکت است، نیازمند تعدادی از عوامل تاثیر‌گذار بر ارزش بازار شرکت است. زمینه‌های زیادی در تحقیقات حسابداری، استراتژی تجاری، اقتصاد و مالی وجود دارد که از ارزش بازار اوراق بهادار استفاده می‌کنند. شناخت عوامل تاثیر‌گذار بر ارزش بازار سهام، طراحی ساختار تحقیق را ساده‌تر و برداشت از نتایج تحقیق را دقیق‌تر می‌کند.
هدف اصلی برای بیشتر واحد‌های تجاری تولید ثروت است. شرکت‌ها ممکن است برای توزیع ثروت، خط‌مشی‌های متفاوتی داشته باشند، ولی اگر برای ایجاد آن با شکست روبه‌رو شوند، مایل خواهند بود برای حمایت از فعالیت‌هایشان سرمایه را افزایش دهند. در نتیجه، ایجاد ارزش نه تنها برای سرمایه‌گذاران، بلکه برای مدیران واحد تجاری نیز مهم خواهد بود. پژوهش‌های نخستین در این زمینه به طور قابل ملاحظه‌ای بر سود تاکید می‌نماید، ولی در سال‌های اخیر ارزش دفتری سهام نیز به عنوان متغیر اضافی در مدل‌های ارزشیابی به کار گرفته شده است.
در تئوری امور مالی این مسأله که ارزش اقتصادی یک دارایی می‌تواند با تنزیل منافع مورد انتظار مالک در دوره‌ نگهداری به میزان هزینه فرصت از دست رفته سرمایه تعیین گردد، پذیرفته شده است. این رویکرد استاندارد برای ارزشیابی توسط ویلیامز (1938) به عنوان یکی از پیشگامان تئوری سرمایه‌گذاری بیان شده است و در روش خالص ارزش فعلی که به طور معمول برای ارزشیابی پروژه‌های سرمایه‌ای استفاده می‌شود، ریشه دارد [37]. با این حال، هنگامی که این قانون به صورت کلی در موسسات استفاده می‌شود، جریان منافعی که تنزیل می‌گردد، به روش‌های مختلفی می‌تواند تعریف شود و این امر باعث به وجود آمدن نسخه‌های انتخابی از همان مدل اصلی می‌گردد [34].
پژوهشگران بسیاری، مثل پرینریچ (1938)، ادواردز و بل (1961)، پیسنل (1982) و استارک (1997) نشان دادند که مدل تنزیل سود سهام می‌تواند برای بیان ارزش اقتصادی حقوق صاحبان سهام بر حسب ارزش دفتری سهام و سود غیرعادی و نه بر اساس سود سهام تغییر شکل یابد [35،22،33و36].
مدل سود باقیمانده بیان می‌نماید که قیمت کنونی سهام یا ارزش اقتصادی حقوق صاحبان سهام برابر با ارزش دفتری جاری حقوق صاحبان سهام، به علاوه ارزش فعلی تمام سودهای باقیمانده آتی و یا سودهای غیرعادی است. با فرض کارا بودن بازار و این که نرخ بهره در طول زمان ثابت است، قیمت جاری یک سهم می‌تواند برحسب متغیرهای حسابداری به شکل زیر بیان گردد:
(1)

: نرخ بازده
: سود غیرعادی
: ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام
با فرض اینکه به سمت صفر و t به سمت میل ‌کند، این معادله به شکل زیر می‌تواند ساده گردد:
(2)

یکی از جذابیت‌های مدل سود باقیمانده برای پژوهشگران، این است که یک رابطه تئوریک بین قیمت‌ سهام و دو متغیر حسابداری (سود و ارزش دفتری هر سهم) که منطبق با مدل تنزیل سود سهام سنتی است، ارائه می‌کند. از سوی دیگر، همانند مدل تنزیل سود سهام، به کارگیری مدل سود باقیمانده مشکل است، چرا که به برآوردهایی برای دوره زمانی نامحدود احتیاج دارد.
اولسن (1995)، با در نظر گرفتن سودهای غیرعادی به عنوان پدیده‌ای موقتی، مدلی را پیشنهاد داد که براساس فرآیند خود توضیحی زیر اسنتاج گردید [31]:
(3)
(4)

در اینجا و y ضرایب مدل هستند، v نشان دهنده اطلاعات حسابداری است (به استثنای سودهای غیرعادی جاری که در پیش‌بینی سودهای غیرعادی آتی مفید است) و و عبارات اختلال تصادفی با واریانس ثابت و میانگین صفر هستند. همچنین، فرض شده است که ضرایب و y در دامنه بین صفر و یک ثابت می‌مانند. اولسن برای قیمت یا ارزش بازار حقوق صاحبان سهام برحسب ارزش دفتری جاری، سود جاری، سود تقسیمی جاری و دیگر اطلاعات مربوط، معادله زیر را ارائه کرد:
(5)

