اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,684
تعداد مقالات13,780
تعداد مشاهده مقاله32,311,674
تعداد دریافت فایل اصل مقاله12,775,287
حسینی, سید احسان, هاشمی, سید عباس. (1398). سرمایه‌ گذاران خبره و راهبرد معاملاتی اقلام تعهدی. , 7(4), 31-48. doi: 10.22108/amf.2019.114976.1366
سید احسان حسینی; سید عباس هاشمی. "سرمایه‌ گذاران خبره و راهبرد معاملاتی اقلام تعهدی". , 7, 4, 1398, 31-48. doi: 10.22108/amf.2019.114976.1366
حسینی, سید احسان, هاشمی, سید عباس. (1398). 'سرمایه‌ گذاران خبره و راهبرد معاملاتی اقلام تعهدی', , 7(4), pp. 31-48. doi: 10.22108/amf.2019.114976.1366
حسینی, سید احسان, هاشمی, سید عباس. سرمایه‌ گذاران خبره و راهبرد معاملاتی اقلام تعهدی. , 1398; 7(4): 31-48. doi: 10.22108/amf.2019.114976.1366

سرمایه‌ گذاران خبره و راهبرد معاملاتی اقلام تعهدی

مدیریت دارایی و تامین مالی
مقاله 4، دوره 7، شماره 4 - شماره پیاپی 27، دی 1398، صفحه 31-48    اصل مقاله (667.3 K)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2019.114976.1366
نویسندگان
سید احسان حسینی1؛ سید عباس هاشمی* 2
1گروه حسابداری، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
2دانشیار، گروه حسابداری، دانشکده مدیریت و اقتصاد، اصفهان، دانشگاه اصفهان، اصفهان
چکیده
در این پژوهش به‌کارگیری «راهبرد اقلام تعهدی سنتی» و «راهبرد اقلام تعهدی نسبی» توسط سرمایه‌گذاران خبره، آزمون شده است. همچنین، مقایسه‌ای بین سرمایه‌گذاران خبره‌ای که از راهبرد اقلام تعهدی سنتی و نسبی استفاده می‌کنند و سرمایه‌گذاران خنثی نسبت به این راهبردها، از حیث کسب بازده مازاد و بازده تعدیل شده بر اساس ریسک، انجام شد. بدین منظور داده‌های 950 سال-شرکت مربوط به شرکت های سرمایه‌گذاری پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران به صورت فصلی بین سال‌های 1390 تا 1397 جمع‌آوری و برای آزمون فرضیه‌ها از آزمون t استفاده شد. نتایج نشان داد سرمایه‌گذاران خبره، از راهبردهای یاد شده استفاده نمی‌کنند. البته استفاده از راهبردهای مذکور توسط زیرنمونه ای از سرمایه‌گذاران خبره، تایید شد. همچنین نتایج نشان داد سرمایه‌گذاران خبره‌ای که از راهبرد اقلام تعهدی سنتی استفاده می‌کنند، بازده مازاد و بازده تعدیل شده بر اساس ریسک بیشتری در مقایسه با سرمایه‌گذاران خنثی نسبت به این راهبرد، کسب نمی‌کنند. اما در مورد راهبرد اقلام تعهدی نسبی، شواهدی از کسب بازده مازاد و بازده تعدیل شده بر اساس ریسک بیشتر، یافت شد.
کلیدواژه‌ها
ناهنجاری اقلام تعهدی؛ راهبرد اقلام تعهدی؛ سبد مصون‌سازی؛ سرمایه‌گذار خبره؛ فرضیه بازار کارا
سایر فایل های مرتبط با مقاله
اصل مقاله

مقدمه.

فرضیۀ بازار کارا از دهۀ 1960 در ادبیات مالی وجود دارد. طبق این فرضیه، سرمایه‌گذارانِ آگاه و منطقی‌ نسبت به اطلاعات جدید واردشده به بازار، واکنشی منطقی، صحیح و سریع نشان می‌دهند (فاما[1]، 1970)؛ بنابراین، قیمت‌های سهام نسبت به اطلاعات جدید واکنشی سریع، کامل و بدون تورش دارد و در هر لحظه‌ نشان‌دهندۀ ارزش ذاتی سهام است. در این شرایط، پیش‌بینی بازده آینده از روی بازده و اطلاعات گذشتۀ سهام ممکن نیست و تغییرات قیمت سهام از الگوی گام تصادفی پیروی می‌کند. در صورت کارآیی بازار و وجودنداشتن ناهنجاری، قیمت‌های سهام، ارزش ذاتی آنها را نشان می‌دهند و راهبردهای معاملاتی کارکردی ندارند؛ ولی اگر دربارۀ کارآیی بازار تردید ایجاد شود یا ناهنجاری وجود داشته باشد، می‌توان با انتخاب راهبرد سرمایه‌گذاری مناسب، به بازده‌های غیرعادی دست یافت (فاما، 1970). یکی از ناهنجاری‌هایی که در ادبیات مالی به آن توجه زیادی شده است، ناهنجاری اقلام تعهدی است. از رابطۀ منفی جزء تعهدی سود سال جاری با بازده آتی سهام، به ناهنجاری اقلام تعهدی تعبیر می‌شود. در ایران در پژوهش‌های متعددی بر وجود ناهنجاری اقلام تعهدی تأکید شده است (کرمی و مرشدزاده‎بافقی، 2015؛ هاشمی، حمیدیان و ابراهیمی، 2013؛ مشایخی، فدایی‌نژاد، و کلاته‌رحمانی، 2010).

