پایان نامه با کلید واژگان ارزش بازار، حقوق صاحبان سهام، صاحبان سهام

دانلود پایان نامه ارشد

طریق جریان وجه نقد عملیاتی عاملی تعیین‌کننده در پیش‌بینی تحقق یافتن فرصت‌های سرمایه‌گذاری می‌باشد.
در این تحقیق برای تبیین نقش فرصت‌های سرمایه‌گذاری در ارزش‌گذاری بازار از جریان‌های نقد عملیاتی به “فرضیه اطلاعات رشد” ، رجوع می‌کنیم(کومار و کریشنان 2008). بنابراین فرضیه زیر مطرح می‌شود:
فرضیه سوم:با افزایش میزان فرصت‌های سرمایه‌گذاری، ضریب واکنش جریان‌های نقد عملیاتی افزایش می‌یابد.

سوال چهارم این تحقیق(آیا خطای اندازه‌گیری در اقلام تعهدی حسابداری، با وجود فرصت‌های سرمایه‌گذاری، اطلاع دهنده بودن سود را کاهش می‌دهد؟) بررسي مي‌كند كه آيا استفاده از اختيار مدير بر اقلام تعهدي، در صورت وجود فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري، محتواي اطلاعاتي سود را بهبود مي‌بخشد يا تضعيف مي‌كند. شواهد تحقيقات اسميت و واتس (1992) و گاور و گاور (1993) نشان مي‌دهد كه انگيزه‌هاي مديريت، در صورت وجود فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري، ممكن است به طور قابل پيش‌بيني متفاوت باشد. به طور خاص، اقدامات مديريت بايد با وجود فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري كمتر قابل مشاهده باشد. علت آن است كه داشتن آگاهی نسبت به سرمايه‌گذاريهاي آتي كه مديريت آنها را انتخاب خواهد كرد براي سهامداران كه با عدم تقارن اطلاعات طبيعي ناشي از وجود فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري مواجهند، دشوار است. اين مسئله ما را به دو نتيجه مي‌رساند.
اولا، از آنجا كه اقدامات مديريت در صورت وجود فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري كمتر قابل مشاهده است، احتمال اين كه شركتها از انگيزه‌هاي جبران خدمت مبتني برسهم استفاده كنند بيشتر است تا به اين ترتيب منافع مديران در راستاي منافع سهامداران قرار گيرد. بنابراين، مديران شركتهايي كه داراي فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري بيشتري هستند انگيزه خواهند داشت اطلاعات خصوصي خود را از طريق استفاده از اقلام تعهدي اختياري به سرمايه‌گذاران منتقل كنند. انتظار مي‌رود اين انتقال اطلاعات عدم تقارن اطلاعات مربوط به فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري را كاهش دهد، ارزش شركت را افزايش دهد، و رابطه مثبت با بازده سهم داشته باشد. درحالي كه مديران روشهاي مختلفي براي افشاي اطلاعات خصوصي خود دارند، در صورتي كه مديران به دليل هراس از انجام سرمايه‌گذاري با سودآوري كمتر، مايل به افشاي اطلاعات خصوصي مربوط به فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري نباشند، استفاده از اقلام تعهدي اختياري ممكن است جذابيت داشته باشد(جونز، 1997).
ثانياً، از آنجا كه اقدامات مديريت در صورت وجود فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري كمتر قابل مشاهده است، كشف دستكاري سود توسط مديريت از طريق اقلام تعهدي اختياري براي سهامداران دشوارتر خواهد بود. بنابراين، مديران شركتهايي كه فرصت‌هاي سرمايه‌گذاري نسبتاً بيشتري دارند داراي انگيزه بيشتري براي درگير شدن در مديريت سود فرصت طلبانه هستند(جونز، 1997؛کریسناواتی، 2006).
بنابراین به طور خلاصه در این تحقیق در سه فرضیه‌ی قبلی این موضوع مطرح شد که ممکن است بازار با وجود فرصت‌های سرمایه‌گذاری، به جریان‌های نقد عملیاتی و در نتیجه به جزء نقدی سود واکنش نشان دهد، اما این سوال نیز مطرح می‌گردد که آیا بازار به جزء تعهدی سود نیز واکنش نشان می‌دهد، یا خیر، به عبارتی ممکن است واکنش بازار از بابت وجود فرصت‌های سرمایه‌گذاری به سود تنها به سبب جزء نقدی سود باشد، زیرا براساس فرضیه معیار پارازیت ،خطاهای موجود در اندازه‌گیری جریان وجه نقد عملیاتی و سود – در نتیجه وجود نقایص در شیوه عمل‌های حسابداری – با افزایش فرصت‌های سرمایه‌گذاری افزایش می‌یابد. بنابراین فرضیه چهارم را مطرح می‌کنیم(جونز 1997؛ کریسناواتی 2006؛ کومار و کریشنان 2008):
فرضیه چهارم:با افزایش میزان فرصت‌های سرمایه‌گذاری، ضریب واکنش اقلام تعهدی افزایش می‌یابد.

