بررسی اثر کیفیت اطلاعات بر ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار

مقدمه

ریسک با زندگی انسان­ها و سازمان­ها عجین شده است. آنچه اهمیت دارد این است که ریسک قیمت مشخصی دارد و درنتیجه انتقال و حذف آن نیز مستلزم صرف هزینه است. هرچه ریسک ناشی از یک دارایی افزایش یابد، سرمایه‌گذار انتظار دریافت بازده بیشتری خواهد داشت؛ بنابراین باید بین ریسک و بازده تعادل برقرار کرد. ازجمله مهم­ترین ریسک­ها در اتخاذ تصمیم­های مالی و سرمایه­گذاری از دید مدیران شرکت و سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان، ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار است. ارتباط بین اطلاعات مالی و ریسک، یکی از اساسی‌ترین موضوعات مطرح در زمینۀ مالی است.

اطلاعات باکیفیت‌تر همواره با عدم اطمینان و ریسک کمتر روبه‌رو است و افراد پول بیشتری برای دستیابی به اطمینان بالاتر و ریسک کمتر پرداخت می‌کنند. واحدهای تجاری با افشای اطلاعات باکیفیت موجب می‌شوند عدم اطمینان سرمایه­گذاران به سهام آنها کاهش یافته و تمایل برای معامله سهام افزایش یابد که این امر به کاهش ریسک و متناسب با آن، بازده سهام می‌انجامد و درنتیجه هزینۀ سرمایۀ واحد تجاری نیز کاهش می‌یابد ]14[. کیفیت اطلاعات مالی در نرخ بازده مدّنظر سرمایه­گذاران مؤثر است و با تغییر کیفیت اطلاعات مالی، این نرخ افزایش یا کاهش می‌یابد. به‌طورکلی افشای اطلاعات باکیفیت، سبب کاهش عدم اطمینان سرمایه­گذاران در خصوص ارزیابی ریسک سیستماتیک و ریسک نقدشوندگی سهام و درنهایت ریسک کل می‌شود و با تغییر ریسک کل، سرمایه‌گذاران نرخ بازده مدّنظر خود را متناسب با آن تعدی می­کنند ]12[. کیفیت پایین اطلاعات مالی به ریسک اطلاعاتی سهامداران و درنتیجه افزایش هزینۀ سرمایۀ شرکت، افزایش انحراف‌های (عمدی یا غیرعمدی) جانبدارانه در گزارش سودآوری، کاهش اثربخشی و کارایی عملیات تجاری و درنتیجه تداوم‌نداشتن سودآوری شرکت می‌تواند منجر شود؛ بنابراین انتظار می‌رود کیفیت ضعیف اطلاعات در شاخص ریسک سیستماتیک شرکت‌ها که براساس همبستگی بازده سهام با بازده بازار محاسبه می‌شود، تأثیر مستقیم داشته باشد ]18[.

منظور از نقد شوندگی صرفاً سهولت در خرید و فروش دارایی مدّنظر است. برخی از عوامل مربوط به نقدشوندگی سهام شامل تعداد سهام معامله‌شده در هر روز، تعداد شرکت‌های معامله‌شده در هر روز، ارزش سهام معامله‌شدۀ روزانه، تعداد روزهای معاملاتی، درصد حجم کل معامله به کل ارزش بازار، تعداد خریداران و دفعات خرید است. هنگامی که اطلاعات گزارش‌شده کیفیت بالاتری داشته باشد، انتظار می‌رود سرمایه­گذاران دربارۀ جریان‌های نقدی مدّنظر شرکت اطمینان بیشتری داشته و ازاین‌رو تمایل بیشتری داشته باشند تا به‌عنوان معامله­گر برای جذب هرگونه عدم تعادل در جریان سفارش­ها در زمان تغییر در نقدشوندگی بازار عمل کنند ]8[.از طرفی با توجه به افشای بهتر، ممکن است سرمایه‌گذاران بیشتری علاقه‌مند باشند سهام شرکت را معامله کنند. سرمایه‌گذاران بیشتر به معنای وجود معامله­گران بیشتر است. با توجه به تمایل افزایش‌یافته برای معامله و حضور سرمایه‌گذاران بیشتر، انتظار می­رود بازده­های سهم حساسیت کمتری به تغییرات در نقدشوندگی بازار داشته باشند؛ یعنی کیفیت اطلاعات بالاتر، ریسک نقدشوندگی را کاهش می‌دهد.

استفاده از نظریه­ها و روش­های موجود و نیز نظریه­پردازی، مستلزم اطلاعات به­ویژه اطلاعات تولیدشده در سیستم حسابداری است که بدون شک، در بازار نوپای سرمایۀ کشور به‌سختی به دست می‌آید. از طرفی کیفیت اطلاعات  می‌تواند نقشی مهم در تعیین ریسک­های شرکت به‌ویژه ریسک نقدشونگی و بازار داشته باشد. به همین علت، با به­کارگیری معیارهایی جدید و متفاوت با پژوهش­های پیشین از کیفیت اطلاعات و روشی جدید برای محاسبۀ ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار با انتخاب متغیرهایی جدید و سبدبندی‌های سرمایه­گذاری متفاوت، اثر معیارهای کیفیت اطلاعات در ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار به‌صورت جداگانه و همزمان بررسی و نتایج مقایسه می­شوند.