ضریب k برابر است با (RF-1) و برابر است با و ضریب برابر است با .
جاذبه‌ ویژه مدل اولسن برای پژوهشگران این است که بر عکس مدل سود باقیمانده نیازمند برآورد سودهای غیرعادی آتی نیست. در مدل اولسن، قیمت برحسب متغیرهای جاری بیان می‌گردد. این مدل کمک شایان توجهی به پژوهش‌های تجربی نموده است، چرا که از لحاظ تئوریک، پیوندی را میان قیمت سهام و اطلاعات حسابداری که در گذشته به آنها توجه نشده بود، ایجاد می‌نماید.
این پژوهش قدرت توضیح دهندگی اطلاعات حسابداری را در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از مدل‌های بازده و قیمت، بررسی می‌کند. از دیدگاه اقتصادی، حسابداری و گزارشگری مالی نقش بسیار مهمی در بازارهای سرمایه ایفا می‌کند. گروه‌های تدوین کننده اصول حسابداری، همچون هیأت تدوین استانداردهای حسابداری (Financial Accounting Standards Board (FASB)) [25] و کمیته تدوین استانداردهای بین‌المللی حسابداری (International Accounting Standards Committee (IASC)) [29]، ارائه اطلاعات مفید برای سرمایه‌گذار را به عنوان هدف اصلی حسابداری بیان کرده‌اند. متعاقب آن هدف اصلی سیستم حسابداری هر شرکت، ارائه اطلاعات مفید حسابداری در جهت اصلاح و بهبود تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاران است [38]. بال و براون (Ball & Brown) در 1968، پژوهش‌های بسیاری دربارۀ ارتباط بین سود حسابداری و بازده سهام انجام داده‌اند. در پژوهش‌های اخیر درباره قدرت توضیح دهندگی اطلاعات حسابداری، هم از اطلاعات ترازنامه (دارایی‌ها و بدهی‌ها) و هم از اطلاعات صورت سود و زیان (سود حسابداری) استفاده شده است [11].
بسیاری از پژوهشگران، از مدل اولسن (1995) را استفاده کرده‌اند (برای مثال؛ هریس و دیگران ( Harris et al.) [27]؛ امیر و دیگران (Amir et al) [10]؛ گرهام و کینگ(Graham & King) [26]).

