توسعۀ الگوهای پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون (1995) با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی

توسعۀ الگوهای پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون (1995) با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی

ولی خدادادی¹، سید علی واعظ²، محمدرضا امامی نائینی^3*

1- دانشیار گروه حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران.

vkhodadadi@scu.ac.ir

2- استادیار گروه حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران.

sa.vaez@scu.ac.ir

3- دانشجوی دکتری حسابداری دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز ایران.

mohremna@gmail.com

چکیده

سود حسابداری و فرض تداوم فعالیت از مبانی طراحی الگوهای پیش­بینی و ارزشیابی اولسون (1995) است. با توجه به توان تأثیرگذاری ریسک ورشکستگی بر این دو عامل، این پژوهش ضمن تعدیل این الگو­ها با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی، الگو­های اولیه و تعدیل­شده در دو دورۀ تخمین 5 ساله (1382-1387) و 10 ساله (1382-1392) را با استفاده از داده­های ترکیبی 110 شرکت­ پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران ارزیابی مقایسه‌ای کرده است. نتایج پژوهش نشان می­دهد لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی باعث بهبود قدرت الگوهای پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون در هر دو دورۀ تخمین 5 و 10 ساله می­شود؛ اما به­سبب رشد بی­رویّۀ قیمت­ها در سال­های 91 و 92 و شکل‌گیری حباب­های قیمتی، ارزش­هایی که هر دو الگوی اولیه و تعدیل­شده در دورۀ تخمین 10 ساله برآورد کرده‌اند به نحو معناداری پایین‌تر از ارزش­های واقعی بازار است.

واژه‌های کلیدی: عایدات غیرعادی، ارزشیابی، ریسک ورشکستگی، سود حسابداری، تداوم فعالیت

مقدمه

براساس ویژگی­های کیفی ارائه‌شده در چارچوب مفهومی استانداردهای حسابداری (بیانیۀ مفهومی شمارۀ 8 هیأت تدوین استانداردهای حسابداری مالی) به قابلیت پیش­بینی به­عنوان یکی از معیارهای مهم مربوط­بودن اطلاعات حسابداری توجه شد. بدیهی است قابلیت پیش­بینی عملکرد آیندۀ شرکت برمبنای اطلاعات حسابداری و استفاده از اطلاعات حاصل از این پیش­بینی­ها در تعیین ارزش شرکت، از نظر کاربران صورت­های مالی اهمیت زیادی دارد ]52[.

بر این اساس پژوهشگران فراوانی از جمله علی^[1] [3]، علی و پاپ^[2] [4]، بارث و دیگران^[3] [7]، کالن و مورل^[4] [11]، چوی و دیگران^[5] [16]، کالینز و دیگران^[6] [17]، دچو و دیگران^[7] [19]، فرانکل و لی^[8] [26]، اولسون^[9] [46]، فلتهام و اولسون^[10] [23]، فرانسیس و دیگران^[11] ]25[، مک کرایی و نیتسون^[12] ]41[ و لو و لیز^[13] ]40[ در سال­های گذشته نقش اطلاعات حسابداری را در فرایند تعیین ارزش شرکت بررسی کرده‌اند.

اولسون [46] با ارائۀ یک الگوی رگرسیون یک وقفه‌ای بیان کرد که عایدات غیرعادی (تفاوت سود خالص و سود مورد انتظار سهامداران) هر دوره را براساس عایدات غیرعادی دورۀ قبل می‌توان پیش‌بینی کرد. وی در گام دوم پژوهش خود اثبات کرد ارزش شرکت در هر زمان را  با استفاده از حاصل‌جمع ارزش دفتری شرکت در همان دوره و ارزش فعلی عایدات غیرعادی پیش‌بینی‌شدۀ دوره­های آینده می‌توان  محاسبه کرد. وی برای ساده‌سازی محاسبات و با استفاده از مفهوم حد مجموع تصاعدهای هندسی، الگوی ساده‌شده­ای برای محاسبۀ جمع عایدات غیرعادی تنزیل‌شدۀ دوره­های آینده ارائه کرد که در بخش سوم پژوهش به‌صورت مبسوط ارائه شده است. فلتهام و اولسون [23] سعی کردند با افزودن جزء محافظه‌کاری به الگوی اولسون آن را بهبود ببخشند. برخی پژوهشگران نیز کوشیده‌اند، ضمن اصلاح و تعدیل الگوهای اولسون [46] و فلتهام واولسون [23]، با توجه به شرایط اقتصادی کشور خود، صحت و دقت آن‌ها را در پیش­بینی سودهای غیرعادی و ارزش شرکت بیازمایند [11، 16، 19، 25، 28، 31، 40، 41، 43، 45، 47]. نتایج برخی  از این پژوهش­ها ازجمله میرز^[14][43]، دچو و همکاران [19] و فرانکل و لی [26] نشان می­دهد ارزش­هایی که این الگوها برآورد کرده‌اند، به‌طور عمده کمتر از ارزش­های واقعی شکل‌گرفته در بازار است.

اخیراً شواهدی نشان داده شده است که ارزش بازار شرکت‌های در معرض ورشکستگی، به‌اندازۀ زیادی کاهش می­یابد. ازاین‌رو علاوه بر مدیریت و کارکنان، تأمین‌کنندگان سرمایه، سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان، به‌شدت تحت تأثیر ورشکستگی هستند ]10[. این موضوع اهمیت و ضرورت بررسی تأثیر ریسک ورشکستگی را بر الگو­های ارزشیابی بروشنی بیان می­کند؛ بنابراین در پژوهش حاضر سعی شده است ضمن ارائۀ مبانی و دلایل نظری دال بر قابلیت توسعۀ الگو­های پیش­بینی و ارزشیابی اولسون با استفاده از ریسک ورشکستگی، نسخۀ توسعه‌یافته­ای از این الگو  طراحی و آزموده شود. این مهم با محاسبۀ ریسک ورشکستگی برای هر سال شرکت با استفاده از الگوی چاریتو و دیگران^[15] ]15[ و تقسیم‌بندی سال شرکت‌ها به دو درجۀ ریسک ورشکستگی بالا و پایین و درنهایت لحاظ‌کردن درجۀ ریسک ورشکستگی با استفاده از یک متغیر دامی دو ارزشی (صفر و یک) صورت گرفته است.

ریسک ورشکستگی احتمال ورشکستگی شرکت را در سال بعد بیان می­کند و مقدار آن بین صفر و یک متغیر است. در صورتی که ریسک ورشکستگی بزرگ‌تر از نیم باشد، احتمال ورشکستگی، بالا و در غیر این صورت احتمال ورشکستگی، پایین تلقی خواهد شد ]15[.

ضرورت انجام این پژوهش از دو بعد علمی و کاربردی قابل بحث است. در بعد علمی واردکردن عاملی برای لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی در الگوهای پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون باعث توسعۀ نظری آن‌ها در پیش‌بینی عایدات غیرعادی و ارزشیابی شرکت خواهد شد؛ بنابراین اقدام در این راستا ضروری به نظر می­رسد؛  به عبارت دیگر هرچند این بهبود در ارزیابی تجربی با توجه به شرایط حاکم بر پژوهش تأیید نشود، دلایل نظری کافی برای اثبات برتری الگوهای تعدیل‌شده با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی بر الگوهای­ سنتی وجود دارد.