مبانی نظری

ریسک بازار، قسمتی از تغییرپذیری در بازده یک دارایی است که با عواملی حاصل می‌شود که به­طور همزمان در قیمت اوراق بهادار کل بازار تأثیر می­گذارد. افشای اطلاعات باکیفیت بالاتر، ریسک برآوردی حاصل از برآوردهای سرمایه‌گذاران را دربارۀ پارامترهای توزیع بازده یک دارایی کاهش می‌دهد. مک نیکلاس و استابن^[1] (2008) بیان می‌کنند که کیفیت گزارشگری بالا، به کاهش مسألۀ انتخاب نادرست و خطر اخلاقی منجر می‌شود ]17[. هپ و توماس^[2] (2008) نشان می­دهند که کیفیت گزارشگری بالا، عدم تقارن اطلاعاتی و ریسک اطلاعاتی را کاهش می‌دهد و نظارت بر فعالیت‌های مدیران را برای کاهش رفتارهای فرصت­طلبانۀ آنها تقویت می‌کند ]10[. ریسک نقدشوندگی سهام، حساسیت بازده­ سهم به‌صورت تغییرات در نقدشوندگی بازار تعریف می­شود ]21[. سدکا^[3] (2006) نشان داد ریسک نقدشوندگی که با کوواریانس بازده اوراق با تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی تجمعی اندازه‌گیری می­شود، عاملی تعیین­کننده در تعیین قیمت بازار اوراق بهادار است ]24[. علت وجود ریسک نقدشوندگی، قرارگرفتن در معرض انحراف از بازار کارا و پارادایم اطلاعات نظاممند است که به خطر اخلاقی و انتخاب نادرست می‌تواند منجر شود. افشای باکیفیت، عدم تقارن اطلاعاتی و مسألۀ انتخاب نادرست را می‌تواند کاهش دهد و باعث افزایش حجم معامله‌ها و نقدشوندگی سهام شود. با کاهش نقدشوندگی بازار، سهام مختلف، سطوح متفاوتی از جریان خروجی سرمایه‌گذار و بازارساز را تجربه خواهد کرد، به‌ویژه جریان خروجی برای سهام با کیفیت اطلاعات پایین، خیلی بااهمیت‌تر است؛ زیرا کاهش تقاضای سرمایه­گذاران برای سهام، با عدم اطمینان بزرگ‌تر و انتخاب نامطلوب مرتبط است. نگرانی نسبت به انتخاب نادرست سبب می‌شود بازارسازان به ایجاد نقدشوندگی برای چنین سهامی تمایل کمتری داشته و درنتیجه تقاضای سرمایه‌گذاران برای چنین سهامی کم­تر می­شود. درمقابل وقتی نقدشوندگی بازار افزایش می‌یابد، جریان ورودی سرمایه‌گذاران و بازارسازان وجود دارد که تقاضا را افزایش می‌دهد و نقدشوندگی سهام، با عدم اطمینان بیشتر و انتخاب نادرست در ارتباط است. تقاضا برای سهام با کیفیت اطلاعات بالاتر برای نوسان کمتر در تغییرات نقدشوندگی بازار است؛ بنابراین انتظار می‌رود  بازده سهام با کیفیت اطلاعات کمتر (یعنی ریسک اطلاعات بالاتر) نسبت به تغییرات در نقدشوندگی بازار حساس‌تر باشد؛ یعنی کیفیت اطلاعات در ریسک نقدشوندگی تأثیر دارد ]20[.

به عقیدۀ تورنتون^[4] (2002) کیفیت اطلاعات مالی و گزارشگری مالی، محصول مشترک حداقل چهار عامل اصلی است: خلاقیت و نگرش­های مدیریت، کیفیت حسابرسی، تجربۀکمیتۀ حسابرسی و استانداردهای حسابداری دارای کیفیت بالا. وجود ضعف در هر یک از این چهار حلقه، کل زنجیره را می‌تواند مخدوش کند. آنچه اهمیت دارد معیارها، متغیرها و سنجه­هایی است که کیفیت اطلاعات مالی را ارزیابی می­کند ]26[. ازجمله معیارهای کیفیت اطلاعات، کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیش­بینی سود و اعلام به­موقع سود است.

کیفیت اقلام تعهدی جزء خصوصیات کیفی مربوط به محتوای اطلاعات بوده و مصداق بی­طرفی محسوب می‌شود. اقلام تعهدی، تعدیل‌هایی موقتی هستند که جریان­های نقدی را در دوره­های زمانی انتقال می­دهند. نفع عمدۀ این انتقال آن است که ارقام تعدیل‌شده، تصویری درست­تر از عملکرد اقتصادی شرکت ارائه می­دهند. هدف اصلی اقلام تعهدی، کاهش مشکلات زمان­بندی و انطباق‌نداشتن جریان­های نقدی زیربنایی است. کیفیت اقلام تعهدی از نظر سرمایه­گذاران به معنی نزدیکی سود حسابداری به وجه نقد است؛ بنابراین کیفیت ضعیف اقلام تعهدی باعث می­شود ابهام اطلاعات افزایش یافته و ریسک سرمایه­گذاری نیز در پی آن افزایش یابد ]6[. با توجه به آنچه بیان شد، فرضیه­های اول و چهارم به‌شرح زیر طراحی و تدوین شده است:

فرضیۀ اول: بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطه‌ای معنادار وجود دارد.