3-4. آزمون فرضیه‌ها و اندازه‌گیری متغیرهای تحقیق
در این تحقیق برای آزمون فرضیه‌ها از چهار مدل مطابق با تحقیقات مشابه گذشته(کولینز و کوتاری، 1989؛ جونز، 1997، کریسناواتی، 2006؛ کومار و کریشنان، 2008)استفاده گردید که در ادامه به تشریح آنها به همراه شیوه اندازه‌گیری متغیرهای مربوط به هر فرضیه می‌پردازیم.

3-4-1. آزمون فرضیه اول
برای آزمون فرضیه اول(با افزایش میزان فرصت‌های سرمایه‌گذاری، ضریب واکنش سود افزایش می‌یابد) از مدل (1) به صورت زیر استفاده شد:
Rit = α0 + α 1Eit + α 2UEit+ α 3IOSit + α 4Eit×IOSit+α 5UEit ×IOSit +α 6β+ ∈b
که در آن:
Rit: بازده عادی سهم i در دوره‌ی t است که به صورت زیر محاسبه می‌شود:
R_(i,t)=((P_( i,t) – P_( i,t-1)+ D_( i,t ) ))/〖P 〗_(i,t-1)
لازم به ذکر است که در موارد مقتضی برای محاسبه بازده سهام شرکت‌ها، تعدیلات لازم در خصوص تأثیر افزایش سرمایه و منابع انجام این امر در نظر گرفته شده است.
این بازده‌ی عادی برای سه دوره سه‌ماهه‌ی قبل از پایان سال مالی شرکت تا سه ماه بعد از پایان سال مالی(جمعاً 4 دوره) محاسبه می‌شود تا از لحاظ شدن انتشار سود و جریان‌های نقد عملیاتی طی دوره‌ی مورد محاسبه اطمینان حاصل شود.
E: سود قبل از اقلام غیرمترقبه برای دوره مالی جاری، هم‌مقیاس شده از طریق ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (MVE) در ابتدای دوره؛ که در آن ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای دوره از طریق حاصل ضرب تعداد سهام عادی در قیمت هر سهم شرکت در پایان آخرین روز کاری سال گذشته به دست می‌آید.
UE سود غیر منتظره بر مبنای مدل گشت تصادفی است که با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (MVE) در ابتدای دوره هم‌مقیاس شده است. سود غیر منتظره برابر است با:
سود قبل از اقلام غیر مترقبه سال t-1 – سود قبل از اقلام غیر مترقبه سال t = UEit
IOS متغیر فرصت‌های سرمایه‌گذاری در طی دوره مالی است که از طریق نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام(MB سهم) محاسبه می‌شود. این نسبت، یکی از معیارهای فرصت‌های سرمایه‌گذاری، است که توسط محققانی همچون کولینز و کوتاری(1989)، بیدل و سئو(1991)، گاور و گاور(1993)، و هریکومار و‌هارتر(1995)، و جونز(1997؛ 2001) استفاده شده است. منطق پشتوانه‌ی نسبت بازار به دفتری این است که شرکتی که دارای فرصت‌های سرمایه‌گذاری بیشتر است، بازده مورد انتظار این سرمایه‌گذاری در ارزشگذاری سهام توسط بازار بازتاب داده می‌شود اما در ارزش‌های دفتری انعکاس نمی یابد. تفاوت بین ارزش بازار و ارزش دفتری سرمایه، تقریبی از ارزش فرصت‌های سرمایه‌گذاری پیش روی شرکت فراهم می‌سازد. البته باشد اشاره کرد که عواملی همچون عدم تقارن اطلاعاتی، تورم و شرایط اقتصادی نیز بر این نسبت اثرگذار است که قابل کنترل نیست. با این حال می توان گفت که این نسبت تقریبی از فرصت های سرمایه‌گذاری است.
β ضریب بتا؛ شاخص ریسک سیستماتیک؛ است که به عنوان متغیر کنترلی در نظر گرفته شده است(کومار و کریشنان 2008). ضریب بتا از طریق ضریب شیب رگرسیون مدل بازار برای بازده‌های روزانه سهم (Rit) و بازده روزانه بازار (Rmt) طی یک دوره یکساله، که شروع آن از چهارمین ماه دوره مالی مورد مطالعه است، برآورد می‌شود. در این تحقیق بتا از پایگاه داده‌های موجود، ره‌آورد نوین، استخراج شده است.
متغیرهای α 4 Eit×IOS و α 5UEit ×IOS نیز با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام هم مقیاس شده است. پس از محاسبه پارامترهای مدل (1)، معناداری ضرائبα 3 و α 4 وα 5 از طریق آزمون t و معنی‌داری همزمان متغیرهای α4 وα5 از طریق برازش رگرسیون کاهش‌یافته آزمون می‌شود. عبارت α1E + α4 E×IOS بیانگر ضریب واکنش سود (ERC) خواهد بود که با رتبه‌بندی داده‌ها بر حسب متغیر فرصت‌های سرمایه‌گذاری در دهک‌های مختلف، روند آن تعیین و معناداری تفاوت آن میان دهک‌های اول و آخر از طریق آزمون مقایسه میانگین(t-test) تعیین می‌شود.