از بعد کاربردی، با توجه به اهمیت مسألۀ ارزشیابی شرکت برای سرمایه‌گذاران (برای کمک به تصمیم­گیری‌های مربوط به خرید، نگهداشت و یا فروش سهام و ارزیابی عملکرد مدیریت)، مدیران (برای کمک به درک بهتر اثر تصمیم‌های اتّخاذشده بر ارزش شرکت) و پژوهشگران (برای ایجاد بستری مناسب‌تر برای پژوهش درخصوص میزان مربوط‌بودن اطلاعات حسابداری در تصمیم‌گیری­های کاربران صورت‌های مالی) ضروری است در راستای بهبود الگوهای موجود و ارائۀ الگوهای جدید تلاش شود.

با وجود موارد مذکور، بررسی­های انجام‌شده نشان‌دهندۀ وجود پژوهشی نیست که با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی، الگو­های پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون ]46[ را اصلاح کند؛ به­عبارت دیگر در این پژوهش برای نخستین بار الگو­های پیش­بینی و ارزشیابی اولسون با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی و آزمون تجربی الگوهای اصلاح‌شده و مقایسۀ آن­ها با الگوهای اصلی اصلاح نظری می­شود.

 در بخش دوم پژوهش، مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش‌های مرتبط و تدوین فرضیه­های پژوهش براساس این مبانی نظری بیان شده است. در بخش سوم، الگو و روش اجرای پژوهش و در بخش چهارم، نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش بیان شده است. بخش آخر پژوهش نیز به بحث و نتیجه­گیری دربارۀ نتایج حاصل از آزمون فرضیه­های پژوهش اختصاص یافته است.

مبانی نظری

اولسون با فرض وجود روابط خطی بین متغیرها و با استفاده از رابطۀ شمول تمامی درآمدها، در گام اول با فرض تداوم فعالیت، عایدات غیر­عادی را پیش‌بینی می‌کند و سپس با الگوی ارزشیابی خود، عایدات غیر­عادی پیش‌بینی‌شده و در نهایت برآورد ارزش شرکت را تنزیل می‌کند ]46[.

روابط مربوط به این الگو به‌صورت زیر است:

و

در این معادلات سود غیرعادی برای دورۀ t،  متغیر سایر اطلاعات (بجز اطلاعات مربوط به سودهای غیرعادی) که ممکن است بر رفتار سودهای غیر عادی اثرگذار باشد، ضریب ثبات یا ماندگاری سودهای غیرعادی که لازم است  باشد، ضریب ثبات یا ماندگاری سایر اطلاعات که لازم است  باشد و و : عوامل خطا یا پسماندها است.

اولسون پس از پیش‌بینی سودهای غیرعادی، آن‌ها را در الگوی ارزشیابی خود به‌شرح زیر به کار می‌برد:

که در آن

برخی از پژوهشگران ازجمله استوبر^[16]]54[، باومن^[17]]9[، کالن و مورل [11]، اوتا^[18]]47[ خدادادی و دیگران [32] و خدادادی و امامی [33] در الگوی خود، الگوی اولسون را با حذف متغیر سایر اطلاعات به کار گرفتند و به نتایج بهتری دست یافتند. در این پژوهش نیز همانند پژوهش‌های فوق از الگوی اولسون پس از حذف متغیر سایر اطلاعات استفاده شده است.

در صورت حذف متغیر سایر اطلاعات، روابط مربوط به الگوی اولسون را  به‌شکل زیر می‌توان بازنویسی کرد:

و

که

فلتهام و اولسون ]23[ با افزودن جزء محافظه‌کاری به الگوی اولسون، عملکرد الگو را بهبود دادند. آن‌ها برای این منظور و با استدلال نهفته‌بودن اثر سیاست‌های محافظه‌کارانه در ارزش‌های دفتری، متغیر ارزش دفتری را به الگو اضافه کردند و آن را توسعه دادند. میرز ]43[ چهار الگوی خطی اطلاعات را بررسی می­کند: الگوی خطی اولسون، الگوی خطی فلتهام و اولسون، الگوی خطی اثر محافظه­کاری و الگوی خطی که در آن تأثیر اطلاعات غیرحسابداری بررسی می­شود. نتایج پژوهش او نشان می­دهد الگو­های خطی اطلاعات که او بررسی کرده ­است، بخوبی جنبه­های ارزیابی­های بازار را پوشش نمی­دهد. او دلیل احتمالی این موضوع را وجود پارامترهای قابل مشاهدۀ بسیار کمی از سری­های زمانی می‌داند که بازار برای ارزیابی قیمت به کار می‌برد. اوتا ]47[ اعتبار الگوی خطی اطلاعات اولسون را در ژاپن بررسی کرد و کوشید با حذف سایر اطلاعات (Vt) از الگو، سبب بهبود عملکرد آن شود. کوجی اوتا معتقد است میرز ]43[، هند و لندزمن^[19]]29[ و بارث و همکاران ]7[ سعی کرده­اند با استفاده از سایر اطلاعات حسابداری، Vt را برآورد کنند، حال آنکه در پژوهش او سعی شده  است بر خود همبستگی عامل خطا با حذف Vt تمرکز شود. توماس پلنبرگ^[20]]49 [در یک پژوهش تجربی، رویکرد تنزیل جریان‌های نقدی آینده و سودهای غیرعادی را به‌صورت مقایسه­ای بررسی می‌کند. اگرچه از دیدگاه نظری، این دو رویکرد برابر در نظر گرفته­ شده‌اند؛ در این پژوهش، امکان برتری یکی از رویکردها نسبت به ­دیگری از دید استفاده­کنندگان از اطلاعات بررسی می­شود و هر دو رویکرد از جنبۀ­ جذابیت برای تحلیل مقایسه می‌شوند.کالن و دیگران^[21] ]12[ در یک پژوهش تجربی، الگوی فلتهام و اولسون را با پیروی از مفروضات لیو و اولسون^[22] ]39 [آزمودند. لیو و اولسون با جایگزینی متغیرهای مورد انتظار بازار به­ جای سایر اطلاعات در الگوی فلتهام و اولسون، الگوی دگرگون‌شدۀ جدیدی ارائه ­دادند. این متغیرهای مورد انتظار را از تحلیل­های سود و پیش­بینی­های رشد بلندمدت شرکت‌ها می‌توان به ­دست آورد.گینر و اینیگوئز^[23] ]28[ نیز با تفکیک شرکت‌های دارای عایدات غیرعادی منفی و مثبت به این نتیجه رسیدند که الگوهای مبتنی بر الگوی اولسون با انجام تعدیل‌هایی، در پیش‌بینی عایدات غیرعادی و ارزشیابی شرکت از الگوی فلتهام و اولسون موفق­تر است. عطاالله و دیگران ]6[ الگوی اولسون را با فرض غیرخطی‌بودن اطلاعات تعمیم دادند و به نتایج بهتری دست یافتند. آنان معتقدند وجود رابطه­های غیرخطی در ارزشیابی حقوق صاحبان سهام، بخصوص در شرکت­هایی که نسبت سود به ارزش دفتری پایینی دارند و یا در مواردی که ارزش دفتری بدون حذف آثار تورمی تقریباً کوچک است، می­تواند مهم و عمده باشد. آنان همچنین معتقدند احتمال اینکه الگو­های سادۀ خطی بتوانند پایۀ آزمون‌های معنادار آماری درخصوص تعیین ارزش حقوق صاحبان سهام را شکل دهند، بسیار ضعیف است.