2- پیشینه پژوهش
در این پژوهش هر دو مدل قیمت و بازده سهام با استفاده از داده‌های پانل (Panel data) بررسی شده است. پژوهش‌های انجام شده در ایران، صرفاً مدل قیمت را بررسی کرده‌ و از داده‌های پانل استفاده نکرده‌اند. در این بخش، به شرح مختصری از پژوهش‌های انجام شده در داخل و خارج از کشور پرداخته می‌شود.
اولسن (1995) و اولسن و ناروس (2005) با استفاده از مدل ارزیابی سود باقیمانده نشان دادند که در شرایط اطمینان، قیمت سهام می‌تواند با میانگین موزون ارزش دفتری و سو‌د ‌خالص توضیح داده شود [31 و 32].
برنارد (1995) یکی از نخستین کسانی بود که اثر متغیرهای حسابداری را روی قیمت سهام آزمون کرد. وی قدرت توضیح‌دهندگی دو مدل را که یکی دارای متغیرهای ارزش دفتری و سود ‌خالص و دیگری دارای متغیرهای ارزش دفتری و سود تقسیمی بود، با هم مقایسه کرد. وی نشان داد که در بین متغیرهای حسابداری، سود تقسیمی قدر‌ت توضیح‌دهندگی بیشتری دارد. این نتیجه‌گیری، رابطه بین داده‌های حسابداری و ارزش سهام را نشان می‌دهد [17].
بارث و دیگران (1998) به بررسی نقش‌های متفاوت ترازنامه و صورت سود و زیان در ارزیابی قیمت سهام پرداختند. آنها نشان دادند در شرکت‌هایی که بحران مالی وجود دارد، اثر ارزش دفتری بر قیمت سهام بیشتر از سود خالص است و اهمیت نسبی هر متغیر در صنایع مختلف با توجه به دارایی‌های شناسایی نشده، متفاوت است. هر چه مقدار دارایی‌های شناسایی نشده بیشتر باشد، ارزش دفتری، رابطه کمتری با قیمت سهام دارد [16].
گراهام و کینگ (1998) روابط بین قیمت‌ سهام و متغیرهای حسابداری را در اندونزی، کره جنوبی، مالزی، فیلیپین، تایوان و تایلند بررسی کردند. آنها به این نتیجه رسیدند که قدرت توضیحی مدل به طور معناداری بین کشورها از کمترین سطح در تایوان به میزان 24% تا 55% در تایلند و 90% در فیلیپین تغییر می‌کند. شواهد آنان دیدگاهی را ارائه می‌کند که اطلاعات حسابداری با محافظه‌کاری بیشتر، ارزش مربوط کمتری دارند [26].
الشمی و کاید (2005) با بررسی اثر سود و ارزش ‌دفتری بر قیمت سهام در کشور کویت، به این نتیجه رسیدند که در موسسات مالی، خدماتی، سرمایه‌گذاری و املاک‌ و مستغلات، سود نسبت به ارزش ‌دفتری محتوای اطلاعاتی بالاتری دارد و تنها در بخش صنعتی، ارزش ‌دفتری نسبت به سود محتوای اطلاعاتی بالاتری دارد [23].
جهانخانی و اسدی (1374) تغییرات قیمت سهام را پس از تقسیم سود بررسی کردند. آنها شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را طی دوره زمانی 75-73 بررسی کردند. نتایج آنها نشان می‌دهند که میانگین کاهش قیمت سهام پس از اعلان تقسیم سود کمتر از میانگین سود تقسمی هر سهم است [2].
سجادی (1377) عوامل مرتبط با سود غیر منتظره و رابطه آن با قیمت سهام را بررسی کرد. نتایج به دست آمده از 70 شرکت مورد بررسی بین سال‌های 73 تا 75 نشان داد که رابطه معنادار میان تغییرات غیر منتظره سود و تغییرات غیر عادی در بازده سهام وجود دارد که از محتوای اطلاعاتی متغیر سود حکایت دارد. هیات استاندارهای حسابداری مالی نیز بر اهمیت و اولویت سود برای اطلاع رسانی به افراد ذی نفع تاکید کرده است [6].
پورحیدری و دیگران (1384) به بررسی محتوای اطلاعاتی سود خالص و ارزش دفتری شرکت از طریق میزان ارتباط سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم با قیمت هر سهم شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 75 تا 83 پرداختند. نتایج تحقیق آنها نشان داد که بخش درخور توجهی از ارزش شرکت به وسیله سود تبیین می‌شود و عمده قدرت توضیح‌دهندگی مجموع سود و ارزش دفتری به خاطر سود است و ارزش دفتری شرکت از قدرت توضیح‌دهندگی مناسبی درمقایسه با سود هر سهم برخوردار نیست [1].
نوروش و سعیدی (1384) با بررسی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های1380 تا 1382 رابطه اندازه‌گیری‌های مختلف سود با ارزش بازار سهام را مورد آزمون قرار دادند. آنها به این نتیجه رسیدند که استفاده از سود جامع برای ارزیابی عملکرد شرکت (بر مبنای قیمت سهام) مفیدتر از سود خالص نیست [8].
خواجوی و اله‌یاری (1385) با بررسی محتوای اطلاعاتی سود تقسیمی، ارزش دفتری و سود خالص بر قیمت سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در طی دوره زمانی 1382-1377 به این نتیجه رسیدند که متغیرهای ارزش دفتری و سود تقسیمی تقریباً قدرت توضیح‌دهندگی مشابهی با متغیرهای ارزش دفتری و سودهای گزارش شده دارد و ارزش دفتری قدرت توضیح‌دهندگی کمتری نسبت به دو متغیر دیگر دارد. آنها همچنین نشان دادند که شرکت‌هایی که سود نقدی پرداخت کرده‌اند، سود قدرت توضیح‌دهندگی بالاتری نسبت به ارزش دفتری و سود تقسیمی داشته، ولی ترکیب ارزش ‌دفتری و سود تقریبا قدرت توضیح‌دهندگی مشابهی با ارزش ‌دفتری و سود تقسیمی دارند. در بین شرکت‌هایی که سودهای موقتی دارند، سود تقسیمی قدرت توضیح‌دهندگی بالاتری دارد[3].
خواجوی و اله‌یاری (1388) با بررسی تاثیر متغیرهای حسابداری سود، سود ‌تقسیمی و ارزش دفتری بر قیمت ‌سهام و قدرت پیش‌بینی قیمت سهام، با استفاده از این متغیرها در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در طی دوره زمانی 1385-1381 به این نتیجه رسیدند که سود هر سهم در همۀ سال‌های مورد بررسی، بیشترین و ارزش دفتری هر سهم، کمترین محتوای اطلاعاتی را دارد و در مدل ترکیبی سود و ارزش ‌دفتری، "سود" .و در مدل ترکیبی سود ‌تقسیمی و ارزش ‌دفتری، "سود‌تقسیمی" نسبت به ارزش‌دفتری، عامل عمده در قدرت توضیح‌‌دهندگی مدل است. آنها نشان دادند که سود هر سهم در تمامی سال‌های مورد بررسی، بیشترین و ارزش دفتری هر سهم، کمترین قدرت پیش‌بینی قیمت سهام را دارد [5].
خواجوی، قاسمی و اله‌یاری (1388) با استفاده از داده‌های بورس اوراق بهادار تهران روابط تجربی بین بازده سهام، تغییر بازده و حجم معامله را در بازه زمانی مهرماه 1377 تا خرداد ماه 1385 بررسی کردند. آنها با بررسی وجود همزمانی و علیّت در روابط بین بازده سهام و حجم معامله به این نتیجه رسیدند که اطلاع از این متغیرها تا حد اندکی به پیش‌بینی متغیر دیگر کمک می‌کند و بین تغییر بازده و حجم معامله رابطه‌ همزمان وجود دارد. به علاوه، با استفاده از آزمون علیّت گرنجر مشخص شد که تغییر بازده، دارای محتوای اطلاعاتی در مورد حجم معاملات آتی است [4].
فروغی و مظاهری (1388) توانایی سود و جریان‌های نقدی عملیاتی در توضیح ارزش ذاتی تحقق یافته سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را در دوره 1377 تا 1386 بررسی کردند. آنها در صدد پاسخ‌گویی به این پرسش بودند که از میان معیارهایی، همچون سود عملیاتی و جریان‌های نقدی عملیاتی، کدام یک قدرت توضیح دهندگی بیشتری در رابطه با ارزش ذاتی تحقق یافته دارند تا به عنوان جانشین ارزش ذاتی تحقق یافته در فرآیند تصمیم‌های سرمایه‌گذاری به کار گرفته شوند. آنها به منظور محاسبه ارزش ذاتی تحقق یافته سهام، دوره مورد بررسی را به سه دوره زمانی سه ساله تقسیم کردند. تعداد 153 شرکت در دوره زمانی اول، 170 شرکت در دوره زمانی دوم و 140 شرکت در دوره زمانی سوم، به‌عنوان نمونه آماری انتخاب شدند. نتایج آنها نشان داد که سود عملیاتی نسبت به جریان‌های نقدی عملیاتی، ارزش ذاتی تحقق یافته هر سهم شرکت را بهتر توضیح می‌دهد [7].