فرضیۀ چهارم: بین کیفیت اقلام تعهدی و ریسک بازار، رابطه‌ای معنادار وجود دارد.

خطای پیش‌بینی سود جزء خصوصیات کیفی مربوط به محتوای اطلاعات بوده و مصداق بیان صادقانه اطلاعات محسوب می­شود. شاید مهم­ترین عامل تأثیرگذار در قیمت سهام را در پیش­بینی سود هر سهم بتوان جستجو کرد. مدیریت شرکت‌ها با ارائۀ پیش‌بینی‌های سود که محتوای اطلاعاتی دارد، یکی از منابع مهم اطلاعاتی برای استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی محسوب شده و می­توانند در ارزش بازار سهام و میزان بازده آن مؤثر باشند. اهمیت سود پیش‌بینی‌شده به میزان انحرافی وابسته است که با مقدار واقعی آن دارد. هرچه میزان این انحراف کمتر باشد، پیش‌بینی، دقت بیشتری داد. پژوهش‌ها نشان می­دهد بازار برای برآورده‌شدن انتظارات سود هر سهم، ارزش فراوانی قائل است و نسبت به برآورده‌نشدن آن نیز واکنش نشان می­دهد ]23[. زمانی که سود هر سهم فراتر از انتظارات باشد، بازار نسبت به آن دید خوش‌بینانه‌ای دارد و آن را خبر خوب تلقی می‌کند. زمانی که سود هر سهم پایین‌تر از پیش‌بینی آن باشد، اعتبار شرکت در برآوردن انتظارات کاهش می‌یابد ]22[. با توجه به اینکه پیش‌بینی می‌شود خطای پیش‌بینی سود به افزایش شکاف بین بازده سهام شرکت از بازده بازار و افزایش حساسیت بازده سهام به نقدشوندگی بازار بیانجامد؛ انتظار می‌رود رابطه‌ای مثبت بین خطای پیش‌بینی سود با ریسک بازار و ریسک نقدشوندگی وجود داشته باشد. با توجه به آنچه بیان شد، فرضیه­های دوم و پنجم به‌شرح زیر طراحی و تدوین شده است:

فرضیۀ دوم: بین درصد خطای پیش­بینی سود و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطه‌ای معنادار وجود دارد.

فرضیۀ پنجم: بین درصد خطای پیش­بینی سود و ریسک بازار، رابطه‌ای معنادار وجود دارد.

معیار اعلام به‌موقع سود جزء خصوصیات کیفی است که نبود آن خصوصیات کیفی، اطلاعات را محدود می‌کند؛ یعنی اگر اطلاعات به‌موقع در دست سرمایه­گذاران قرار نگیرد، ارزشش را از دست خواهد داد. دربارۀ شرکت­هایی که پایان سال مالی آنها اسفندماه است، آخرین مهلت قانونی گزارش سود (تشکیل مجمع) 31 تیرماه سال بعد است. اعلام سودی به­موقع­تر است که قبل از تاریخ 31/4 منتشر شود. هرچه مدت این تاریخ بیشتر باشد، احتمال فاش‌شدن اطلاعات به نفع گروهی از استفاده‌کنندگان و به زیان سایرین افزایش می­یابد که موجب بالارفتن عدم اطمینان و ابهام و درنتیجه ریسک سرمایه­گذاری خواهد شد.با توجه به آنچه بیان شد، فرضیه­های سوم و ششم به‌شرح زیر طراحی و تدوین شده است:

فرضیۀ سوم: بین اعلام به­موقع سود و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطه‌ای معنادار وجود دارد.

فرضیۀ ششم: بین اعلام سود به­موقع و ریسک بازار، رابطه‌ای معنادار وجود دارد.