از مهم‌ترین پژوهش­های داخلی انجام‌شده در رابطه با الگوی­ اولسون ]46[ به پژوهش‌های زیر می‌توان اشاره کرد:

خدادادی و دیگران ]32[ هفت الگوی خطی اطلاعات را با استفاده از داده­های سری­زمانی 15 سالۀ 21 شرکت پذیرفته­شده دربورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می­دهد الگوی خطی اطلاعات شمارۀ یک که همان الگوی ارائه‌شدۀ اولسون ]46[ است (با این تفاوت که متغیر سایر اطلاعات را در نظر نمی­گیرد) بهترین عملکرد را در پیش­بینی عایدات غیرعادی دارد. خدادادی و امامی ]33[ با حذف متغیر سایر اطلاعات از الگوهای اولسون و فلتهام و اولسون و با لحاظ‌کردن علامت عایدات غیرعادی، این الگو را با استفاده از داده­های ترکیبی سری زمانی- مقطعی 58 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. آنان نتیجه گرفتند الگوهایی که در آن‌ها علامت عایدات غیرعادی در نظر گرفته شده است، از الگوهای سنتی کاراتر هستند. نتایج پژوهش آنان همچنین نشان‌دهندۀ برتری الگوی فلتهام و اولسون نسبت به الگوی اولسون است. خدادادی و عرفانی ]34[ پویایی خطی اطلاعات اولسون و اثر سایر اطلاعات بر مجموعه سودهای غیرعادی را با استفاده از داده­های ترکیبی100 شرکت در دورۀ 1386-1376 با روش گشتاورهای تعمیم‌یافته مطالعه کردند. در این پژوهش تأثیر نوع صنعت، سهم بازار و فشردگی سرمایه به­عنوان سایر اطلاعات بر سودهای غیرعادی دورة آینده همراه با تداوم پایداری پویایی خطی اطلاعات اولسون آزموده شده است. نتایج پژوهش آنان، فرض پویایی خطی اطلاعات را تأیید می­کند و نشان می­دهد نوع صنعت و فشردگی سرمایه، پایداری سودهای غیرعادی را تحت تأثیر قرار می­دهد؛ بنابراین نوع صنعت و فشردگی سرمایه، محتوای اطلاعاتی دارد. طبق نتایج پژوهش، فرض تأثیر سهم بازار بر پایداری سودهای غیرعادی رد می­شود.کرمی و بیک ]30[ رابطۀ بین ساز و کارهای راهبری شرکتی را به‌عنوان متغیر سایر اطلاعات الگوی اولسون بر ارزش شرکت با استفاده از روش‌های حداقل مربعات معمولی و شبکۀ عصبی مصنوعی آزمودند. نتایج پژوهش آنان نشان داد 1) استفاده از ساز و کارهای راهبری شرکتی به­عنوان بخش سایر اطلاعات در الگوی اولسون باعث افزایش قدرت توضیح­دهندگی ارزشیابی ارزشیابی مذکور می­شود، 2) استفاده از شبکۀ عصبی مصنوعی برای تحلیل روابط بین متغیرها نسبت به روش حداقل مربعات معمولی، قدرت توضیح‌دهندگی و دقت الگو را بالا می‌برد. خدادادی و دیگران ]35[ با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته اثر نرخ ارز، نرخ تورم، نرخ بهره و رشد اقتصادی را به‌عنوان متغیر سایر اطلاعات در الگوی اولسون در بازۀ زمانی 1388-1376 بر سودهای غیرعادی دوره­های آینده آزمودند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد نرخ ارز، نرخ تورم و نرخ بهره، محتوای اطلاعاتی دارد و بر سودهای غیرعادی دوره­های آینده تأثیر گذار است، در حالی‌که رشد اقتصادی، محتوای اطلاعاتی ندارد.

اعتمادی و رحیمی ]22[ تأثیر چرخۀ عمر را بر عملکرد الگو­های پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون بررسی کردند. آن‌ها با لحاظ‌کردن چرخۀ عمر، توانستند عملکرد الگوی اولسون را بهبود دهند.

براساس مبانی نظری موجود، ریسک ورشکستگی به‌طور عمده از دو طریق بر الگوی اولسون اثرگذار است:

الف) تداوم فعالیت: اولسون ارزش شرکت در هر زمان را برابر حاصل‌جمع ارزش دفتری آن در همان زمان و ارزش فعلی کلیّۀ­ عایدات غیرعادی می­داند که شرکت در دوران فعالیت خود در آیندۀ نامحدود می‌تواند ­کسب کند ]46[. چنین روش ارزشیابی مستلزم تداوم فعالیت شرکت برای ایجاد امکان کسب عایدات غیرعادی است. از طرف دیگر در شرایط ورشکستگی، تداوم فعالیت شرکت میسر نیست و یا با ابهام جدی روبه‌رو است. به ­عبارتی شرکتی ورشکسته محسوب می­شود که ارزش نقدشوندگی آن در حال حاضر بیشتر از ارزش تداوم فعالیت آن باشد ]15[. طبق تعریف آلتمن^[24] [5] ورشکستگی زمانی اتفاق می­افتد که شرکت نمی‌تواند بدهی­های خود را بپردازد؛ بنابراین از تداوم فعالیت­های تجاریش باز می­ماند. باتلر و همکاران^[25] [8] نیز دریافت گزارش حسابرسی، تداوم‌نداشتن فعالیت را  نشانه­ای از خطر ورشکستگی ذکر می‌کنند. فاستر و دیگران^[26] ]24[، باتلر و دیگران [8]، یه و دیگران^[27] ]58[ و مو و دیگران^[28] ]42[ تأثیر متقابل بند حسابرسی  تداوم فعالیت و ریسک ورشکستگی را به‌صورت تجربی اثبات کردند. با توجه به موارد اشاره‌شده می­توان نتیجه گرفت ریسک ورشکستگی با تأثیر بر تداوم فعالیت، بر الگوی اولسون اثرگذار است.