3- جامعه و نمونه آماری
جامعه آماری این پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. به منظور انجام تحقیق، نمونه آماری از شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شد. این نمونه شامل شرکت‌هایی است که مجموعه شرایط زیر را داشته باشند:
1) شرکت‌هایی که قبل از سال 1379 پذیرفته شده باشند.
2) شرکت‌هایی که پایان سال مالی آنها 29 اسفند ماه هر سال باشد.
3) شرکت‌هایی که در دوره مورد بررسی توقف معامله یا تغییر دوره مالی نداشته باشند.
4) شرکت‌هایی که داده‌های مورد نظر آنها در دسترس باشد.
با توجه به موارد فوق، تعداد 48 شرکت در دوره زمانی 1387-1379 انتخاب شدند. همه متغیرها براساس هر سهم هستند و اطلاعات مورد نیاز شرکت-ها از طریق بانک‌های اطلاعاتی تدبیر پرداز و دنا سهم و سایت رسمی بورس اوراق بهادار ایران گردآوری شده و سپس با جمع بندی و محاسبات مورد نیاز در صفحه گسترده نرم افزار اکسل برای تجزیه و تحلیل آماده شده است. تجزیه و تحلیل نهایی به کمک نرم افزار ایویوز (Eviews) نسخه 5 انجام شده است.

4- روش پژوهش
پژوهشگران برای ارزیابی محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری از دو نوع مدل (مدل بازده (Return model) و مدل قیمت ( Price model)) استفاده کرده‌اند. در مدل بازده، ارتباط میان بازده سهام و سود سهام مورد توجه قرار گرفته است. استون و هریس در سال 1991 نوع خاصی از مدل بازده شامل سود سهام و تغییرات سود سهام را ارائه کردند که مورد توجه پژوهشگران قرار گرفت (امیر و دیگران [10]، هریس و دیگران [27]، هاو و دیگران [28]). در این پژوهش، مدل بازده استون و هریس استفاده شده است [20]:
(6)