ناهنجاری اقلام تعهدی فرصت در پیش گرفتن راهبرد اقلام تعهدی را فراهم می‌کند. راهبرد اقلام تعهدی، راهبردی معاملاتی است که طبق آن سهام با سطح نسبی پایین اقلام تعهدی، خریداری و نگهداری‌ و سهام با سطح نسبی بالای اقلام تعهدی فروخته می‌شود. توانایی کسب بازده مازاد با به‌کارگیری راهبرد اقلام تعهدی در پژوهش‌های متعددی گزارش شده است (اسلون[2]، 1996؛ باشی[3] و ریدی[4]، 2003؛ نوی مارکس[5]، 2013). وجود ناهنجاری اقلام تعهدی و امکان کسب بازده مازاد با به‌کارگیری راهبرد اقلام تعهدی، انگیزۀ مناسبی برای سرمایه‌گذاران فراهم می‌کند تا از راهبرد یادشده استفاده کنند. اهمیت پژوهش حاضر از این نظر است که استفاده از راهبرد ذکرشده سبب تضعیف و درنهایت از بین رفتن ناهنجاری اقلام تعهدی (جاکوبز[6] و مولر[7]، 2017؛ گرین[8]، هند[9] و سولیمان[10]، 2011) و درنتیجه، افزایش کارآیی بازار می‌شود. از آنجا که سرمایه‌گذاران ناآگاه، منابع اطلاعاتی و پردازشی محدودتری دارند و به‌طور نظام‌مند در معاملات، پیرو هستند و معاملات آنها همبسته است، اعمال راهبرد اقلام تعهدی بین سرمایه‌گذاران خبره منطقی‌تر به نظر می‌رسد. در برخی پژوهش‌ها، به‌کارگیری راهبرد اقلام تعهدی به‌وسیلۀ سرمایه‌گذاران خبره تأیید شده است (هرشلیفر[11]، تئو[12] و یو[13]، 2011؛ فو[14]، 2018)؛ بنابراین، در اینجا این پرسش‌ها مطرح می‌شود: آیا سرمایه‌گذاران خبره در بورس اوراق بهادار تهران از ناهنجاری اقلام تعهدی به‌منزلۀ راهبردی معاملاتی استفاده می‌کنند یا خیر؟ آیا آن بخش از سرمایه‌گذاران خبره که از راهبرد اقلام تعهدی استفاده می‌کنند، بازده مازاد و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک را کسب می‌کنند یا خیر؟ ذکر این نکته ضروری است که در داخل کشور، در زمینۀ توانایی کسب بازده مازاد با به‌کارگیری راهبرد اقلام تعهدی پژوهش‎‌هایی انجام شده است؛ اما در زمینۀ بررسی استفادۀ سرمایه‌گذاران خبره از ناهنجاری اقلام تعهدی و کسب بازده مازاد و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک به‌وسیلۀ سرمایه‌گذاران خبره پژوهشی یافت نشد. در ادامه مبانی نظری تشریح و فرضیه‌ها و روش پژوهش مطرح می‌شوند. درنهایت نیز یافته‌ها، نتایج و پیشنهادهای پژوهش ارائه و تفسیر خواهند شد.

 

مبانی نظری.

بازار کارا بازاری تعریف می‌شود که در آن قیمت‌ها همیشه به‌طور کامل اطلاعات موجود را منعکس می‌کند. هنگامی که قیمت‌های جاری اوراق بهادار به‌طور کامل همۀ اطلاعات گذشته را منعکس کند، سطح ضعیف کارآیی وجود دارد. در این شرایط، پیش‌بینی بازده آینده از روی بازده و اطلاعات گذشتۀ سهام ممکن نیست؛ بنابراین، تخمین قیمت‌های آیندۀ سهام به‌وسیلۀ الگوی قیمت‌های گذشته محال است. آزمون تجربی شکل ضعیف کارآیی، آزمون قابلیت پیش‌بینی بازده است. در این آزمون‌ چنانچه بتوان به‌‎وسیلۀ متغیر یا متغیرهایی بازده آیندۀ سهام را پیش‌بینی کرد، وجود سطح ضعیف کارآیی رد می‌شود (سویل[15]، 2012). ازجمله آزمون‌های قابلیت پیش‌بینی بازده، پژوهش‌های مرتبط با اثر ماه ژانویه (کیم[16]، 1983)، اثر روز دوشنبه (فرنچ[17]، 1980) و رابطۀ ویژگی‌های شرکت (مثل اندازه، اهرم و ...) و بازده (بنز[18]، 1981) است. در صورت کارآیی بازار و وجودنداشتن ناهنجاری، اصولاً به تجزیه و تحلیل اوراق بهادار نیازی نیست؛ زیرا قیمت‌های سهام، بیان‌کنندۀ ارزش ذاتی آنهاست و سرمایه‌گذاران به‌راحتی قادر به تصمیم‌گیری‌اند؛ ولی چنانچه بازار کارا نباشد یا ناهنجاری وجود داشته باشد، می‌توان ازطریق تجزیه و تحلیل اوراق بهادار و انتخاب راهبرد سرمایه‌گذاری مطلوب، به بازده‌های غیرعادی دست یافت (فاما، 1970).

از کارکردهای هر نظریه تبیین پدیده‌هاست. اگر یک نظریۀ خاص، حاکم و غالب باشد، باید بتواند پدیده‌های پیرامونی و مرتبط را توضیح دهد و توجیه کند. اگر نظریۀ مذکور نتواند پدیده‌ای را تبیین کند، به آن پدیده ناهنجاری آن نظریه گفته می‌شود. با فرض وجود نظریۀ بازارهای کارا، اگر امکان پیش‌بینی بازده آیندۀ سهام با متغیر و عاملی وجود داشته باشد، آن متغیر و عامل، ناهنجاری نظریۀ بازارهای کاراست. یکی از این ناهنجاری‌ها که در ادبیات مالی توجه زیادی به آن شده است، ناهنجاری اقلام تعهدی است (گادفری[19]، هادسون[20] و هولمز[21]، 2003).