3-4-2. آزمون فرضیه دوم
برای آزمون فرضیه دوم(با افزایش میزان فرصت‌های سرمایه‌گذاری، ضریب واکنش پایداری سود افزایش می‌یابد) از مدل (2) به صورت زیر استفاده شد:
Rit = b0 + b1 PERit + b2 IOSit + b3 PERit × IOSit + b4 IOS2 + b5 PERit ×IOS2+ b6β + ∈b

پایداری سود (PER): شاخص پایداری سود که به صورت صفر و یک تعریف می‌شود. در صورتیکه قدر مطلق ارزشΕΔ بزرگتر از رقم میانه باشد، برابر یک و در غیر اینصورت صفر می‌باشد(مطابق تحقیق کومار و کریشنان، 2008).
باقی متغیرها نیز همانند قبلی هستند.
پس از محاسبه پارامترهای مدل (2)، معناداری ضرائبb1 تا b5 از طریق آزمون t و معنی‌داری همزمان متغیرهای b3 وb5 از طریق برازش رگرسیون کاهش‌یافته آزمون می‌شود.
عبارت b1PERit + b3PERit × IOSit + b5PERit ×IOS2 بیانگر ضریب واکنش پایداری سود خواهد بود که با رتبه‌بندی داده‌ها بر حسب متغیر فرصت‌های سرمایه‌گذاری در دهک‌های مختلف، روند آن تعیین و معناداری تفاوت آن میان دهک‌های اول و آخر از طریق آزمون مقایسه میانگین(t-test) تعیین می‌شود.