: بازده سالانه سهام شرکت j در دوره
t : سود هر سهم شرکت j در پایان دوره t
: قیمت ابتدای دوره سهام شرکت j در دورهt : تغییرات سالانه سود سهام
در این پژوهش از مدل قیمت نیز استفاده شده است. در حالی که مدل‌ بازده، بیشتر در بازار مورد توجه است، ولی بیشتر پژوهش‌ها از مدل‌ قیمت استفاده می‌کنند (برای مثال، لندسمن [30]، بارث [14]، ایکهر و دیگران [21]، بورگستلر و درچیو [18]، کولینز و دیگران [19]، باو و چاو [13]). با توجه به بیشتر مطالعات، در این پژوهش مدل اولسن (1995) استفاده شده است [30]:
(7)

: ارزش بازار هر سهم شرکت j در پایان دوره t
: ارزش دفتری هر سهم شرکت j در پایان دوره t
: سود هر سهم شرکت j در پایان دوره t
مدل‌ قیمت دو نوع مزیت نسبت به مدل‌ بازده دارد: اول اینکه اگر بازار سهام، اجزای سود حسابداری را پیش‌بینی و در قیمت سهام ابتدای دوره وارد کند، قیمت‌ به سود‌ منجر شده و مدل‌ بازده باعث می‌شود که ضرایب سود‌ به سمت صفر میل کند. برعکس، مدل‌ قیمت به دلیل اینکه آثار انباشته اطلاعات مربوط به سود را منعکس می‌کند، ضرایب سود را تحت تاثیر قرار نمی‌دهد (کوتری و زیمرمن، 1995). به عبارت دیگر، اگر اطلاعات حسابداری با قیمت سهام ارتباط داشته باشند (حتی اگر بر بازده سهام اثر نداشته باشند)، دارای محتوای اطلاعاتی هستند. دوم اینکه در مدل بازده تنها محتوای اطلاعاتی سود ارزیابی می‌شود، در حالی که در مدل قیمت محتوای اطلاعاتی سود و ارزش دفتری ارزیابی می‌گردد. به دلیل اینکه این دو جز اطلاعات حسابداری (سود و ارزش دفتری) نقش‌های متفاوتی در قیمت گذاری اوراق بهادار دارند، مدل اولسن به طور گسترده‌ای در مطالعات مربوط به ارزیابی محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری استفاده شده است. در حقیقت، بیشتر مطالعات از هر دو مدل قیمت و بازده استفاده کرده‌اند (برای مثال امیر و دیگران [10]، هریس و دیگران [27]، امیر و لو [9]، بارث و کلینچ [15]، ایکر و دیگران [21]، گراهام و دیگران [26]، هاو و دیگران [28]).
در این پژوهش، مطابق اکثر مطالعات برای ارزیابی محتوای اطلاعاتی اطلاعات حسابداری، از و ضرایب رگرسیون استفاده شده است. در این پژوهش از الگوی پانل با داده‌های متوازن (Balanced Data) استفاده شده است؛ یعنی متغیرها، تلفیقی از داده های سری زمانی و داده‌های مقطعی هستند و برای هر شرکت نمونه، دوره زمانی مورد بررسی مشابه است.
چارچوب کلی مدل آماری پانل به صورت زیر است [12]:

(8)


متغیر وابسته، در برگیرنده متغیر توضیحی است. تعداد کشورها (مشاهدات نمونه‌ای) و بیانگر تعداد مشاهدات سری زمانی است. اسکالر و دارای بُعد که در آن تعداد متغیرهای توضیحی است. شایان ذکر است که مدل آماری پانل فوق از نوع الگوی داده های پانل متوازن (Balanced Panel Data) است؛ بدین معنی که برای هر شرکت، T مشاهده سالانه وجود دارد.

5- آزمون ایستائی داده‌های پانل(Panel Unit Root Test)
یکی از شرایط لازم برای تخمین مدل، ایستا بودن (Stationary) متغیرهای مستقل و وابسته است و در صورتی که متغیرها ایستا نباشند، نتایج به دست آمده قابل اعتماد نیست و مشکل وجود رگرسیون‌های کاذب ایجاد می‌شود. با توجه به مطالعه انگل و گرنجر (Engle & Granger) در1987 در صورتی که بین متغیرهای مورد بررسی هم تجمعی وجود داشته باشد، کاذب بودن رابطه برآورد شده بین متغیرها رد می‌شود [24].
در این پژوهش، به علت آنکه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده‌اند و هر شرکت مستقل از شرکت دیگر است، از آزمون ایم-پسران و شین (Im, Pesaran and Shin (IPS)) با فرض آنکه ضریب خود توضیح به صورت آزادانه بین نمونه‌های مقطعی تغییر می‌کند، استفاده شده است.
معادلات (6) و (7) با روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (Generalized Least Square (GLS)) در چارچوب مقطعی توزینی (‍Cross-Section Weight) و با استفاده از آثار ثابت زمانی (Cross-Section Fixed Effect) تخمین زده شده است. به طور کلی، حداقل مربعات تعمیم‌یافته، همخطی بین جملات پسماند را کنترل می‌کند که وقتی حداقل مربعات تعمیم‌یافته در چارچوب رگرسیون‌های به ظاهر نامرتبط از نظر زمانی استفاده شود، ناهمسانی واریانس را بین نمونه‌های مقطعی مختلف، کنترل می‌نماید و آثار ثابت زمانی، ویژگی‌های خاص هر نمونه را در نظر می‌گیرد.