ب- سود حسابداری: یکی از متغیرهای اصلی به کار رفته در الگوی اولسون، سود حسابداری است. این سود مبنای محاسبۀ عایدات غیرعادی قرار می­گیرد، به‌گونه‌ای که عایدات غیرعادی، برابر تفاوت سود خالص و سود مورد انتظار سهامداران تعریف می­شود ]46[. ریسک ورشکستگی از راه‌های متفاوتی،  بر سود حسابداری می‌تواند اثرگذار باشد. از یک­طرف به­صورت معمول، ورشکستگی با کاهش قدرت سودآوری همراه است. به­گونه‌ای که برخی ورشکستگی را به­معنی بیشتربودن هزینه­های یک شرکت از درآمدهای آن می­دانند. این تعریف اثر مستقیم ورشکستگی را بر سود حسابداری بروشنی ترسیم می­کند. نیوتون^[29] [44] نیز یکی از عوامل درون­سازمانی ورشکستگی را ناکارآمدی مدیریت می­داند و بیان می­کند ضعف در سودآوری از نشانه­های مدیریت ناکارآمد است. از طرف دیگر مدیران شرکت­های درمعرض ورشکستگی نیز انگیزه­هایی برای مدیریت سود (افزایشی و کاهشی) دارند. گارسیا لارا و دیگران^[30] [27] بیان می­کنند که مدیران شرکت­های ورشکسته برای پنهان­کردن عملکرد ضعیف خود، با  اقلام تعهدی و فعالیت­های واقعی، سود را مدیریت می‌کنند. نظریه­های اثباتی حسابداری پیش­بینی می­کنند در شرکت­های درمعرض خطر ورشکستگی، تخلف از مفاد قراردادهای بدهی با انتخاب روش­های حسابداری خاصی صورت می‌گیرد که به افزایش درآمد منجر شود. این امر برای پرهیز از برخورد با محدودیت­های این قراردادها انجام می­شود [57]. سوئینی^[31] [55] و دیفاند و جیمابالوو^[32] [20] نیز به شواهدی مؤید این فرضیه دست یافتند. این مطالعات، انگیزۀ‌ مدیران درمعرض خطر ورشکستگی را برای اعمال مدیریت سود افزایشی بخوبی نشان می­دهد. در طرف مقابل برخی از پژوهشگران معتقدند شرکت­های درمعرض ورشکستگی، به انعکاس مشکلات مالی خود برای ایجاد امکان مذاکره دربارۀ آن‌ها و یا دریافت امتیازهایی از نهادهای دولتی یا اتحادیه­های کارگری تمایل دارند؛ بنابراین ممکن است مدیریت سود کاهشی را اعمال کنند [18و 48 و 51]. کامچو- مینانو وکامپا ^[33] [13] با ذکر دو پیامد ورشکستگی شامل تصفیه و سازماندهی مجدد با بررسی ارتباط بین اطلاعات مالی و تصمیم‌های مرتبط با این دو پیامد در بین 2064 شرکت اسپانیایی دریافتند شرکت­هایی که تصمیم‌های مرتبط با تصفیه در مورد آن‌ها اتّخاذ شده است، سود بیشتری را نسبت به سایر شرکت­های ورشکسته که مقرر شده است سازماندهی مجدد شوند، دستکاری کردند. رازنر^[34] ]50[ دستکاری سود را بر 293 شرکت امریکایی ورشکسته بررسی کرد و دریافت شرکت‌ها در سال‌های قبل از ورشکستگی، سود را به سمت بالا دستکاری می­کنند. به­علاوه وی نشان داد شرکت‌هایی که در سال قبل از ورشکستگی، دربارۀ تداوم فعالیت، نظر منفی دریافت نکرده­اند، رفتاری داشته­اند که به­کاهش سود منجر شده است. چاریتو و دیگران ]14[ بر تحلیل نقشی تمرکز می‌کنند که حسابرسان و سایر هیأت‌های نظارتی، در محدودکردن دستکاری سود، در سال قبل از ورشکستگی دارند.  آن‌ها با بررسی رفتار مدیریت سود مدیران در بین 455 شرکت بحران­زدة مالی انگلیسی دریافتند شرکت‌هایی که حسابرس، صورت‌های مالی آن‌ها را چهار یا پنج سال قبل ورشکستگی قبول می‌کند، سود را در سال‌های بعد به‌شکل افزایشی مدیریت می­کنند و در صورتی­که در سال قبل از ورشکستگی، اظهار نظر حسابرس دربارة آن‌ها مشروط باشد، درسال‌های بعد سود را محافظه‌کارانه­تر مدیریت خواهندکرد. لیچ و نیوسام^[35] ]36[ با بررسی رفتار مدیریت سود در شرکت‌های ورشکسته دریافتند مدیران این شرکت‌ها در سال‌های قبل از ورشکستگی، با انگیزة مطلوب نشان­دادن صورت­های مالی خود، سود را مدیریت می‌کنند و با نزدیک‌شدن زمان ورشکستگی، رفتار مدیریت سود معکوس می­شود. لی و همکاران^[36] ]37[ با بررسی شرکت‌های چینی، در سال‌های 2003 تا 2007 دریافتند شرکت‌های ورشکسته، مدیریت سود فرصت­طلبانه را ترجیح می­دهند. درمقابل شرکت‌هایی که دچار بحران مالی نیستند، مدیریت سود کارا را انتخاب می­کنند. اعتمادی و همکاران ]21[ حجم اقلام تعهدی اختیاری را در یک ­دورة پنج‌سالۀ قبل ورشکستگی بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد شرکت‌ها در دورة بحران مالی، درگیر مدیریت سود می­شوند و رویّه­های مدیریت سود در سه سال قبل ورشکستگی آشکار است. آن‌ها نیز دریافتند اقلام تعهدی اختیاری در سال قبل ورشکستگی به بالاترین سطح خود می­رسد و به‌طورکلی شرکت‌های ورشکسته، مدیریت سود کاهشی را در پیش می­گیرند. بذرافشان و عارف‌منش ]10[ با بررسی 41 شرکت ورشکسته و 41 شرکت غیرورشکسته در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های 1380 تا 1391 دریافتند شرکت‌های ورشکسته در سال قبل از ورشکستگی، خواه با دستکاری اقلام تعهدی و خواه با فعالیت‌های واقعی، سود را مدیریت می‌کنند. با توجه به توان اثرگذاری ریسک ورشکستگی بر الگوی اولسون براساس مبانی نظری گفته‌شده، در این پژوهش سعی شده است امکان بهبود الگوی اولسون در اثر لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی، الگوسازی و ارزیابی تجربی شود. برای محاسبۀ احتمال ورشکستگی از الگوی چاریتو و دیگران [15] استفاده شده است. علت استفاده از این الگو، قابلیت پیش­بینی بالای آن با وجود سادگی الگو در مقایسه با الگوهای پیچیده­تر همچون شبکه‌های عصبی است [27]. چاریتو و دیگران [15] در مطالعه­ای که هدف اصلی انجام آن را بررسی محتوای اطلاعاتی وجوه نقد عملیاتی در پیش­بینی درماندگی مالی برای توسعۀ ­الگو­های اتکاکردنی برای پیش­بینی ورشکستگی در بریتانیا بیان می­کنند، چهار الگوی پیش­بینی سود را بررسی می‌کنند. این الگوها عبارتند از: الگوی لوجیت سه متغیرۀ معمولی، الگوی شبکۀ عصبی، الگوی آلتمن و الگوی لوجیت سه متغیره با روش جکنایف. آنان در مطالعۀ خود از نمونه­ای مرکب از 51 شرکت ورشکسته و 51 شرکت غیرورشکسته در فاصلۀ سال­های 1988 تا 1997 استفاده کردند و قدرت پیش­بینی هر الگو را از یک تا سه سال قبل از وقوع ورشکستگی بررسی کردند. نتایج پژوهش مبیّن برتری الگوهای شبکۀ عصبی و لوجیت سه متغیرۀ معمولی به سایر الگوها بود. آنان بیان می­کنند دقت پیش‌بینی نهایی الگوی لوجیت سه متغیره برای تشخیص ورشکستگی به­ترتیب برای یک و دو و سه سال قبل از ورشکستگی معادل 81 و 74 و 73 درصد است. براساس الگوی لوجیت که آنان ارائه دادند، احتمال ورشکستگی شرکت به‌صورت زیر تعیین می­شود:

و

که در آن  احتمال ورشکستگی برای شرکت j در پایان سال t، TL مجموع بدهی­ها، TA مجموع دارایی‌ها، EBIT سود قبل از بهره و مالیات،CFO  جریان‌های نقد عملیاتی و z متغیر دو ارزشی است که ارزش آن در این پژوهش برای شرکت‌های مشمول مادۀ 141 اصلاحیۀ قانون تجارت، معادل 1 و برای سایر شرکت‌ها معادل صفر فرض شده است. مادۀ 141 اصلاحیۀ قانون تجارت بیان می­کند: "اگر بر اثر زیان‌های واردشده نصف سرمایۀ شرکت از میان برود، هیأت مدیره مکلف است بلافاصله مجمع عمومی فوق‌العادۀ صاحبان سهام را تشکیل دهد تا موضوع انحلال یا بقای شرکت، مورد شور و رأی واقع شود". براساس نتایج به­دست‌آمده از الگوی چاریتو و دیگران، کلیّۀ شرکت- سال­های دارای احتمال ورشکستگی بزرگ‌تر از 5/0 به‌عنوان موارد با ریسک ورشکستگی بالا و کلیّۀ شرکت- سال­های دارای احتمال ورشکستگی کوچک‌تر از 5/0 به‌عنوان موارد با ریسک ورشکستگی پایین در نظر گرفته شده­اند [15].