ناهنجاری اقلام تعهدی از قوی‌ترین و برجسته‌ترین ناهنجاری‌های قیمت‌گذاری دارایی‌هاست. ادبیات حسابداری و مالی شواهد گسترده‌ای از وجود رابطۀ منفی جزء تعهدی سود سال جاری با بازده آتی سهام فراهم می‌کند. این ناهنجاری سبب می‌شود هنگامی که جزء تعهدی سود زیاد است، ثبات سود سال جاری کم می‌شود که این امر سبب می‌شود سود آتی کمتر از میزان موردانتظار محقق شود و سرمایه‌گذاران عکس‌العمل منفی به اعلان سود نشان دهند؛ بنابراین، بازار سطح بالای اقلام تعهدی را قیمت‌گذاری بیش از اندازه و سطح پایین اقلام تعهدی را قیمت‌گذاری کمتر از اندازه می‌کند. از دلایل وجود ناهنجاری اقلام تعهدی عبارت‌اند از: پایدارپنداری [جزء تعهدی] سود به‌‌وسیلۀ سرمایه‌گذاران ناآگاه (اسلون، 1996؛ شهریاری و سلیم، 2014)، رشد شرکت (فرفیلد[22]، ویسننت[23]، و یان[24]، 2003)، ریسک (خان[25]، 2008) و مداخلۀ سود عملیاتی نقدی در رابطۀ بین جزء تعهدی سود با بازده سال آتی سهام (بال[26]، گراکوس[27]، لینینما[28] و نیکولوف[29]، 2016).

ناهنجاری اقلام تعهدی فرصت ارائۀ راهبرد اقلام تعهدی را در خرید و فروش سهام فراهم می‌‌کند. راهبرد اقلام تعهدی، راهبردی معاملاتی است که طبق آن سهام با سطح نسبی پایین اقلام تعهدی، خریداری و نگهداری و سهام با سطح نسبی بالایِ اقلام تعهدی فروخته می‌شود. این راهبرد مستلزم فروش سهام با سطح بالای اقلام تعهدی است؛ زیرا قیمت‌گذاری بیش از حد شده است. به همین ترتیب راهبرد اقلام تعهدی مستلزم خرید سهام با سطح پایین اقلام تعهدی است؛ زیرا قیمت‌گذاری کمتر از واقع شده است. در این راهبرد اعتقاد بر این است که پس از بیش‌‎واکنش قیمتی ناشی از سطح بالای اقلام تعهدی، قیمت سهام در آینده کاهش می‌یابد. به‌علاوه طبق این راهبرد انتظار می‌رود پس از واکنش کمتر از اندازۀ ناشی از سطح پایین اقلام تعهدی، قیمت سهام در آینده افزایش یابد؛ بنابراین، در صورت تحقق چنین پدیده‌ای فرصت تحصیل بازده مازاد فراهم می‌شود (لو[30] و نسیم[31]، 2006). شواهد برخی پژوهش‌ها نشان می‌دهد در پی افزایش استفادۀ شرکت‌های سرمایه‌گذاری از ناهنجاری اقلام تعهدی در معاملات، قابلیت پیش‌بینی بازده با استفاده از اقلام تعهدی کاهش می‌یابد و درنتیجه، با گذشت زمان ناهنجاری اقلام تعهدی تضعیف می‌شود (جاکوبز و مولر، 2017؛ گرین و همکاران، 2011). نتایج پژوهش‌های دیگر نشان می‌دهد پس از انتشار مقالاتی دربارۀ ناهنجاری‌های بازار، معاملات سرمایه‌گذاران بر مبنای ناهنجاری‌های بازار افزایش می‌یابد (کالازو[32]، مونتا[33] و توپالوقلو[34]، 2018؛ مکلین[35] و پانتیف[36]، 2016). نتایج پژوهش‌هایی از این دست، نشان‌دهندۀ استفادۀ عموم سرمایه‌گذاران از راهبرد اقلام تعهدی در معاملات است. نتایج برخی دیگر از پژوهش‌ها نشان می‌دهد سرمایه‌گذاران خبره از راهبرد اقلام تعهدی استاده می‌کنند. فو (2018) نقش صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک را بر قیمت‌گذاری اقلام تعهدی در بازار اوراق بهادار چین بررسی کرد و با انتخاب نمونه‌ای بین سال‌های 2003 تا 2011، چنین نتیجه گرفت که قیمت‌گذاری اشتباه اقلام تعهدی در شرکت‌هایی متمرکز است که بیشتر شرکت‌های سرمایه‌گذاری مشترک آنها را خریداری و نگهداری می‌‌کنند؛ به عبارت دیگر، سهامی که شرکت‌های سرمایه‌گذاری مشترک خریداری و نگهداری می‌کنند، بیشترین سطح قیمت‌گذاری اقلام تعهدی را دارد. هرشلیفر و همکاران (2011) استفادۀ فروشندگان استقراضی از راهبرد اقلام تعهدی را بررسی کردند. آنها با بررسی نمونه‌ای از شرکت‌ها بین سال‌های 1988 تا 2009 نشان دادند فروشندگان استقراضی از ناهنجاری اقلام تعهدی با فروش سهام با سطح بالای اقلام تعهدی استفاده می‌کنند. در مقابل نتایج برخی پژوهش‌ها بیان می‌کند که سرمایه‌گذاران خبره از راهبرد اقلام تعهدی استفاده نمی‌کنند (کیم[37]، لی[38]، لی و سانوو[39]، 2017). راهبرد اقلام تعهدی برحسب هم‌مقیاس‌کننده، به دو نوع سنتی و نسبی تقسیم می‌شود. در راهبرد اقلام تعهدی سنتی، از ارزش دفتری جمع دارایی‌های شرکت‌های سرمایه‌پذیر و در راهبرد اقلام تعهدی نسبی، از قدر مطلق سود خالص یا قدر مطلق سود عملیاتی به‌منزلۀ هم‌مقیاس‌کنندۀ اقلام تعهدی شرکت‌های سرمایه‌پذیر استفاده می‌شود. حامیان اقلام تعهدی نسبی با تمرکز بر ایدۀ اولیۀ اسلون (1996) مبنی بر اینکه سرمایه‌گذاران سود را پایدار می‌پندارند، از سود به‌منزلۀ هم‌مقیاس‌کنندۀ اقلام تعهدی استفاده می‌کنند. آنها معتقدند هنگام استفاده از اقلام تعهدی نسبی، ناهنجاری اقلام تعهدی، بیشتر ظهور و بروز می‌یابد (حفظ‌الله[40]، لاندهولم[41] و وان‌وینکل[42]، 2011). نتایج مطالعه‌ای نشان داد استفاده از راهبرد اقلام تعهدی نسبی سبب کسب بازده اضافه در مقایسه با راهبرد اقلام تعهدی سنتی می‌شود (کردستانی و شاهسوند، 2013). پژوهش‌های متعددی بر وجود ناهنجاری اقلام تعهدی (کرمی و مرشدزاده‌بافقی، 2015؛ هاشمی و همکاران، 2013؛ مشایخی و همکاران، 2010) و توان پیش‌بینی بازده و سود آتی به‌وسیلۀ اقلام تعهدی (فروغی و رهروی‌دستجردی، 2016) در بازار سرمایۀ ایران تأکید کرده‌اند. از آنجا که سرمایه‌گذاران ناآگاه منابع اطلاعاتی و پردازشی محدودتری دارند و به‌طور نظام‌مند در معاملات، پیرو هستند و معاملاتشان همبسته است، اعمال راهبرد اقلام تعهدی سنتی و نسبی بین سرمایه‌گذاران خبره منطقی‌تر به نظر می‌رسد. مطابق توضیحات ارائه‌‎شده، فرضیه‌های اول و دوم به شرح زیر مطرح می‌شوند:

فرضیۀ اول: سرمایه‌گذاران خبره از راهبرد اقلام تعهدی سنتی استفاده می‌کنند.

فرضیۀ دوم: سرمایه‌گذاران خبره از راهبرد اقلام تعهدی نسبی استفاده می‌کنند.

اسلون (1996) نشان داد اقلام تعهدی بعد از کنترل عوامل اندازه، بتا و سایر ویژگی‌ها، قدرت پیش‌بینی‌کنندگی قوی برای بازده سهام دارد. نتیجۀ پژوهش‌ او این بود که بازار در قیمت‌گذاری شرکت دچار خطا می‌شود؛ به این ترتیب که وزن بیشتر از واقع به جزء تعهدی سود و وزن کمتر از واقع به جزء نقدی سود می‌دهد؛ به عبارت دیگر، بازار در پیش‌بینی پایداری نسبی دو جزء تعهدی و نقدی سود دچار شکست می‌شود. به این ترتیب که پیش‌بینی می‌کند شرکت‌های با اقلام تعهدی بالاتر (پایین‌تر)، سود بالاتر (پایین‌تر) در سال بعد دارند؛ اما یافته‌های پژوهش اسلون (1996) نشان داد سبد شرکت‌های با اقلام تعهدی بالا، بازده‌های پایینی در سال بعد کسب کرده‌اند؛ یعنی اطلاعات سود در قیمت‌های سهام به‌درستی منعکس نشده است. او نشان داد با در پیش گرفتن راهبرد اقلام تعهدی می‌توان 4/10 درصد بازده غیرعادی سالانه کسب کرد. کسب بازده غیرعادی از اعمال راهبرد اقلام تعهدی در سایر پژوهش‌ها نیز نتیجه‌گیری شده است (باشی و ریدی، 2003؛ نوی‌ مارکس، 2013). نتایج مطالعۀ علی[43]، چن[44]، یایو[45] و یو (2008) نشان داد بخشی از صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک، از راهبرد اقلام تعهدی استفاده و در مقایسه با سایر صندوق‌های سرمایه‌گذاری مشترک، بازده مازاد کسب می‌کنند. در داخل کشور امکان کسب بازده غیرعادی با استفاده از راهبرد معاملاتی معکوس (مهرانی و نونهال‌نهر، 2008؛ سعیدی و باقری، 2011؛ بدری و اسکینی، 2012) و کسب بازده مازاد با استفادۀ همزمان از ناهنجاری اقلام تعهدی و ناهنجاری مخارج سرمایه‌ای (مشایخی و همکاران، 2010) تأیید شده است. نتایج مطالعۀ کیم و همکاران (2017) نشان داد شرکت‌های سرمایه‌گذاری استفاده‌کننده از راهبرد اقلام تعهدی، بازده غیرعادی کسب نمی‌کنند. مطابق توضیحات ارائه‌شده، فرضیه‌های سوم و چهارم به شرح زیر مطرح می‌شوند:

فرضیۀ سوم: شرکت‌های سرمایه‌گذاری با بیشترین میزان استفاده از راهبرد اقلام تعهدی سنتی در مقایسه با شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد، به‌صورت معناداری بازده مازاد بیشتری کسب می‌کنند.

فرضیۀ چهارم: شرکت‌های سرمایه‌گذاری با بیشترین میزان استفاده از راهبرد اقلام تعهدی نسبی در مقایسه با شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد، به‌‎صورت معناداری بازده مازاد بیشتری کسب می‌کنند.

از آنجا که تفاوت در بازده شرکت‌های سرمایه‌گذاری ممکن است ناشی از تفاوت در میزان ریسک پذیرفته‌شدۀ آنها باشد، فرضیۀ‌های پنجم و ششم مطرح می‌شوند:

فرضیۀ پنجم: شرکت‌های سرمایه‌گذاری با بیشترین میزان استفاده از راهبرد اقلام تعهدی سنتی در مقایسه با شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد، به‌صورت معناداری، بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بیشتری را کسب می‌کنند.

فرضیۀ ششم: شرکت‌های سرمایه‌گذاری با بیشترین میزان استفاده از راهبرد اقلام تعهدی نسبی در مقایسه با شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد، به‌صورت معناداری، بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بیشتری را کسب می‌کنند.

 

روش پژوهش.