6- یافته‌های پژوهش
6-1- آمارهای توصیفی
آمارهای توصیفی برای کل نمونه و برای متغیرهای دو مدل بازده و قیمت در نگاره شماره (1) نشان داده شده است. همان طور که مشاهده می‌شود، میانگین ارزش دفتری هر سهم (421/2375) بیشتر از میانگین سود هر سهم (650/1382) است و میانگین نسبت سود هر سهم به قیمت (381/0) بیشتر از میانگین نسبت تغییرات سود هر سهم به قیمت (240/0-) است. بیشترین انحراف معیار متعلق به ارزش بازار هر سهم است و کمترین آن متعلق به میانگین نسبت سود هر سهم به قیمت است. بیشترین چولگی مربوط به سود هر سهم (489/8) است که چولگی راست دارد. بیشترین کشیدگی مربوط به بازده هر سهم (483/98) است. آماره یارکو- برا با داشتن توزیع خی‌دو با درجه آزادی دو، فرضیه‌های (توزیع نرمال است: H0 ، توزیع نرمال نیست: H1) را بررسی می‌کند. با توجه به این آماره، فرضیه صفر برای همۀ متغیرها رد شده، در نتیجه توزیع آنها نرمال نیست.

نگاره 1: آمار توصیفی
ارزش دفتری هر سهم سود هر سهم نسبت تغییرات
سود هر سهم به قیمت ابتدای دوره نسبت سود هر سهم به قیمت ابتدای دوره ارزش بازار هر سهم بازده هر سهم
میانگین 421/2375 650/1382 240/0- 381/0 116/6823 573/40
میانه 528/1954 7/950 061/0- 389/0 3/4869 395/27
ماکزیمم 19/18429 17985 985/1 650/2 42987 10/491
مینیمم 333/733 4 057/3- 0006/0 700 75/1603-
انحراف معیار 386/1298 418/1282 295/0 235/0 43/3920 402/135
چولگی 896/6 489/8 105/4- 912/3 682/4 652/7-
کشیدگی 652/81 552/86 373/75 853/30 018/42 483/98
یارکو-برا 39/72249 1/82951 60/68650 372/8230 15/15942 126641

6-2- آزمون ریشه واحد داده‌های پانل
همان طور که قبلاً توضیح داده شد، با توجه به وجود سری‌های زمانی در داده‌های پانل ابتدا باید آزمون مرتبه جمعی (پایایی یا ناپایایی) (Degree of Integration) متغیرهای مدل انجام شود. برای آزمون مرتبه جمعی متغیرهای الگو از آزمون ایستایی ایم-پسران و شین استفاده شده است. در این مدل، وقفه بهینه با معیار شوارتز (Schwarz) تعیین می‌گردد. نتایج به دست آمده در نگاره2 ارائه شده است.

نگاره 2: آزمون ریشه‌های واحد
آزمون ریشه واحد پانل
نمونه: 1387-1379
متغیرهای درونزا: آثار انفرادی
روش: ایم پسران و شین
فرضیه صفر: ریشه واحد وجود دارد.
آماره سطح معنی‌داری تعداد شرکت تعداد سال-شرکت
ارزش دفتری هر سهم 976/4- 000/0 48 432
سود هر سهم 550/11- 000/0 48 432
نسبت سود هر سهم به قیمت ابتدای دوره 403/6- 000/0 48 432
نسبت تغییرات سود هر سهم به قیمت ابتدای دوره 127/4- 0035/0 48 432
ارزش بازار هر سهم 638/1- 0289/0 48 432
بازده هر سهم 998/2- 0150/0 48 432

همان طور که در نگاره 2 مشاهده می‌شود، کلیه متغیرها در سطح، ایستا بوده و فرضیه صفر مبتنی بر وجود ریشه واحد و غیر ایستا بودن متغیرها در سطح 05/0 رد می‌شود. بنابراین، مشکل رگرسیون کاذب وجود ندارد.