با توجه به مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش می­توان گفت ریسک ورشکستگی با اثرگذاری بر سود حسابداری (کاهش قدرت سودآوری و ایجاد انگیزه برای اعمال مدیریت سود افزایشی یا کاهشی) بر الگوی ­اولسون اثرگذار است. بدین‌ترتیب دو فرضیۀ اصلی پژوهش به‌شرح زیر تدوین می­شود:

فرضیۀ ­اول: تعدیل الگوی اولسون با ریسک ورشکستگی، باعث افزایش قدرت الگو در پیش­بینی عایدات غیرعادی می­شود.

فرضیۀ دوم: تعدیل الگوی اولسون با ریسک ورشکستگی، باعث افزایش قدرت ارزشیابی الگو می‌شود.

روش پژوهش

درگام اول عایدات غیرعادی محاسبه شده است. عایدات غیرعادی عبارتند از سود خالص شرکت پس از کسر حاصل‌ضرب نرخ بازده حقوق صاحبان سهام در ارزش دفتری دورۀ­ گذشته [23].

به عبارت دیگر:

که در آن  سود غیرعادی دورۀ t،  سود خالص دورۀt، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و   ارزش دفتری دورۀt-1 است.

برای محاسبۀ نرخ بازده حقوق صاحبان سهام از الگوی قیمت­گذاری دارایی­های سرمایه­ای بهره­ گرفته شده است [28].

معادلۀ الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه­ای، ارتباط بین هزینۀ سرمایه و بازده­های بازار را نشان می‌دهد و به‌شکل زیر بیان می­شود ]53 و 38[.

که در آن E نشان‌دهندۀ عمل پیش­بینی، Ri بازده شرکتi ام، Rm بازده بازار، Rf نرخ بازده دارایی‌های بدون ریسک- در این پژوهش نرخ اوراق مشارکت دولتی و  معیار ریسک نظام‌مند شرکتi ام است.

در گام دوم احتمال ورشکستگی محاسبه شده است. همان‌طور که در بخش دوم به‌تفصیل بیان شد در این پژوهش برای محاسبۀ احتمال ورشکستگی از الگوی چاریتو و دیگران ]15[ استفاده شده است.

درگام سوم پایایی متغیرهای پژوهش بررسی شده است. در داده­های سری­زمانی و ترکیبی شرط لازم برای آزمون داده­ها، پایایی^[37] متغیرهای پژوهش است. اگر توزیع مقادیر یک‌سری با گذشت زمان ثابت باقی بماند، گفته می­شود آن سری قطعاً پایا است. اگر متغیرهای سری زمانی مورد استفاده در برآورد ضرایب الگو پایا نباشند، در عین حال که ممکن است هیچ رابطۀ مفهومی بین متغیرهای الگو وجود نداشته باشد، ضریب تعیین به‌دست‌آمدۀ الگو می­تواند بسیار بالا باشد. وجود متغیرهای ناپایا در الگو سبب می­شود آزمون‌های t و F معمول نیز از اعتبار لازم برخوردار نباشد ]2[؛ بنابراین در این مرحله برای اطمینان از اعتبار نتایج پژوهش، پایایی متغیرهای پژوهش با استفاده از آزمون لوین، لین و چو بررسی شده است.

برای آزمون هریک از فرضیه­های پژوهش مراحل زیر گذرانده شده است.

الف- اطلاعات جمع­آوری‌شده در الگوی پیش­بینی عایدات غیرعادی اولسون وارد شد و این الگو اجرا شده است. طبق این الگو، عایدات غیرعادی به روش زیر پیش­بینی شده است:

در این الگو  عایدات غیرعادی شرکت در زمان t است.

ب- پس از تعدیل الگوی پیش­بینی عایدات غیرعادی اولسون (به­شکل زیر) با درنظرگرفتن ریسک ورشکستگی، اطلاعات جمع­آوری‌شده وارد الگو شده و الگو اجرا شده است.

در این الگو  یک متغیر مجازی با ارزش­های صفر و یک است که در صورت بالابودن ریسک ورشکستگی، مقدار یک و در صورت پایین‌بودن آن، مقدار صفر گرفته است. این الگو از الگوی گینر و اینیگوئز [28] اقتباس شده است. الگوی آنان نسخۀ تعدیل‌شده­ای از الگوی اولسون است که در آن یک متغیر دامی دو ارزشی برای لحاظ‌کردن علامت عایدات غیرعادی و تفکیک شرکت‌های دارای عایدات غیرعادی مثبت و منفی استفاده شده است.

پ- مقایسۀ دو الگوی اولیه و تعدیل‌شده با استفاده از معیارهای ضریب همبستگی، آکائیک، شوارتز بیزین و مجموع مربعات خطا برای تعیین الگوی برتر ]28[.

ت- اطلاعات جمع­آوری‌شده در الگوی ارزشیابی اولسون وارد و این الگو اجرا شده است. طبق این الگو ارزش شرکت به روش زیر محاسبه می­شود:

که

در این الگو، r نرخ تنزیل عایدات غیرعادی شرکت است که معادل نرخ بازده حقوق صاحبان سهام فرض می­شود.

ث- پس از تعدیل الگوی ارزشیابی اولسون (به‌شکل زیر) با درنظرگرفتن ریسک ورشکستگی، اطلاعات جمع‌آوری‌شده وارد الگو شده و الگو اجرا شده است.

که

در این الگو  یک متغیر مجازی با ارزش­های صفر و یک است که در صورت بالابودن ریسک ورشکستگی، مقدار یک و در صورت پایین‌بودن آن، مقدار صفر گرفته است.

چ- برابر بودن میانگین ارزش­های برآوردی هر یک از الگو­های فوق با قیمت­های واقعی بازار(P) با استفاده از آزمون T ارزیابی شده است] 15[.

ح- میانۀ ارزش­های برآوردی با قیمت‌های واقعی بازار(P) با استفاده از رتبه­های علامت­دار ویلکاکسون مقایسه شده و اختصاص (V , V+) به آن تخصیص پیدا می‌کند ]28[.

خ- میانگین قدر مطلق خطاهای پیش‌بینی دو الگوی اولیه و تعدیل‌شده، ارزشیابی شرکت برای تعیین الگوی ارزشیابی برتر مقایسه شده است ]28[.

جامعۀ آماری اولیه در این پژوهش، کلیّۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. جامعۀ اولیه با درنظرگرفتن ویژگی­هایی تعدیل شده است. جدول شمارۀ 1 نشان‌دهندۀ چگونگی تعدیل جامعۀ اولیه و دستیابی به جامعۀ تعدیل‌شده است. در این پژوهش کلیّۀ اعضای جامعۀ تعدیل‌شده بررسی شده‌اند.

جدول (1) چگونگی دستیابی به جامعۀ تعدیل‌شده

بررسی­های اولیۀ انجام‌شده نوسان‌های زیاد بورس اوراق بهادار تهران را در دوره­های بلندمدت نشان داده است که این امر می­تواند بر نتایج پژوهش اثرگذار باشد. بررسی مقایسه­ای نتایج پژوهش در دوره­های کوتاه‌مدت 5 ساله و بلندمدت 10 ساله  در کنترل اثر احتمالی نوسان‌های بلندمدت بورس اوراق بهادار تهران بر نتایج پژوهش می‌تواند مؤثر باشد. گفتنی است به­سبب نوسان‌های شدید بازار در چند سال پایانی دورۀ تخمین و بخصوص سال‌های 1391 و 1392 استفاده از داده­های سال‌های اخیر برای دورۀ کوتاه‌مدت (به­عنوان مثال سال‌های 1387-1392) منطقی به­ نظر نمی­رسد؛ بنابراین در این پژوهش آزمون فرضیه­ها، با استفاده از داده­های ترکیبی جامعۀ تعدیل‌شده در دو دورۀ تخمین 5 ساله (1382-1387) و 10 ساله (1382-1392)  و با استفاده از نرم‌افزارهای Eviews  وSPSS  انجام شده است.نتایج حاصل از آزمون چاریتو در جدول شمارۀ 2 ارائه شده است.