برای محاسبۀ برخی متغیرها از روش تجزیه و تحلیل رگرسیون و برای آزمون فرضیه‌ها، از آزمون t استفاده می‌شود. شرکت‌های سرمایه‌گذاری و هلدینگ، نمایندۀ سرمایه‌گذاران خبره در نظر گرفته می‌شوند؛ زیرا تنها این شرکت‌ها به موجب بند 9 از مادۀ 7 دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعات شرکت‌های ثبت‌شده نزد سازمان، الزام به افشای سبد سرمایه‌گذاری خود دارند. برای جمع‌آوری داده‌های موردنیاز، روش اسنادکاوی به‌ کار گرفته شد. بدین منظور از صورت‌های مالی شرکت‌ها، سایت بورس اوراق بهادار و نرم‌افزار ره‌آورد نوین و برای آماده‌سازی و تحلیل داده‌ها، از نرم‌‎افزار صفحۀ گستردۀ مایکروسافت اکسل و نرم‎افزار ایویوز استفاده شد.

نمونۀ آماری دربارۀ شرکت‌های مطالعه‌شده، شامل همۀ شرکت‌ها و صندوق‌های سرمایه‌گذاری و هلدینگ پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی 1390 تا 1397 است که قبل از سال 1390 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده و تا سال 1397 در بورس اوراق بهادار حضور داشته باشند؛ بیش از 6 ماه وقفۀ معاملاتی نداشته باشند و سبد خود را افشا کنند. با توجه به ویژگی‌های یادشده، تعداد 33 شرکت سرمایه‌گذاری انتخاب شدند. از بین شرکت‌های سرمایه‌پذیر، شرکت‌هایی انتخاب شدند که بیش از
6 ماه وقفۀ معاملاتی نداشته باشند، سال مالی خود را در قلمرو پژوهش تغییر نداده باشند و صورت‌های مالی آنها در دسترس باشد. با توجه به این ویژگی‌ها، تعداد 384 شرکت سرمایه‌پذیر انتخاب شدند.

مطابق پژوهش‌های کیم و همکاران (2017) و علی و همکاران (2008) برای آزمون فرضیۀ اول و دوم و اندازه‌گیری میزان معامله براساس ناهنجاری اقلام تعهدی، برای هر شرکت سرمایه‌گذاری در هر دورۀ سه‌ماهه، سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی محاسبه شده است. این سنجه، میانگین موزون رتبه‌های دهکی اقلام تعهدی تک‌تک سهام‌هایی است که یک شرکت سرمایه‌گذاری نگهداری می‌کند. در پژوهش‌های کیم و همکاران (2017) و علی و همکاران (2008)، سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدیِ هر صندوق سرمایه‌گذاری مشترک برای هر سال محاسبه شده است. برای آزمون این دو فرضیه از آزمون t به شکل سری زمانی استفاده می‌شود و تعداد شرکت‌های سرمایه‌گذاری دارای عمر و سابقۀ مناسب، کافی نیست؛ بنابراین، در اینجا سنجۀ ذکرشده در هر دورۀ سه‌ماهه با استفاده از صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای محاسبه شده است.

برای محاسبۀ سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدیِ یک شرکت سرمایه‌گذاری، ابتدا همۀ سهام موجود در نمونه براساس سطح اقلام تعهدی همگن‌شده به‌وسیلۀ ارزش دفتری دارایی‌ها (فرضیۀ اول) در پایان سال t-1، پایان خرداد، شهریور و آذر سال t به ده دهک تقسیم می‌شود. برای آزمون فرضیۀ دوم، از قدر مطلق سود عملیاتی، به‌منزلۀ هم‌مقیاس‌کنندۀ اقلام تعهدی استفاده می‌شود. اطلاعات موردنیاز برای این کار از صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای استخراج می‌شود. دهک اول نشان‌دهندۀ پایین‌ترین سطح اقلام تعهدی است. شرکتی که در دهک اول قرار می‌گیرد، رتبۀ یک و شرکتی که در دهک دهم قرار می‌گیرد، رتبۀ ده را به خود اختصاص می‌دهد. مطابق رابطۀ (1)، سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی یک شرکت سرمایه‌گذاری در دورۀ سه‌ماهه عبارت است از میانگین موزون رتبه‌های دهکی اقلام تعهدی سهام‌هایی که به ترتیب در پایان اردیبهشت، مرداد، آبان و بهمن‌ماه سال t نگهداری می‌کند.

(1)

AIMi,tk =

در رابطۀ (1)، AIMi,tk سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی شرکت سرمایه‌گذاری i در سه‌ماهۀk  ام سال t، AccRankj,tk رتبۀ دهکی اقلام تعهدی سهم j در سه‌ماهۀ k ام سال t، N تعداد انواع سهام نگهداری‌شده به‌وسیلۀ شرکت سرمایه‌گذاری i دو ماه پس از پایان سه‌ماهۀ k ام سال t و Wi,j,tkدرصد سهام j در سبد سهام شرکت سرمایه‌گذاری i دو ماه پس از پایان سه‌ماهۀ k ام سال t براساس ارزش بازار است که از رابطۀ (2) محاسبه می‌شود:

(2)

Wi,j,tk = (ni,j,tk * pj,tk) / ∑ (ni,j,tk * pj,tk)

که در رابطۀ (2)، ni,j,t تعداد سهام j که شرکت سرمایه‌گذاری i دو ماه پس از پایان سه‌ماهۀ k ام سال t، نگهداری می‌کند و pj,tk قیمت بازار سهام j دو ماه پس از پایان سه‌ماهۀ k ام سال t است. اقلام تعهدی که رتبه‌بندی براساس آنها انجام می‌‌شود از رابطۀ (3) محاسبه می‌شود:

(3)

ACC = OI – CFO

که در رابطۀ (3)، ACC اقلام تعهدی، OI سود عملیاتی و CFO وجه نقد عملیاتی است. اطلاعات سود عملیاتی و وجه نقد عملیاتی از صورت‌های مالی استخراج شده است. مطابق با پژوهش‌های انجام‌شده در این حوزه، محاسبۀ سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی برای شرکت‌های سرمایه‌گذاری با تأخیر زمانی نسبت به تاریخ رتبه‌بندی شرکت‌های سرمایه‌پذیر انجام می‌شود (علی و همکاران، 2008؛ کیم و همکاران، 2017؛ نالاردی[46] و اگنوا[47]، 2017).