3-4-3. آزمون فرضیه سوم
برای آزمون فرضیه سوم(با افزایش میزان فرصت‌های سرمایه‌گذاری، ضریب واکنش جریان‌های نقد عملیاتی افزایش می‌یابد) از مدل (3) به صورت زیر استفاده شد:
Rit = c0 + c1CFOit + c2UCFOit + c3IOSit + c4CFOit ×IOSit + c5UCFOit×IOSit +c6 β + ∈c

که در آن:
CFO جریان نقد عملیاتی است که با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام ابتدای دوره هم مقیاس شده است.
لازم به ذکر است جریان نقدی عملیاتی مورد استفاده در این تحقیق به دلیل مطالعه ویژگی‌های سود خالص (و نه ویژگی‌های سود عملیاتی)، براساس الزامات FASB 95 محاسبه شده است. با توجه به اینکه طبق استانداردهای حسابداری ایران، بخشی از اجزای جریان نقدی عملیاتی (طبق تعریف FASB 95) در طبقه “جریان‌های نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی” گزارش نمی‌گردد، جریان‌های نقدی عملیاتی به شرح زیر محاسبه شده است:

جریان نقدی مرتبط با مالیات بر درآمد
+
سود سهام پرداخت شده
+
جریان نقدی ناشی از بازده سرمایه‌گذاری‌ها و سود پرداختی بابت تأمین مالی
+
جریان نقدی ناشی از فعالیت‌های عملیاتی طبق صورت جریان وجوه نقد
=
جریان نقدی عملیاتی مورد نظر در این تحقیق

UCFO خالص جریان نقد عملیاتی غیر منتظره بر مبنای مدل گشت تصادفی(یعنی تغییر سالانه در جریان نقد عملیاتی) است که با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام هم مقیاس شده است.
تمام متغیرهای دیگر نیز با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام هم مقیاس شده است. مابقی متغیرها مانند قبل هستند.
در این مدل، معناداری ضرائبc2 تا c5 از طریق آزمون t و معنی‌داری همزمان متغیرهای c4 وc5 از طریق برازش رگرسیون کاهش‌یافته آزمون می‌شود. عبارتc1CFO + c4CFO × IOS بیانگر ضریب واکنش جریان نقد عملیات (CRC) خواهد بود که با رتبه‌بندی داده‌ها بر حسب متغیر فرصت‌های سرمایه‌گذاری در دهک‌های مختلف، روند آن تعیین و معناداری تفاوت آن میان دهک‌های اول و آخر از طریق آزمون مقایسه میانگین(t-test) تعیین می‌شود.

3-4-4. آزمون فرضیه چهارم
برای آزمون فرضیه چهارم از مدل (4) به صورت زیر استفاده شد:
Rit = γ0 + γ 1 CFOit + γ 2 ACCit + γ 3 IOS + γ 4 ACCit × IOS+ γ 5 β +∈γ
که در آن:
ACC اقلام تعهدی می باشد: تفاوت بین سود قبل از اقلام غیرمترقبه و جریان وجه نقد عملیاتی دوره جاری، هم مقیاس شده از طریق ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (MVE) در ابتدای دوره؛ که در آن ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای دوره از طریق حاصلضرب تعداد سهام عادی در قیمت هر سهم شرکت در پایان آخرین روز کاری سال گذشته به دست می‌آید.
در این مدل هم مشابه موارد قبلی، معناداری ضرائب γ3 و γ4 از طریق آزمون t آزمون می‌شود. عبارت γ2 ACCi + γ4 ACC × IOS بیانگر ضریب واکنش اقلام تعهدی(ARC) خواهد بود که با رتبه‌بندی داده‌ها بر حسب متغیر فرصت‌های سرمایه‌گذاری در دهک‌های مختلف، روند آن تعیین و معناداری تفاوت آن میان دهک‌های اول و آخر از طریق آزمون مقایسه میانگین(t-test) تعیین می‌شود.

3-5. قلمرو تحقيق
این تحقیق از نظر قلمرو موضوعی، جزء تحقیقات حسابداری ارتباط ارزشی؛ از نظر قلمرو زمانی، قلمر تحقیق از سال 1383 تا سال 1388 و از نظر قلمرو

پایان نامه
Previous Entries پایان نامه با کلید واژگان پایداری سود، عدم تقارن، عدم تقارن اطلاعات Next Entries پایان نامه با کلید واژگان بورس اوراق بهادار تهران، بورس اوراق بهادار، سطح معنادار