یافته‌ها

جدول (2) نتایج حاصل از آزمون الگوی چاریتو

در این آزمون متغیرهای جمع بدهی به جمع دارایی­ها و سود قبل از بهره و مالیات به جمع بدهی­ها در سطح 1% معنادار و علامت ضرایب آن‌ها نیز مطابق الگویی است که چاریتو ارائه کرده است؛ اما متغیر جریان وجوه نقد عملیاتی به جمع بدهی­ها معنادار نیست. درمجموع ضریب همبستگی مک فادن معادل 69 درصد و احتمال کلی الگوی لاجیت به­کارگرفته‌شده، معادل 000/0 نشان‌دهندۀ مناسب‌بودن این الگو برای پیش­بینی ورشکستگی است. بعد از استخراج احتمالات مربوط به هر شرکت- سال از این الگو، احتمال بزرگ‌تر از 5/0 به‌عنوان ریسک ورشکستگی بالا و موارد کوچک‌تر از 5/0 به‌عنوان ریسک ورشکستگی پایین در نظر گرفته شده­اند.

همان­طور که جدول 3 نشان می­دهد پایایی متغیر عایدات غیرعادی در سطح معنادارای 99 درصد تأیید شده است.

جدول (3) نتایج آزمون پایایی عایدات غیرعادی با استفاده از آزمون لوین، لین و چو

نتایج حاصل از برازش دو الگوی رگرسیون اولیه و تعدیل­شده برای آزمون فرضیه اول پژوهش در دو دورۀ تخمین 5 و 10 ساله به شرح جدول 4 است. همچنین برای مقایسۀ بهتر دو الگوی اولیه و تعدیل‌شده در پیش‌بینی عایدات غیرعادی از معیارهای آکائیک، شوارز و مجموع مربعات خطا استفاده شده است. نتایج این مقایسه در جدول 5 نشان داده شده است.

جدول (4) نتایج برازش الگوهای رگرسیون اولیه و تعدیل‌شده

*: معنادار در سطح 1%

جدول (5) نتایج مقایسۀ دو الگوی رگرسیون اولیه و تعدیل‌شده

نتایج حاصل از آزمون رگرسیون حاکی از برتری الگوی تعدیل‌شده نسبت به الگوی اولیه از نظر شاخص AR² در هر دو دورۀ تخمین است. معناداربودن متغیر XADT دورۀ قبل در هر دو دورۀ تخمین در سطح معنادارای 1 درصد نشان‌دهندۀ معناداربودن تعدیل انجام شده است. همان‌طور که در جدول 5 مشخص است از نظر معیار آکائیک و شوارز درهر دو دورۀ تخمین 5 ساله و 10 ساله، الگوی تعدیل‌شده برتر از الگوی اولیه به­ نظر می­رسد، هرچند تفاوت این دو معیار در دورۀ تخمین 10 ساله در خور توجه‌ نیست. از نظر معیار مجموع مربعات خطا نیز در دورۀ تخمین 5 ساله، الگوی اولیه، مجموع مربعات خطای پایین­تری نسبت به الگوی تعدیل‌شده دارد؛ ولی در دورۀ 10 ساله مجموع مربعات خطای الگوی تعدیل‌شده از الگوی اولیه کمتر است که نشان‌دهندۀ برتری نسبی الگوی تعدیل‌شده نسبت به الگوی اولیه در این دورۀ تخمین است. می­توان اذعان کرد درمجموع، شواهد حاکی از برتری الگوی تعدیل‌شده نسبت به الگوی اولیه در پیش­بینی عایدات غیرعادی است؛ بنابراین  فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‌شود.

نتایج حاصل از بررسی قدرت ارزشیابی دو الگوی ارزشیابی اولیه و تعدیل‌شده در جدول­های6 و 7 ارائه شده است.

جدول (6) نتیجۀ آزمون بررسی برابربودن میانگین‌ها و میانه­های ارزش‌های واقعی و برآوردی

جدول (7) بررسی مقایسه‌ای قدرت ارزشیابی دو الگوی مورد بررسی

جدول6 نتایج آزمون برابری میانگین و میانه ارزش‌های برآوردی و واقعی را برای هر یک از الگوهای مورد بررسی در دو دورۀ تخمین 5 و 10 ساله نشان می­دهد. مطابق نتایج به­دست‌آمده در دورۀ تخمین 5 ساله ارزش­های برآوردشدۀ هر دو الگوی اولیه و تعدیل­شده، تقریب مناسبی از ارزش­های واقعی است. نتایج مندرج در این جدول همچنین نشان می­دهد تعدیل الگوی ارزشیابی با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی باعث بهبود قدرت ارزشیابی الگو در دورۀ تخمین 5 ساله شده است. از نظر آزمون برابری میانگین­ها، معناداری در این دوره از 217/0 در الگوی اولیه به 364/0 در الگوی تعدیل­شده رسیده است که این خود نشان‌دهندۀ بهبود قدرت ارزشیابی دو الگو است. برابربودن میانه­های ارزش­های برآوردی و واقعی در سطح 5 درصد در الگوی اولیه رد و در الگوی تعدیل­شده تأیید می­شود که این نیز شاهدی بر بالاتر بودن قدرت ارزشیابی الگوی تعدیل­شده نسبت به الگوی واقعی است. در دورۀ تخمین 10 ساله به­دلیل افزایش ناگهانی ارزش سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال­های 1391 و بخصوص 1392 (که شاهد آن افزایش شاخص کل از 281ر26 در ابتدای سال 1391 به 603ر38 در ابتدای سال 1392 و  015ر79 در انتهای این سال است) هرچند باز هم ارزش­هایی که الگوی تعدیل­شده برآورد کرده است، خطای کمتری دارد؛ در 92 درصد مشاهدات، ارزش­هایی که هر دو الگو برآورد کرده‌اند به ‌صورت معناداری، پایین­تر از ارزش­های واقعی بازار است که این خود می­تواند شاهدی بر شکل­گیری حباب‌های قیمتی در خلال این سال­ها در بورس اوراق بهادار تهران باشد.

برای مقایسۀ قدرت ارزشیابی دو الگو، میانگین قدر مطلق خطاهای ارزشیابی دوالگو بررسی شده است. همان‌طور که در جدول 7 دیده می‌شود، الگوی تعدیل­شده، خطای ارزشیابی کمتری نسبت به الگوی اولیه در هر دو دورۀ تخمین دارد. این امر تأییدکنندۀ فرضیۀ دوم پژوهش است.

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

نتایج این پژوهش نشان می­دهد در هر دو دورۀ تخمین کوتاه‌مدت 5 ساله و بلندمدت 10 ساله، الگوی تعدیل‌شدۀ اولسون با لحاظ‌کردن ریسک ورشکستگی نسبت به الگوی اولیه، عملکرد بهتری در پیش­بینی عایدات غیرعادی و ارزشیابی شرکت دارد.

این نتایج تأییدی بر مبانی نظری ارائه‌شده در بخش دوم پژوهش است و بهبود کارایی الگو­های پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون را به‌صورت تجربی اثبات می­کند.