اندازۀ کم سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی نشان می‌دهد شرکت سرمایه‌گذاری، سهام‌هایی با اقلام تعهدی پایین نگهداری می‌کند. اگر میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی شرکت‌های سرمایه‌گذاری از سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدیِ سبد تصادفی (عدد 5/5) به‌صورت معناداری کوچک‌تر باشد، می‌توان نتیجه گرفت شرکت‌های سرمایه‌گذاری از راهبرد اقلام تعهدی استفاده می‌کنند. دلیل انتخاب عدد 5/5 این است که شرکت‌های سرمایه‌گذاری می‌توانند سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی بین 1 تا 10 داشته باشند که میانگین حسابی این اعداد، 5/5 می‌شود. برای آزمون این فرضیه از آزمون t استفاده می‌شود.

برای آزمون فرضیه‌های سوم تا ششم، مطابق پژوهش‌های کیم و همکاران (2017) و علی و همکاران (2008)، ابتدا در هر دورۀ سه‌ماهه، شرکت‌ها براساس اقلام تعهدی سنتی (فرضیه‌های سوم و پنجم) و اقلام تعهدی نسبی (فرضیه‌های چهارم و ششم) رتبه‌بندی و برای هر یک از شرکت‌های سرمایه‌گذاری، سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی محاسبه می‌شود؛ سپس در هر دورۀ سه‌‎ماهه، شرکت‌های سرمایه‌گذاری براساس سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی به پنج طبقه تقسیم می‌شوند. پنجک اول نشان‌دهندۀ شرکت‌های سرمایه‌گذاری با پایین‌ترین سطح سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی و پنجک پنجم نشان‌دهندۀ شرکت‌های سرمایه‌گذاری با بالاترین سطح سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی است. به‌علاوه طبقۀ دیگری از شرکت‌های سرمایه‌گذاری تشکیل می‌شود که بیشترین نزدیکی سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی به عدد 5/5 را دارند. شرکت‌های سرمایه‌گذاری موجود در این طبقه که در هر دورۀ سه‌ماهه 20 درصد شرکت‌های سرمایه‌گذاری موجود را تشکیل می‌دهند، نسبت به راهبرد اقلام تعهدی، خنثی و بی‌توجه‌اند. در این پژوهش، این شرکت‌ها، شرکت‌های سرمایه‌گذاری خنثی نامیده می‌شوند؛ سپس میانگین حسابی بازده شرکت‌های سرمایه‌گذاری موجود در هر طبقه محاسبه می‌شود؛ به‌طوری که برای فرضیۀ سوم و چهارم از بازده مازاد، برای فرضیۀ پنجم و ششم از بازده تعدیل‌شده براساس ریسک الگوی CAPM[48] و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ استفاده می‌شود. میانگین بازده مازاد شرکت‌های سرمایه‌‎گذاری موجود در هر طبقه برای دوره‌های سه‌ماهه و با یک ماه تأخیر نسبت به تاریخ رتبه‌بندی شرکت‌ها براساس اقلام تعهدی محاسبه می‌شود. برای مثال در ابتدای سال t، همۀ شرکت‌ها براساس اقلام تعهدی رتبه‌بندی می‌شوند. در پایان اردیبهشت‌ماه سال t، محاسبۀ سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی شرکت‌های سرمایه‌گذاری انجام می‌شود. بازده مازاد سه‌ماهۀ شرکت‌های سرمایه‌گذاری نیز در فاصلۀ بین پایان فروردین تا پایان تیرماه سال t محاسبه می‌شود؛ بنابراین، تا این مرحله در هر دورۀ سه‌ماهه، برای هر پنجک، میانگین نرخ بازده وجود دارد. در این مرحله می‌توان سبد مصون‌سازی را تشکیل داد. سبد مصون‌سازی به معنای برخورداری از بازده پنجک اول و از دست دادن بازده پنجک خنثی است؛ بنابراین، در هر دورۀ سه‌ماهه، میانگین بازده پنجک خنثی از میانگین بازده پنجک اول کسر می‌شود. برای بررسی اینکه آیا با راهبرد اقلام تعهدی سنتی (نسبی) می‌توان بازده مازاد کسب کرد یا نه، باید سری زمانی میانگین سه‌ماهه بازده مازاد سبد مصون‌سازی را بررسی کرد. در صورتی که این میانگین به‌صورت معناداری از صفر بزرگ‌تر باشد، به معنای کسب بازده غیرعادی از اعمال راهبرد اقلام تعهدی است. برای آزمون این فرضیه‌ها، از آزمون t استفاده می‌شود.

مطابق پژوهش نالاردی و اوگنوا (2017) بازده مازاد ازطریق مازاد بازده سه‌ماهۀ شرکت سرمایه‌گذاری نسبت به نرخ بازده بدون ریسک سه‌ماهه محاسبه می‌شود. برای محاسبۀ نرخ بازده بدون ریسک یک دورۀ سه‌ماهه در سال‌های 1390 تا 1393، از متوسط نرخ سپرده‌های بانکی پنج‌ساله منتشرشده ازطرف بانک مرکزی و برای سال‌های 1394 تا 1397، از میانگین سادۀ نرخ بازده اسناد خزانۀ اسلامی موجود در آن دوره استفاده شد. بازده سه‌ماهه به شرح زیر محاسبه می‌شود:

(4)

  

که در این رابطه،  Ri,tبازده شرکت سرمایه‌گذاری i در دورۀ سه‌ماهۀ t، Pi,t قیمت هر سهم شرکت سرمایه‌گذاری i در انتهای دورۀ سه‌ماهۀ t، Pi,t-1 قیمت هر سهم شرکت سرمایه‌گذاری i در ابتدای دورۀ سه‌ماهۀ t، Di,t سود نقدی مصوب طی دورۀ سه‌ماهۀ t، X نسبت افزایش سرمایه از محل آوردۀ نقدی و مطالبات و Y نسبت افزایش سرمایه از محل سود انباشته و اندوخته‌هاست.