لین، وانگ و وو^[5] (2011) قیمت­گذاری ریسک نقدشوندگی در اوراق قرضۀ شرکت­ها را بررسی کردند. آنها دریافتند ارتباطی مثبت بین بازده مدّنظر اوراق و بتای نقدشوندگی شرکت با وجود اثر سطح نقدشوندگی و پاره­ای از ویژگی­های اوراق نیز وجود دارد. نتایج آنها نشان داد ریسک نقدشوندگی، عامل تعیین‌کنندۀ بازده مدّنظر اوراق قرضۀ شرکت است ]16[. لی^[6] (2011) قیمت جهانی ریسک نقدشوندگی در 50 کشور جهان را در بازه زمانی سال­های 2007- 1988 بررسی کرد. او نشان داد بازار ایالات متحده، عاملی مهم برای ریسک نقدشوندگی جهانی است. علاوه بر این، او بیان کرد که قیمت­گذاری ریسک نقدشوندگی در کشورهای مختلف مطابق با محیط جغرافیایی، اقتصادی و سیاسی آن متفاوت است. سرانجام یافته­های وی نشان داد جنبه­های نظام‌مند نقدشوندگی، دلایلی را برای متنوع­سازی بین‌المللی سبد سرمایه­گذاری ارائه می­کند ]13[. لیانگ و وی^[7] (2012) رابطۀ بین ریسک نقدشوندگی و بازده سهام را در 21 کشور توسعه‌یافته بررسی کردند. آنها دریافتند بعد از کنترل عامل بازار، ارزش و اندازه، ریسک نقدشوندگی جهانی، عاملی مهم در بین تمامی سبدهای سرمایه­گذاری در کشورهای توسعه‌یافته است ]14[. لین و وو^[8] (2013) رابطۀ بین زمان‌بندی ارائۀ فصلی سهام و ریسک نقدشوندگی را بررسی کردند. نتایج آ‌نها نشان می­دهد در نبود ریسک نقدشوندگی، ریسک بازار دقیقاً قبل از ارائه­های فصلی سهام کاهش می­یابد. نتایج آنها بر این دلالت دارد که بتای نقدشوندگی شرکت­های انتشاردهندۀ سهام باعث کاهش هزینۀ سرمایۀ آنها می­شود ]15[. براندن و وانگ^[9] (2013) تأثیر ریسک نقدشوندگی در پیش­بینی بازده و عملکرد صندوق­های سرمایه­گذاری را در سال‌های 2006- 1994 مطالعه کردند. نتایج آنها نشان می­دهد بدون تأثیر ریسک نقدشوندگی، سبد‌های سرمایه­گذاری صندوق­های سرمایه­گذاری که در پیش‌بینی­هایشان از تجربه و مهارت مدیران بهره می­برند، عملکرد خوبی دارند ]2[. یعقوب نژاد، سعیدی و روضه­ای (1388) ریسک بازار را با درنظرگرفتن اهرم بازار در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های 1381 تا 1387 برآورد صرف کردند. نتایج نشان می­دهد الگوی لالی (تأثیر اهرم‌های بازار) در مقایسه با الگو­های ایبوتسون و سیگل به‌صورتی قوی­تر، بازده سهام را تبیین می­کند. این موضوع را  به استفادۀ زیاد شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران از اهرم مالی می‌توان نسبت داد ]27[.  بادآورنهندی و ملکی­نژاد (1389) نقدشوندگی سهام در زمان انتشار گزارش­های مالی در بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان می­دهد بین میانگین شکاف نسبی قیمت قبل و بعد از انتشار گزارش­های مالی تفاوت وجود دارد. بین میانگین عمق قیمتی سهام قبل و بعد از انتشار گزارش­های مالی تفاوت هست. با این حال، بین میانگین دفعات گردش سهام قبل و بعد از انتشار گزارش­های مالی تفاوتی وجود ندارد ]1[. هاشمی، قجاوند و قجاوند (1392) تأثیر سطوح متفاوت معیارهای نقدشوندگی را در صرف بازده سهام آزمودند.  برای آزمون فرضیه­ها در هر یک از سبد‌های سرمایه­گذاری متفاوت نقدشوندگی از الگوی سه عاملی فاما و فرنچ با اضافه‌کردن عامل نقدشوندگی استفاده شده است. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد سطوح معیارهای متفاوت نقدشوندگی، تأثیری متفاوت بر صرف بازده سهام خواهد داشت ]9[. فروغی و فرجامی (1394) تأثیر همزمانی قیمت و نوسان‌های بازده سهام در نقدشوندگی سهام را بررسی کردند. برای سنجش نقدشوندگی سهام از معیار نقدناشوندگی آمیهود استفاده شده است. همزمانی قیمت سهام  نیز با استفاده از معیار ضریب تعیین الگوی بازار و نوسان­های بازده سهام به تفکیک نوسان سیستماتیک و غیرسیستماتیک به‌ترتیب با جذر واریانس سیستماتیک و غیرسیستماتیک سهام محاسبه شده است. نتایج پژوهش، نشان‌دهندۀ تأثیر مثبت همزمانی قیمت سهام و نوسان سیستماتیک بازده سهام در نقدشوندگی سهام است، در حالی که نوسان غیرسیستماتیک بازده سهام، تأثیری منفی در نقدشوندگی سهام دارد ]5[.

روش پژوهش

برای انجام پژوهش حاضر برای گردآوری اطلاعات از روش کتابخانه­ای استفاده شده است. در گردآوری داده­ها از نرم­افزار رهاورد نوین و بانک اطلاعاتی سازمان بورس اوراق ­بهادار (کدال) و پایگاه‌های اینترنتی مربوط به بورس اوراق بهادار استفاده شده است. برای آزمون فرضیۀ­ پژوهش و تجزیه و تحلیل آن از نرم‌افزارهای SPSS و Eviews نسخۀ 7 و تحلیل رگرسیون چندمتغیرۀ خطی استفاده­شده است. جامعۀ آماری پژوهش حاضر را کلیّۀ شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دورۀ 1392-1387 تشکیل می­دهد که شرایط زیر را دارد: قبل از سال ١٣٨7 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند، دورۀ مالی آنها به ٢٩ اسفند منتهی باشد، در سال­های مالی مدّنظر تغییر فعالیت یا تغییر سال مالی نداشته باشند، داده‌های مدّنظر در دسترس باشند، برای برخورداری نتایج از اعتبار کافی، سهام شرکت در سال‌های دورۀ پژوهش، معامله شده باشد و توقف معاملاتی بیشتر از 6 ماه دربارۀ سهام یادشده اتفاق نیافتاده باشد و شامل بانک­ها و مؤسسات مالی‌ای نباشد که افشاهای مالی و ساختارهای اصول راهبری آنها فرق می‌کند. بعد از درنظرگرفتن موارد بیان‌شده تعداد 148 شرکت (888 داده سال – شرکت) انتخاب شد. برمبنای کار پژوهشی پاستور و استامباگ^[10] (2003) ]21[ از الگو‌های زیر برای تعیین رابطۀ بین کیفیت اطلاعات با ریسک نقدشوندگی سهام و ریسک بازار استفاده می‌شود:

ابتدا برای آزمون هر فرضیه، الگویی واحد با درنظرگرفتن هر یک از معیارهای کیفیت اطلاعات به­طور جداگانه استفاده شده و در پایان برای بررسی اینکه آیا اثر یک معیار کیفیت اطلاعات،  نقش سایر عوامل را می‌تواند تحت تأثیر قرار دهد، برای هر متغیر وابسته، الگویی واحد نیز برآورد می­شود به نحوی که به ترتیب الگوی اول تا هشتم برای آزمون فرضیه اول تا هشتم استفاده می‌شود.

رابطۀ 1

=  +  + + +  + + +  +

رابطۀ 2

= + + + + + +  +  +

رابطۀ 3

=  +  + + + + + +  +

رابطۀ 4

 = + + + +  + + +  +

رابطۀ 5

 =  +  + + +  +  + +  +

رابطۀ 6

 =  +  +  +  +  +  + +  +

رابطۀ 7

 =  + +  + + + +  + +  +  +

رابطۀ 8

 =  + +  + + + +  +  +  +  +      

در الگو­های مزبور متغیرهای وابسته شامل    ریسک بازار شرکت i در سال t به‌عنوان کواریانس بین بازده سهام شرکت با مازاد بازده بازار نسبت به بازده بدون ریسک و  ریسک نقدشوندگی سهام شرکت i در سال t  به‌عنوان کواریانس بین بازده سهام شرکت با تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی  بازار سهام است که از الگوی بسط‌یافتۀ سه عاملی فاما و فرنچ^[11] (1993) ]4[ به‌شرح زیر محاسبه می‌شوند.

رابطۀ 9

 =  +    +    +     +    +                                                               

    مازاد بازده سهام شرکت i در ماه t نسبت به بازده بدون ریسک،  مازاد بازده مدّنظر از سبدهای سرمایه­گذاری بازار نسبت به نرخ بازده بدون ریسک در ماه t ، (از شاخص بازده نقدی و قیمت بورس اوراق بهادار تهران به‌عنوان بازده بازار استفاده شده است. نرخ سود اوراق مشارکت با تضمین دولت نیز به‌عنوان نرخ بازده بدون ریسک در محاسبات استفاده شده است.)،  تفاوت بازده ماهانه سبد سرمایه­گذاری سهام با اندازۀ کوچک و بازده ماهانۀ سبد سرمایه‌گذاری سهام با اندازۀ بزرگ، در شرایطی که متغیر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام کنترل شده باشد. (درواقع مفهوم این متغیر، میزان حساسیت بازده مدّنظر یک سهم به تفاوت عملکرد شرکت‌های کوچک و بزرگ است. متغیر اندازۀ شرکت با استفاده از لگاریتم ارزش دفتری دارایی‌ها اندازه‌گیری شده و نمونه‌ها براساس میانگین به دو گروه شرکت‌های بزرگ (بالاتر از میانگین) و شرکت‌های کوچک (پایین‌تر از میانگین) طبقه‌بندی می‌شوند.)،  تفاوت بازده ماهانۀ سبد سرمایه­گذاری سهام با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و بازده سهام با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین، در شرایطی که عامل اندازه کنترل شده است. (درواقع این متغیر، میزان حساسیت بازده مدّنظر یک سهم را تبیین کرده و تفاوت عملکرد شرکت‌های ارزشی (B/M بالا) و رشدی (B/M پایین) را بررسی می‌کند.)، است

در طبقه‌بندی شرکت­ها براساس متغیر اندازه، نقاط تفکیک سبدهای سرمایه­گذاری میانه است. در طبقه‌بندی براساس B/M نیز نقاط تفکیک سبدهای سرمایه­گذاری صدک 30 و 70 بوده است. به این صورت که شرکت‌هایی که براساس متغیر مدّنظر زیر صدک 30 هستند، در سبد سرمایه­گذاری کوچک و بین 30 و 70 در سبد سرمایه‌گذاری متوسط و بالای 70 در سبد سرمایه­گذاری بزرگ قرار داده می­شود. برای محاسبۀ عامل اندازه و عامل ارزش دفتری به بازار براساس روشی که فاما و فرنچ (1993) ]4[ در الگوی خود بیان می­کنند، جدول توافقی طبقه‌بندی‌های مستقل براساس متغیر اندازه و نسبت B/M، به‌صورت جدول (1) تشکیل  می‌شود:

جدول (1) طبقه­بندی نمونه­ها براساس اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار

براساس این جدول، SMB و HML به‌صورت زیر محاسبه می‌­شود:

رابطۀ 10

رابطۀ 11

 حساسیت بازده سهام شرکت نسبت به مازاد بازده بازار که نشان‌دهندۀ فاکتور ریسک بازار،  و  حساسیت‌های عوامل در رابطه با عامل اندازه و نسبت ارزش دفتری را به ارزش بازار،  حساسیت بازده سهام نسبت به تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار که نشان‌دهندۀ عامل ریسک نقدشوندگی سهام،  فاکتور نقدشوندگی بازار (که نشان‌دهندۀ تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار است و به‌صورت زیر محاسبه می‌شود: ابتدا نقدشوندگی ماهانۀ بازار از جمع نقدشوندگی سهام تک تک شرکت­ها به دست می‌آید.) است. نقدشوندگی سهام هر کدام از شرکت­ها در ادامه می‌آید. نقدشوندگی ماهانه برای سهام i در ماه t حاصل تخمین حداقل مجذورات  در رابطۀ (2) است:

رابطۀ 12

 =  +    +  Sign ( )*  +         =

که در آنr_i,d,t  بازده سهام i در روز d در ماه t،  مازاد بازده روزانه سهام نسبت به بازده بازار در روزd و در ماه t ،  مازاد بازده روزانه سهام نسبت به بازده بازار در روزd و در ماه t و  v_i,d,t حجم معاملات برای سهام  i در روز d و در ماه t است. نقدشوندگی ماهانه بازار  با میانگین موزون نقدشوندگی ماهانۀ شرکت‌ها در هر سال، به‌شکل زیر محاسبه می‌شود:

رابطۀ 13

=  

برای به‌دست‌آوردن تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار، الگوی رگرسیونی زیر اجرا می‌شود:

رابطۀ 14

= a + b  + c ( ) +

که در آن:

رابطۀ  15

 =     )

در الگو‌های بالا از  برای موزون‌کردن  استفاده‌ شده است و  عبارت است از ارزش ریالی کل معاملات در ماه t-1 سهامی که در محاسبۀ میانگین سال t آورده می‌شوند و  نیز به ارزش ریالی کل معاملات در اولین ماه محاسبۀ میانگین اشاره دارد. درنهایت  در الگوی بالا نشان‌دهندۀ تغییرات غیرمنتظره در نقدشوندگی بازار است که با تقسیم‌کردن آن بر 100 آن را وزن‌دار می‌کند و اینگونه، عامل نقدشوندگی محاسبه می‌شود:

رابطۀ16

 =  

 کیفیت اقلام تعهدی شرکت i در سال  t-1است. برای محاسبۀ اقلام تعهدی اختیاری به‌عنوان معیار کیفیت اقلام تعهدی، ابتدا باید کل اقلام تعهدی جاری در سال مدّنظر محاسبه شود. پس از محاسبۀ مجموع اقلام تعهدی جاری، اقلام تعهدی غیراختیاری با استفاده از الگوی فرانسیس، لافوند و اولسون و اسکیپر^[12] (2005) ]6[ محاسبه می‌شود و درنهایت، اقلام تعهدی اختیاری با کسرکردن اقلام تعهدی غیراختیاری از مجموع اقلام تعهدی جاری به دست می­آید. برای حذف اثر اندازۀ شرکت­ها، در برآورد پارامترها، متغیرها بر کل دارایی‌های ابتدای دوره تقسیم می‌شود.

رابطۀ 17

 =  -

 جمع اقلام تعهدی در سال t برای شرکت i است. کل اقلام تعهدی از تفاوت بین سود خالص قبل از اقلام غیرمترقبه و جریان نقد عملیاتی محاسبه می‌شود. :جریان­های نقدی حاصل از عملیات است که از صورت جریان وجه نقد استخراج می­شود. برای به‌دست‌آوردن اقلام تعهدی اختیاری، از برآوردهای در سطح شرکت به‌صورت سالانۀ الگوی زیر استفاده می‌شود.