هرچند جستجوهای انجام‌شده در پیشینۀ پژوهش­های موجود نشاندهندۀ پژوهشی نبوده است که تأثیر ریسک ورشکستگی را بر عملکرد الگو­های اولسون ]46[ بررسی کند؛ وجود زمینه­های بهبود و توسعۀ الگوهای اولسون و اثبات تجربی این موضوع را پیش از این پژوهشگرانی ازجمله اوتا ]47[، فرانسیس و دیگران ]25[، مک کرایی و نیتسون ]41[، لو و لیز ]40[، چوی و دیگران ]16[ ،کالن و مورل ]11[، گینر و اینیگوئز ]28[، خدادادی و امامی ]33[، خدادادی و عرفانی ]34[ و خدادادی و دیگران ]35[ بررسی و اثبات کرده‌اند. نتایج این پژوهش از نظر توان بهبود الگو­های پیش‌بینی و ارزشیابی اولسون با پژوهش­های ذکرشده منطبق است. توجه به این نکته حائز اهمیت است که هرچند در دورۀ تخمین 10 ساله، عملکرد الگوی ارزشیابی تعدیل‌شده تقریباً بهتر از الگوی اولیه است؛ به‌سبب افزایش ناگهانی ارزش سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران سال­های 1391 و 1392 هیچ­یک از این دو الگو نتوانسته­اند ارزش­هایی را برآورد کنند که تقریب مناسبی از ارزش­های واقعی باشد. به­گونه‌ای که در 92 درصد موارد ارزش­هایی که این الگوها برآورد کرده‌اند کمتر از ارزش­های واقعی بازار است. این موضوع می‌تواند نشانه‌ای بر شکل­گیری حباب­های قیمتی در خلال سال‌های 1391 و 1392 در بورس اوراق بهادار تهران باشد که اثبات آن نیازمند پژوهش‌هایی مستقل است.

بالاتربودن تعداد مشاهداتی که در آن ارزش­های برآوردی کمتر از ارزش­های واقعی است، مشابه نتایج بیشتر پژوهش­های داخلی و خارجی (از جمله میرز [43]، دچو وهمکاران [19]، فرانکل و لی [26] و خدادادی و امامی [33]) است.

نتایج حاصل از این پژوهش،  مبنای بهتری برای تعیین ارزش ذاتی سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و مقایسۀ ارزش­های ذاتی با ارزش­های واقعی برای پیش­بینی جهت حرکت ارزش سهام این شرکت­ها در راستای نیل از ارزش واقعی به ارزش ذاتی در آینده می‌تواند به ­دست دهد.

براساس نتایج حاصل از پژوهش به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می­شود در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری خود و در هنگام تعیین ارزش ذاتی سهام به مسألۀ ریسک ورشکستگی به‌صورت جدی توجه کنند. این مسأله هنگامی اهمیت بیشتری می­یابد که بدانیم براساس بررسی­های انجام‌شده بر رفتار سرمایه‌گذاران در بورس اوراق بهادار تهران در بسیاری از مواقع رفتار سرمایه‌گذاران به‌صورت منطقی و بر پایۀ فرایند دقیق و تحلیلی صورت گرفته است ]56[.

همچنین به مدیران شرکت‌ها توصیه می­شود با توجه به اهمیت مسألۀ ریسک ورشکستگی در نگاه سهامداران، در تصمیم‌های خود به معیارها و شاخص­های تأثیرگذار بر ریسک ورشکستگی به‌صورت جدی توجه کنند. به سازمان بورس و اوراق بهادار تهران نیز پیشنهاد می‌شود از الگوی ارائه‌شده در پژوهش به‌عنوان یکی از روش‌های تعیین ارزش ذاتی سهام در هنگام تصمیم‌گیری درخصوص وضع مقررات محدودکننده (نظیر حجم مبنا و بازه مجاز تغییرات قیمت) استفاده کند­ تا این‌گونه از تبعات شکل‌گیری حباب­های قیمتی در بازار بتوان جلوگیری کرد.

به پژوهشگران پیشنهاد می‌شود برای پژوهش­های آینده از سایر الگو­های تعیین ریسک ورشکستگی استفاده کنند و تأثیر ریسک ورشکستگی بر عملکرد سایر الگو­های موجود را برای ارزشیابی سهام بررسی کرده و نتایج حاصل را با نتایج پژوهش حاضر مقایسه کنند.

در ذکر محدویت­های اصلی پژوهش حاضر باید گفت به‌دلیل اینکه اطلاعات لازم برای تمام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی انجام پژوهش فراهم نبود و از سوی دیگر با توجه به تعداد نسبتاً کم شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در مقایسه با سایر کشورها، حجم جامعۀ تعدیل‌شده صرفاً شامل 110 شرکت بوده است که این موضوع می­تواند بر کسب نتایج لازم و همچنین روایی خارجی پژوهش اثرگذار باشد. همچنین در پژوهش حاضر به‌دلیل محدودیت در کسب اطلاعات، صرفاً از اطلاعات ده ساله استفاده شده ­است و امکان به‌کارگیری بازه زمانی طولانی‌تری میسر نشد. علاوه بر موارد فوق و از آنجایی که طرح پژوهش حاضر به‌صورت نیمه‌تجربی است، مانند سایر پژوهش‌های نیمه‌تجربی، ناتوانی در کنترل کامل متغیرهای ناخواسته ازمحدودیت‌های عمدۀ پژوهش به شمار می‌رود. این موضوع با توجه به تأثیر شدید سیاست­های داخلی و خارجی کشور و نیز عوامل اقتصادی بر بورس اوراق بهادار تهران می­تواند با اهمیت باشد.

منابع

[1] Adsera, X., & Vinolas, P. (2003). FEVA: A financial and economic approach to valuation. Financial Analyst Journal. 59(2): 59-73.

[2] Aflatooni, A., & Nikbakht, L. (2010). The use of econometrics in accounting. financial management and economic science. Tehran: terme: 182.

[3] Ali, A. (1994). The incremental information content of earnings, funds flow and cash flow. Journal of Accounting Research. 32: 61-74.

[4] Ali, A., & Pope, P. E. (1995). The incremental information content of earnings, funds flow and cash flow: The UK Evidence. Journal of Business Finance and Accounting. 22 (1): 121-126.

[5] Altman, E.I. (1968). Financial ratios, disarmament analysis and the prediction of corporate Bankruptcy. The Journal of Finance.23: 589-609.

[6] Ataullah, A., Rhys, H., & Tippett,M. (2009). Non-linear equity valuation. Accounting and Business Research. 39(1): 57-73.

[7] Barth, E., & others. (1999). Accruals, cash flows, and equity values, University of North Carolina: Chapel Hill.

[8] Butler, M., Leone, A. J., & Willenborg, M. (2004). An empirical analysis of auditor reporting and its association with abnormal accruals. Journal of Accounting and Economics. 37(2): 139–165.

[9] Bauman, M. P. (1999). An empirical investigation of conservatismin book value measurement. Managerial Finance. 25(12): 42-54.

[10]           Bazrafshan, a., & Arefmanesh, Z. (2014). Earnings behavior in bankrupt firms: the role of auditor. Asset Management and Financing. 2(4): 1-14.

[11]           Callen, J. L., & Morel, M. (2001). Linear accounting valuationwhen abnonnal earnings are AR (2). Review of Quantitative Finance and Accounting. 16: 191-203.

[12]           Callen J.L., Livnat, J.,& Segal,D. (2002). Accounting restatements: are they always bad news?. Working paper. University of Toronto.

[13]           Camcho-Minano, M.D.,& Campa, P. (2014). Integrity of financial information as a determinant of the outcome of a bankruptcy procedure. International Review of Law and Economics. 37: 76-85.

[14]           Charitou, A., Lambertides, N.,& Trigeorgis, L. (2007). Earnings behavior of financially distressed firms: the role of institutional ownership. Abacus. 43(3): 271–296.

[15]           Charitou, A., Neophytou, E.,& Charalambous, C. (2004). Predicting corporate failure: empirical evidence for the UK. European Accounting Review. 13(3): 465–497.

[16]           Choi, Y., O'Hanlon, J.,& Pope, P. F. (2001). Linear information models in residual income-based valuation: a development of the Dechow, Hutton and Sloan empirical approach. Working paper. Lancaster University.