برای محاسبۀ بازده تعدیل‌شده براساس ریسک، از روابط رگرسیونی (5) و (6) به شکل سری زمانی برای هر شرکت سرمایه‌گذاری استفاده می‌شود.

(5)

ERi,t = αi + βMKT MKTRFt + εit

(6)

ERi,t = αi + βMKT MKTRFt + βSMB SMBt + βHML HMLt + εit

که در این روابط، ERi,t مازاد بازده شرکت سرمایه‌گذاری i نسبت به نرخ بازده بدون ریسک در دورۀ سه‎ماهۀ t، MKTRFt مازاد بازده بازار بر نرخ بازده بدون ریسک در دورۀ سه‌ماهۀ t، SMBt بازده شرکت‌های کوچک منهای بازده شرکت‌های بزرگ در ابتدای دورۀ سه‌ماهۀ t و HMLt بازده شرکت‌های با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا منهای بازده شرکت‌های با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین در ابتدای دورۀ سه‌ماهۀ t است[49]. برای محاسبۀ بازده تعدیل‌شده براساس ریسک الگوی CAPM و الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ، ابتدا روابط رگرسیونی (5) و (6) برای هر شرکت سرمایه‌گذاری طی 12 دورۀ سه‌ماهۀ گذشته برازش می‌شود؛ سپس مطابق پژوهش‌های انجام‌شده در این حوزه (علی و همکاران، 2008؛ کیم و همکاران، 2017؛ نالاردی و اگنوا، 2017)، بازده تعدیل‌شده براساس ریسک الگوی CAPM و الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ، بر مبنای حاصل جمع عرض از مبدأ (α) و باقی‌ماندۀ (ε) الگوی برازش‌شده محاسبه می‌شود.

 

یافته‌ها

در جدول (1) آمار توصیفی داده‌های پژوهش ارائه شده است. در بخش الف، تقسیم‌بندی شرکت - سال‌های سرمایه‌گذاری براساس اقلام تعهدی سنتی و در بخش ب، تقسیم‌بندی براساس اقلام تعهدی نسبی انجام شده است. تعداد کل مشاهدات، 950 است که براساس شاخص سنجۀ اقلام تعهدی (AIM) به
5 پنجک 190‌ مشاهده‌ای تقسیم شده‌اند. پنجک اول، کم‌ترین و پنجک پنجم، بیشترین سطح سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی یا سرمایه‌گذاری براساس ناهنجاری اقلام تعهدی را دارند. به‌علاوه پنجک خنثی شامل 190 مشاهده‌ای است که بیشترین نزدیکی سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی را به عدد 5/5 دارند. میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی همۀ مشاهدات در بخش الف جدول (1)، 83/5 و در بخش ب، 78/5 است که این با فرضیه‌های اول و دوم مغایر است؛ زیرا از 5/5 بزرگ‌تر است. در عین حال کمترین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی متعلق به پنجک اول و بیشترین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی متعلق به پنجک پنجم است. یادآوری می‌شود طبق فرضیه‌های اول و دوم، میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی باید از سبد تصادفی (عدد 5/5) کمتر باشد. سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی شرکت‌های خنثی، در بخش الف 52/5 و در بخش ب، 58/5 است که مطابق انتظار به عدد 5/5 نزدیک‌اند. میانگین بازده سه‌ماهۀ همۀ مشاهدات
77/6 درصد است. در بخش الف جدول، بیشترین میانگین بازده متعلق به پنجک اول و کمترین بازده متعلق به پنجک خنثی است که این کاملاً در حمایت از فرضیه‌های سوم تا ششم است.


جدول (1) توصیف آماری شرکت‌های سرمایه‌گذاری

بخش (الف) براساس اقلام تعهدی سنتی

پنجک شرکت‌های سرمایه‌گذاری

تعداد مشاهده

میانگین AIM

میانگین بازده سه‌ماهه (درصد)

میانگین اندازه (میلیارد ریال)

میانگین ارزش دفتری به ارزش بازار (درصد)

میانگین تعداد شرکت سرمایه‌پذیر

پنجک 1

190

89/3

41/8

12026

96

29

پنجک 2

190

35/5

6

13097

103

24

پنجک 3

190

87/5

14/6

10133

102

26

پنجک 4

190

38/6

39/7

12701

104

32

پنجک 5

190

68/7

17/6

15080

100

30

کل شرکت‌ها

950

83/5

77/6

12408

101

28

شرکت‌های خنثی

190

52/5

46/5

12398

109

26

بخش (ب) براساس اقلام تعهدی نسبی

پنجک شرکت‌های سرمایه‌گذاری

تعداد مشاهده

میانگین AIM

میانگین بازده سه‌ماهه (درصد)

میانگین اندازه (میلیارد ریال)

میانگین ارزش دفتری به ارزش بازار (درصد)

میانگین تعداد شرکت سرمایه‌پذیر

پنجک 1

190

29/3

17/8

10847

99

32

پنجک 2

190

16/5

01/6

11265

105

23

پنجک 3

190

92/5

67/6

14118

102

26

پنجک 4

190

62/6

09/7

10897

102

30

پنجک 5

190

84/7

21/5

14604

98

30

کل شرکت‌ها

950

78/5

77/6

12408

101

28

شرکت‌های خنثی

190

58/5

45/5

11858

103

26

 

 