رابطۀ 18

 =  +    +    +    +    +    +    +

که در آن  تغییرات درآمد در سال 1– t  تا t برای شرکت i،   تغییرات حساب­ها و اسناد دریافتنی در سال 1– t تا t  بری شرکت i و  تغییرات ارزش ناخالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات در سال 1– t  تا t  برای شرکت i است. معیار اندازه­گیری خطای برآورد در فرایند تعهدی براساس الگوی مذکور، نوسان­پذیری (انحراف معیار) پس­مانده­های حاصل از رگرسیون مذکور در دورۀ زمانی پژوهش است. به‌لحاظ منطقی، از آنجا که  نشان دهندۀ خطای برآورد اقلام تعهدی نسبت به جریان‌های نقدی است، نوسان‌پذیری بالاتر رابطۀ بین سود و جریان‌های نقدی، کیفیت پایین‌تر اقلام تعهدی را نشان می­دهد؛  زیرا منظورکردن اقلام تعهدی در سود، موجب کاهش کیفیت سود می­شود.   خطای پیش­بینی سود شرکت i در سال t-1 است که  به‌شرح زیر محاسبه می­شود: درصد خطای پیش­بینی سود= (سود واقعی – اولین پیش‌بینی سود) / اولین پیش­بینی سود.  اعلام به­موقع سود شرکت i در سال t-1 است. دربارۀ شرکت­هایی که پایان سال مالی آنها اسفندماه است، آخرین مهلت قانونی گزارش سود (تشکیل مجمع) 31 تیرماه سال بعد است. اعلام سودی به‌موقع­تر است که قبل از تاریخ 31/4 منتشر شود. برای این منظور از تعداد روزها تا قبل از آخرین مهلت قانونی گزارش سود رسمی برای محاسبۀ متغیر مدّنظر استفاده می‌شود. حجم ریالی مبادلۀ سهام شرکتi  در سال t-1 است.  بازده سهام شرکتi  در سال 1–t،  بازده سهام شرکتi  در سال 2–t،  اندازۀ شرکتi  در سال1 –t، است که با لگاریتم طبیعی ارزش دفتری کل دارایی­ها محاسبه می­شود،  ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکتi  در سال 1–t است و   رشد فروش شرکتi  در سالt-1  است که از تفاوت درآمد فروش سال­های t و t-1 تقسیم بر درآمد فروش سال t-1 محاسبه می‌شود و : جملۀ خطای الگو است که نشان‌دهندۀ آن مقدار از تغییرات متغیر وابسته است که بامتغیرهای مستقل و کنترلی الگو توضیح داده نمی‌شود.

یافته‌ها

آمار توصیفی متغیرهای پژوهش نشان می‌دهد نقدشوندگی بازار کمترین میانگین و متغیر اعلام به‌موقع سود بیشترین میانگین را در بین متغیرهای پژوهش به خود اختصاص داده‌اند. علاوه بر این، بیشترین میزان پراکندگی مربوط به حجم مبادلات سهام و کمترین پراکندگی مربوط به کیفیت اقلام تعهدی است. ضرایب چولگی و کشیدگی متغیرها، نشان می‌دهد اندازۀ شرکت نسبت به سایر متغیرها از مرکز تقارن، انحراف کمتری دارد و به توزیع نرمال نزدیک‌تر است.در این بخش، نتایج تحلیل رگرسیونی برای هر یک از فرضیه‌ها برای بررسی اثر معیارهای کیفیت اقلام تعهدی، درصد خطای پیش­بینی سود و اعلام به‌موقع سود در ریسک‌های نقدشوندگی سهام و بازار بررسی می‌شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول در جدول 2 ارائه شده است.

جدول (2) نتایج حاصل از برازش الگوی اول (ارتباط بین خطای پیش بینی سود با ریسک نقد شوندگی)

براساس نتایج آزمون چاو (لیمر) سطح معنی­داری آمارة اف.لیمر برای داده­های بررسی‌شده برابر 896/0 است؛ زیرا این مقدار بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین از روش داده‌های ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری نشان‌دهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. ضریب تعیین الگوی برازش‌شده نشان می‌دهد حدود 2/9 درصد از تغییرات ریسک نقدشوندگی سهام در نمونۀ مدّنظر با متغیرهای مستقل توضیح داده می­شود. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 065/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگ‌تر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمال‌بودن باقیمانده­ها پذیرفته می­شود. مقدار آمارۀ دوربین واتسون برابر 724/1 است که با توجه به قرارگرفتن آن در بازه پذیرفتنی ]5/2-5/1[ استقلال باقیمانده­ها را می‌توان پذیرفت. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچک‌تر از 5 است؛ بنابراین مشکل هم‌خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. با توجه به تأیید فرضیه­های فوق،  به نتایج حاصل از الگوی برازش­شده می‌توان اطمینان داشت. ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی برابر با 337/0- و سطح معناداری آن برابر با 000/0 است که کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی معنادار است؛ یعنی با افزایش مقدار تعهدات اختیاری، میزان ریسک نقدشوندگی سهام کاهش می‌یابد؛ بنابراین اولین فرضیۀ پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم در جدول 3 ارائه شده است.

جدول (3) نتایج حاصل از برازش الگوی دوم (ارتباط بین خطای پیش بینی سود با ریسک نقد شوندگی)

سطح معنی­داری آمارة اف.لیمر برای داده­های مدّنظر برابر 637/0 است؛ بنابراین از روش داده­های ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن نشان‌دهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 052/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگ‌تر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمال‌بودن باقیمانده­ها پذیرفته می­شود. آمارۀ دوربین-واتسن 645/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان می‌کند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچک‌تر از 5 است، بنابراین مشکل هم‌خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد وم به نتایج حاصل از الگوی برازش­شده می‌توان اطمینان داشت. ضریب متغیر مستقل خطای پیش‌بینی سود برابر با 030/0 و سطح معناداری آن برابر با 001/0 است که کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل خطای پیش‌بینی سود معنادار است؛ یعنی با افزایش مقدار خطای پیش‌بینی سود، میزان ریسک نقدشوندگی سهام افزایش می­یابد؛ بنابراین دومین فرضیۀ پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می­شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ سوم در جدول 4 ارائه شده است.