6-3- نتایج تخمین مدل‌های بازده و قیمت
در نگاره 3 نتایج تخمین مدل بازده ارائه شده است. با توجه به آماره t، فرضیه صفر برای نسبت سود هرسهم به قیمت ( ) رد می‌شود؛ به عبارت دیگر، ضریب این متغیر معنی‌دار و مثبت است، ولی فرضیه صفر برای نسبت تغییرات سود هر سهم به قیمت ( ) رد نمی‌شود بنابراین، ضریب این متغیر معنی‌دار نیست.
با توجه به آماره دوربین واتسون، مشکل خود همبستگی (Auto-correlation) بین جملات باقی‌مانده وجود داشته، ولی با تخمین معادله در چارچوب مقطعی توزینی این مشکل رفع شده است؛ به عبارت دیگر، جزء اخلال مربوط به یک مشاهده تحت تاثیر جزء اخلال مربوط به مشاهده دیگر قرار نمی‌گیرد.

نگاره 3: نتایج تخمین مدل بازده
متغیر وابسته: بازده هر سهم
روش: پنلEGLS
نمونه: 1387-1379
تعداد شرکت: 48
تعداد شرکت-سال: 432
متغیر ضرایب خطای استاندارد آماره t سطح معنی‌داری

547/34- 125/4 986/8- 000/0

895/225 125/8 854/30 000/0

055/11 102/8 987/1 073/0
آماره‌های متوازن شده
ضریب تعیین 751/0 میانگین متغیر وابسته 891/91
ضریب تعیین تعدیل شده 746/0 انحراف معیار متغیر وابسته 561/235
خطای استاندارد مدل 897/124 مجموع مربع باقیمانده‌ها 4723568
آماره F 652/411 آماره دوربین واتسون 989/1
سطح معنی‌داری F 000/0
آماره‌های متوازن نشده
ضریب تعیین 146/0 میانگین متغیر وابسته 573/40
مجموع مربع باقیمانده‌ها 51468524 آماره دوربین واتسون 491/1

با توجه به و ، تقریباً 75 درصد از تغییرات بازده هر سهم به وسیله متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود. آماره F نشان می‌دهد فرضیه صفر، مبتنی بر صفر بودن تمامی ضرایب، در سطح 01/0 رد شده و کل مدل معنی‌دار است. با توجه به ضرایب متغیرهای مستقل مدل بازده، محتوای اطلاعاتی نسبت سود هر سهم به قیمت بیشتر از محتوای اطلاعاتی نسبت تغییرات سود هر سهم به قیمت است که با نتایج پژوهش‌های خارجی مطابقت دارد.
در نگاره 4 نتایج تخمین مدل قیمت ارائه شده است. با توجه به آماره t، فرضیه صفر برای متغیرهای مستقل ارزش دفتری هر سهم و سود هر سهم ( ) رد می‌شود؛ به عبارت دیگر، ضرایب این متغیرها معنی‌دار و مثبت است. با توجه به آماره دوربین واتسون، مشکل خود همبستگی بین جملات باقیمانده وجود داشته، ولی با تخمین معادله در چارچوب مقطعی توزینی این مشکل رفع شده است؛ به عبارت دیگر، جزء اخلال مربوط به یک مشاهده تحت تاثیر جزء اخلال مربوط به مشاهده دیگر قرار نمی‌گیرد.
با توجه به و ، تقریباً 83 درصد از تغییرات قیمت هر سهم به وسیله متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود. آماره F نشان می‌دهد فرضیه صفر، مبتنی بر صفر بودن تمامی ضرایب، در سطح 01/0 رد شده و کل مدل معنی‌دار است. در ایران سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم نقش با اهمیتی در تعیین ارزش شرکت دارد. البته، با توجه به ضرایب متغیرهای مستقل در مدل قیمت، سود هر سهم دارای محتوای اطلاعاتی بیشتری نسبت به ارزش دفتری هر سهم است و علت آن را می‌توان استفاده شرکت‌ها از اصل بهای تمام شده تاریخی ذکر کرد. همچنین، تفاوت قابل توجه ارزش دفتری شرکت‌ها با ارزش بازار آنها می‌تواند ناشی از نرخ تورم بالا و عدم تجدید ارزیابی دارایی‌ها و همچنین وجود دارایی‌های شناسایی نشده درترازنامه (همچون سرقفلی) توسط شرکت‌ها باشد. یافته‌های این پژوهش با یافته‌های پژوهشگران غربی در تناقض است. تفاوت قابل توجه بین ارزش دفتری دارایی‌ها و ارزش بازار آن‌ها را می‌توان دلیل این موضوع دانست.