[17]           Collins, D., Maydew, E., & Weiss, L. (1997). Changes in the value-relevance of earnings and book values over the Past forty years. Journal of Accounting and Economics. 9: 111-138.

[18]           DeAngelo, H., DeAngelo L. & Skinner, D. J. (1994). Accounting choice in troubled companies. Journal of Accounting and Economics. 17 (1–2): 113–143.

[19]           Dechow, P., Hutton, M., & Sloan, R. G. (1999). An empirical assessment of the residual income valuation model. Journal of Accounting and Economics. 26: 1-34.

[20]           DeFond, M. L.,& Jiambalvo, J. (1994). Debt covenant violation and manipulation of accruals. Journal of Accounting and Economics. 17(1–2): 145–176.

[21]           Etemadi, H., Dastgir, M., Momeni, M.,& Farajzadeh Dehkordi, H. (2012). Discretionary accruals behavior of Iranian distressed firms. Middle Eastern Finance and Economics. 16: 44–53.

[22]           Etemadi, H., & Rahimi, F. (2015). Firm’s life cycle and ohlson valuation model: evidence from iran.  Asian Economic and Financial Review. 5(4): 641-652.

[23]           Feltham, G. A.,& Ohlson, J. A. (1995). Valuation and clean surplus accounting for operating and financial activities. Contemporary Accounting Research. 11 (2): 689-731.

[24]           Foster, B.P., Ward, T.J.,& Woodroof, J. (1998). An analysis of the usefulness of debt defaults and going concern opinions in bankruptcy risk assessment. Journal of accounting, Auditing and Finance. 13 (3): 351-371.

[25]           Francis, J., Ohlson, P.,& Oswald, D. (2000). Comparing the accuracy and explainability of dividend, free cash flow, and abnormal earnings equity value estimates. Journal of Accounting Research. 38: 45–70.

[26]           Frankel, R.,& Lee, C. M. C. (1998). Accounting valuation, market expectation, and cross-sectional returns. Journal of Accounting and Economics. 25: 283-319.

[27]           Garcia Lara, J.M. B., Garcia, O.,& Neophytou, E. (2009). Earning quality in ex-post failed firms. Accounting and Business Research. 39(2): 119-138.

[28]           Giner, B., & Iniguez,R. (2006). An empirical assessments of the feltham-ohlson models considering the sign of abnormal earnings. Accounting and Business Research. 36 (3): 169-190.

[29]           Hand, J., & Landsman, W. (1998). testing the ohlson model: v or not v. that is the question. Working Paper. University of North Carolina. Chapel Hill.

[30]           Karami, G., & Beikboshrouyeh, S. (2011). Corporate governance and equity valuation: the model by using artificial neural network. Journal of The Accounting And Auditing Review. 18(64): 129-150.

[31]           Karathanassis, G.A., & S. N., Spilioti. (2005). An empirical application of the clean–surplus valuation model: the case of the athens stock exchange. Applied Financial Economics. 15: 1031-1036.

[32]           Khodadadi, V., & Dastgir, M., Noravesh, E., Momeny, M. (2005). Designing of linear information model on tehran stock exchange: development of ohlson model. Ph.D. Thesis. Management  Faculty of  Tehran University .

[33]           Khodadadi, V.,& Emami, M.R. (2010). Comparative assessment of feltham-ohlson Sign-oriented & traditional models. International Research Journal of Finance & Economics. 2010. 36: 59-74.

[34]           Khodadadi, V.,& Erfani, H. (2010). The relationship between industry status, market share and capital intensity with abnormal earnings persistence in public firms. Accounting knowledge. 1(1): 89-109.

[35]           Khodadadi, V., Farazmand, H.,& Sheybeh, S. (2012). Assessing the valuation model based on abnormal earnings (ohlson) by notice to the macroeconomic variables. Journal of financial Accounting Research. 5(17): 41-58.

[36]           Leach, R., Newsom, P. (2007). Do firms manage their earnings prior to filing for bankruptcy?. Academy of Accounting and Financial Studies Journal. 11(3): 27-41.

[37]           Li F., Abeysekera, I.,& Ma, S. (2011). Earnings management and the effect of earnings quality In relation to stress level and bankruptcy Level of Chinese Listed Firms. Corporate Ownership and Control. 9 (1):  366-391.

[38] Lintner J. (1965). The valuation of risk assets and the selection of risky investments in stock portfolios and capital budget. Review of Economics and  Statistics. 47: 13 - 37.

[39] Liu J., & Ohlson A. J,(1999). The feltham-ohlson (1995) Model: Empirical Implications. Working Paper. Arizona State University and University of California at Los Angeles.

[40] Lo, K.,& Lys, T. (2000). The Ohlson model: contribution to valuation theory, limitations, and empirical applications. Journal of Accounting, Auditing and Finance. 15(3): 337-370.

[41] McCrae, M.,& Nitsson, H. (2001). The explanatory and predictive power of different specifications of the Ohlson (1995) valuation models. The European Accounting Review. 10 (2): 315-341.

[42] Mo, P.L., Rui, O.M.,& Wu, X. (2015). Auditors' going concern reporting in the pre- and post-bankruptcy law eras: Chinese Affiliates of Big 4 versus Local Auditors. The International Journal of Accounting. 50 (1): 1-30.

[43] Myers, J. (1999). Implementing residual income valuation with linear information dynamics. Accounting Review.74 (January): 1-28.

[44] Newton, G.W. (1998). Bankruptcy insolvency accounting practice and procedure: Wiley.

[45] O'Hanlon, J.,& K.V. Peasnell. (2002). Residual income valuation are inflation adjustments. Working Paper. Lancaster University.

[46] Ohlson, J. A. (1995). Earnings, book values, and dividends in equity valuation. Contemporary Accounting Research. 11 (2): 661-687.

[47] Ota, K. (2002). A test of the ohlson (1995) model: empirical evidence from japan. The International Journal of Accounting. 37 (2): 157-182.

[48] Peltier-Rivest, D. (1999). The determinants of accounting choices in troubled companies. Quarterly Journal of Business and Economics. 38(4). 28–44.

[49] Plenborg, T. (2002). Firm valuation: comparing the residual income and discounted cash flow approaches. Scandinavian Journal of Management. 18(3):303-318.

[50] Rosner, R. L. (2003). Earnings manipulation in failing firms. Contemporary Accounting Research. 20(2): 361-408.

[51] Saleh N. M.,& Ahmed, K. (2005). Earnings management of distressed firms during debt renegotiation. Accounting and Business Research. 35(1): 69–86.

[52] SFAC NO 8. (2010). Conceptual Framework for Financial Reporting—Chapter 1, The Objective of General Purpose Financial Reporting.

[53] Sharpe W.F. (1964). Capital asset prices: A theory of market equilibrium under conditions of risk. Journal of Finance. 19(3):425-442.

[54] Stober, T. L. (1996). Do prices behave as if accounting book values are conservative? Cross-sectional tests of the Feltham-Ohlson (1995) valuation model. Working paper. University of Notre Dame.

[55] Sweeney, A. P. (1994). Debt-covenant violations and managers accounting responses. Journal of Accounting and Economics. 17(3): 281–308.

[56]  Vakilifard, H., & Forough nejad. H., & Khoshnood. M. (2013). Evaluation investors behavior in tehran stock exchange with analytic network process. Asset Management & Financing. 1(2): 19-34.

[57] Watts, R. L. & Zimmerman J. L. (1986). Positive accounting theory. New Jersey: Prentice-Hall.

[58] Yeh, C., Chi, D.,& Lin, Y. (2014). Going-concern prediction using hybrid random forests and rough set approach. Information Sciences. 254: 98-110.