جدول (4) نتایج حاصل از برازش الگوی سوم (ارتباط بین اعلام به موقع سود با ریسک نقد شوندگی)

سطح معنی­داری آمارة اف.لیمر برای داده­های مدّنظر برابر 621/0 است؛ بنابراین از روش داده­های ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس، نشان‌دهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 115/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگ‌تر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمال‌بودن باقیمانده­ها پذیرفته می­شود. آمارۀ دوربین-واتسن 812/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان می‌کند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچک‌تر از 5 است؛ بنابراین مشکل هم‌خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل اعلام به‌موقع سود برابر با 004/0- و سطح معناداری آن برابر با 001/0 است که کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل اعلام به‌موقع سود معنادار است؛ یعنی اعلام‌نکردن به‌موقع سودها سبب کاهش میزان ریسک نقدشوندگی سهام می­شود؛ بنابراین سومین فرضیۀ پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می­شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ چهارم در جدول 5 ارائه شده است.

جدول (5) نتایج حاصل از برازش الگوی چهارم (ارتباط بین کیفیت تعهدات با ریسک بازار)

سطح معنی­داری آمارة اف.لیمر برای داده­های مدّنظر برابر 270/0 است؛ بنابراین از روش داده­های ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس نشان‌دهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد دارد. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 305/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگ‌تر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمال‌بودن باقیمانده­ها پذیرفته می­شود. آمارۀ دوربین-واتسن 691/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان می‌کند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچک‌تر از 5 است؛ بنابراین مشکل هم‌خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی برابر با 278/0 و سطح معناداری آن برابر با 133/0 است که بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل کیفیت اقلام تعهدی معنادار نیست و فرضیۀ چهارم پژوهش پذیرفته نمی­شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ پنجم در جدول 6 ارائه شده است.

جدول (6) نتایج حاصل از برازش الگوی پنجم (ارتباط بین خطای پیش بینی سود با ریسک بازار)

سطح معنی­داری آمارة اف.لیمر برای داده­های مدّنظر برابر 740/0 است؛ بنابراین از روش داده­های ترکیبی استفاده شد. مقدار آماره F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس نشان‌دهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 230/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگ‌تر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمال‌بودن باقیمانده­ها پذیرفته می­شود. آمارۀ دوربین-واتسن 678/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان می‌کند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچک‌تر از 5 است؛ بنابراین مشکل هم‌خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل خطای پیش‌بینی سود برابر با 007/0 و سطح معناداری آن برابر با 238/0 است که بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل خطای پیش‌بینی سود معنادار نیست و فرضیۀ پنجم پژوهش پذیرفته نمی‌شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ ششم در جدول 7 ارائه شده است.

جدول (7) نتایج حاصل از برازش الگوی ششم (ارتباط بین اعلام به موقع سود با ریسک بازار)

سطح معنی­داری آمارة اف.لیمر برای داده­های مدّنظر برابر 314/0 است؛ بنابراین از روش داده­های ترکیبی استفاده شد. مقدار آمارۀ F و سطح معناداری آن در جدول تحلیل واریانس نشان‌دهندۀ معناداری الگو در سطح اطمینان 95 درصد است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 250/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگ‌تر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمال‌بودن باقیمانده­ها پذیرفته می­شود. آمارۀ دوربین-واتسن 686/1 است که عدم همبستگی باقیمانده را بیان می‌کند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچک‌تر از 5 است؛ بنابراین مشکل هم‌خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. ضریب متغیر مستقل اعلام به‌موقع سود برابر با 001/0 و سطح معناداری آن برابر با 261/0 است که بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین ضریب متغیر مستقل اعلام به‌موقع سود معنادار نیست و فرضیۀ ششم پژوهش پذیرفته نمی‌شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های اول و دوم و سوم به‌طور همزمان در جدول 8 ارائه شده است.

جدول (8) نتایج حاصل از برازش الگوی هفتم

سطح معنی­داری آمارة اف.لیمر برای داده­های مدّنظر برابر 549/0 است؛ بنابراین از روش داده­های ترکیبی استفاده شد. با توجه به جدول تحلیل واریانس و با توجه به مقدار احتمال آزمون F مشخص می‌شود که الگو از لحاظ آماری معنادار است. مقدار احتمال به آزمون کلموگروف-اسمرینوف، 067/0 مربوط است که از 5 درصد بزرگ‌تر است؛ بنابراین با اطمینان 95 درصد فرض نرمال‌بودن باقیمانده­ها پذیرفته می­شود. آمارۀ دوربین-واتسن 714/1 است که نبود همبستگی باقیمانده را بیان می‌کند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کوچک‌تر از 5 است؛ بنابراین مشکل هم‌خطی میان متغیرهای مستقل وجود ندارد. با توجه به معناداری الگو و معناداری متغیرهای کیفیت اقلام تعهدی، خطای پیش­بینی سود و شاخص اعلام سود به­موقع در سطح 5 درصد، با اطمینان 95 درصد، این فرضیه را می‌توان پذیرفت که بین معیارهای کیفیت اطلاعات و ریسک نقدشوندگی سهام، رابطه‌ای معنادار وجود دارد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های چهارم و پنجم و ششم به‌طور همزمان در جدول 9 ارائه شده است.

جدول (9) نتایج حاصل از برازش الگوی هشتم