نگاره 4: نتایج تخمین مدل قیمت
متغیر وابسته: ارزش بازار هر سهم
روش: پنلEGLS
نمونه: 1387-1379
تعداد شرکت: 48
تعداد شرکت-سال: 432
متغیر ضرایب خطای استاندارد آماره t سطح معنی‌داری

879/1523 257/156 982/9 000/0

235/0 125/0 985/2 012/0

128/3 175/0 980/16 000/0
آماره‌های متوازن شده
ضریب تعیین 833/0 میانگین متغیر وابسته 591/7040
ضریب تعیین تعدیل شده 831/0 انحراف معیار متغیر وابسته 957/5197
خطای استاندارد مدل 680/2037 مجموع مربع باقیمانده‌ها 1200000000
آماره F 064/712 آماره دوربین واتسون 406/1
سطح معنی‌داری F 000/0
آماره‌های متوازن نشده
ضریب تعیین 670/0 میانگین متغیر وابسته 116/6823
مجموع مربع باقیمانده‌ها 1480000000 آماره دوربین واتسون 201/1

7- نتیجه‌گیری
در این پژوهش قدرت توضیح دهندگی اطلاعات حسابداری با استفاده از دو مدل بازده و قیمت در دوره زمانی 1379 تا 1387 بررسی گردید. نمونه مورد بررسی شامل تعداد 48 شرکت از شرکت‌های پذیرفته شده در بازار بورس اوراق بهادار تهران است. برای تخمین مدل‌ها ابتدا ایستایی کلیه متغیرها آزمون گردید و سپس با استفاده از الگوی پانل با داده‌های متوازن مدل‌ها تخمین زده شد. نتایج پژوهش نشان می‌دهد که با توجه به ضرایب متغیرهای مستقل مدل بازده، محتوای اطلاعاتی نسبت سود هر سهم به قیمت بیشتر از محتوای اطلاعاتی نسبت تغییرات سود هر سهم به قیمت است که این نتیجه با نتایج پژوهش‌های خارجی مطابقت دارد. همچنین، در ایران سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم نقش با اهمیتی در تعیین ارزش شرکت دارد. البته، با توجه به ضرایب متغیرهای مستقل در مدل قیمت، سود هر سهم دارای محتوای اطلاعاتی بیشتری نسبت به ارزش دفتری هر سهم است، که علت آن را می‌توان استفاده شرکت‌ها از اصل بهای تمام شده تاریخی ذکر کرد. همچنین، تفاوت قابل توجه ارزش دفتری شرکت‌ها با ارزش بازار آنها می‌تواند ناشی از نرخ تورم بالا و عدم تجدید ارزیابی دارایی‌ها و همچنین وجود دارایی‌های شناسایی نشده درترازنامه (همچون سرقفلی) توسط شرکت‌ها باشد. این نتیجه؛ یعنی سود هر سهم دارای محتوای اطلاعاتی بیشتری نسبت به ارزش دفتری هر سهم است، با یافته‌های پژوهشگران غربی در تناقض است. تفاوت قابل توجه بین ارزش دفتری دارایی‌ها و ارزش بازار آن‌ها را می‌توان دلیل این موضوع دانست.
نتایج پژوهش نشان می‌دهد که اطلاعات و گزارش‌های حسابداری نقش با اهمیتی در تعیین نرخ بازده و قیمت سهام دارد و از این طریق، موجب اصلاح و بهبود تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاران و سایر استفاده‌کنندگان از اطلاعات حسابداری می‌شود.

پیشنهادها
در ایران به دلیل بالا بودن نرخ تورم و عدم تجدید ارزیابی دارایی‌ها و همچنین وجود دارایی‌های شناسایی نشده در ترازنامه که باعث کاهش محتوای اطلاعاتی ارزش دفتری هر سهم شده است، لازم است که بورس اوراق بهادار تهران قوانین و مقرراتی را تدوین کند که شرکت‌ها، دارایی‌های خود را بر مبنای سطح عمومی قیمت‌ها تجدید ارزیابی کنند.
به دلیل اینکه در ایران سود هر سهم نسبت به ارزش دفتری هر سهم دارای محتوای اطلاعاتی بیشتری است و استفاده کنندگان برای اتخاذ تصمیمات خود بیشتر بر سود هر سهم تکیه می‌کنند، پیشنهاد می‌شود تهیه کنندگان اطلاعات محیط اطلاعاتی شفافی فراهم کنند و از مدیریت سود اختیاری که تاثیر منفی بر شفافیت اطلاعات مالی دارد پرهیز کنند تا سرمایه‌گذاران و سایر استفاده‌کنندگان بتوانند با اطمینان خاطر بیشتر تصمیم‌گیری کنند.