در بخش ب جدول (1) نیز بیشترین میانگین بازده به پنجک اول مربوط است؛ اما کمترین بازده به پنجک پنجم متعلق است. بازده مشاهدات خنثی نیز نسبت به میانگین بازده همۀ مشاهدات و مشاهدات پنجک اول، عددی کوچک‌تر است. در ستون پنجم، میانگین ارزش دفتری جمع دارایی‌های شرکت‌های سرمایه‌گذاری ارائه شده است. در بخش الف جدول، بیشترین و کمترین اندازه مربوط به پنجک پنجم و سوم و در بخش ب، بیشترین و کمترین اندازه مربوط به پنجک پنجم و اول است. در ستون ششم، میانگین نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت‌های سرمایه‌گذاری ارائه شده است. در بخش الف جدول، پنجک خنثی بیشترین و پنجک اول کمترین نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار را دارد. در بخش ب نیز، پنجک دوم و پنجم به ترتیب بیشترین و کمترین نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار را دارند. در ستون آخر، میانگین تعداد شرکت‌های سرمایه‌پذیر پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار ارائه شده است. در بخش الف جدول (1)، بیشترین و کمترین تعداد شرکت‌های سرمایه‌پذیر به ترتیب مربوط به پنجک چهارم و دوم و در بخش ب، بیشترین و کمترین تعداد شرکت‌های سرمایه‌پذیر به ترتیب مربوط به پنجک اول و دوم است.

فرضیۀ اول برای آزمون استفادۀ شرکت‌های سرمایه‌گذاری از راهبرد معاملاتی اقلام تعهدی سنتی مطرح شد. اگر میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی سنتی مشاهدات به‌طور معنادار از عدد 5/5 کمتر باشد، این فرضیه تأیید می‌شود. بدین منظور از آزمون t به شکل سری زمانی استفاده و نتایج آن در جدول (2) ارائه شده است. براساس جدول (2)، میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی سنتی به‌صورت معنادار از 5/5 بزرگ‌تر است؛ درنتیجه، فرضیۀ اول رد می‌شود.

 

جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ اول

میانگین AIM سنتی

آمارۀ t

سطح معناداری

83/5

32/7

0000/0

 

فرضیۀ دوم برای آزمون استفادۀ شرکت‌های سرمایه‌گذاری از راهبرد اقلام تعهدی نسبی مطرح شد. اگر میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی نسبی مشاهدات به‌طور معنادار از عدد 5/5 کمتر باشد، این فرضیه تأیید می‌شود. بدین منظور از آزمون t به شکل سری زمانی استفاده و نتایج آن در جدول (3) ارائه شده است.

جدول (3) نتایج آزمون فرضیۀ دوم

میانگین AIM نسبی

آمارۀ t

سطح معناداری

78/5

16/5

0000/0

 

براساس جدول (3)، میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی نسبی به‌صورت معناداری از 5/5 بزرگ‌تر است؛ درنتیجه، فرضیۀ دوم رد می‌شود. نتایج آزمون فرضیه‌های اول و دوم نشان می‌دهد شرکت‌های سرمایه‌گذاری در مقایسه با سبد تصادفی، در سبد سرمایه‌گذاری خود از شرکت‌های با اقلام تعهدی سنتی و نسبی کمتر (راهبرد اقلام تعهدی سنتی و نسبی) استفاده نمی‌کنند. این نتیجه از سه دلیل نشئت می‌‎گیرد: ممکن است ناهنجاری اقلام تعهدی وجود و درنتیجه امکان کسب بازده مازاد وجود نداشته باشد. دلیل احتمالی دیگر این است که راهبرد اقلام تعهدی سنتی و نسبی سودآوری و کارآیی لازم را نداشته باشد. درنهایت ممکن است سرمایه‌گذاران خبره مهارت کافی در استفاده از این راهبرد نداشته باشند. در فرضیه‌های سوم تا ششم این موضوع بیشتر تحلیل شده است.

در فرضیه‌های سوم تا ششم این موضوع بررسی می‌شود که آیا آن بخش از شرکت‌های سرمایه‌گذاری که از راهبرد اقلام تعهدی استفاده می‌کنند، بازده مازاد و بازده تعدیل‎شده براساس ریسک بیشتری در مقایسه با شرکت‌های سرمایه‌گذاری خنثی نسبت به این راهبرد کسب می‌کنند یا خیر؛ بنابراین، مشاهده‌های پنجک اول، به نمایندگی شرکت‌های سرمایه‌گذاری که از راهبرد اقلام تعهدی استفاده می‌کنند، انتخاب شد. جدول (4) نشان می‌دهد میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی پنجک اول به‌صورت معناداری از 5/5 کوچک‌تر است؛ بنابراین، مشاهده‌های این پنجک از راهبرد اقلام تعهدی استفاده کرده‌اند. مشاهده‌های پنجک خنثی نیز به نمایندگی شرکت‌های سرمایه‌گذاری که از راهبرد اقلام تعهدی استفاده نمی‌کنند، انتخاب شد. به‌علاوه میانگین سنجۀ سرمایه‌گذاری اقلام تعهدی پنجک خنثی، فاصلۀ معناداری از 5/5 ندارد؛ بنابراین، مشاهده‌های این پنجک از راهبرد اقلام تعهدی استفاده نمی‌کنند و می‌توان پنجک اول را نمایندۀ شرکت‌های استفاده‌کننده از راهبرد اقلام تعهدی و پنجک خنثی را نمایندۀ شرکت‌های بی‌توجه به راهبرد یادشده دانست.

 

جدول (4) استفاده از راهبرد اقلام تعهدی در برخی زیرنمونه‌ها

 

براساس اقلام تعهدی سنتی

براساس اقلام تعهدی نسبی

میانگین AIM

آمارۀ t

سطح معناداری

میانگین AIM

آمارۀ t

سطح معناداری

پنجک 1

89/3

39/19-

0000/0

29/3

57/26-

0000/0

پنجک خنثی

52/5

36/1

1748/0

58/5

58/1

1155/0

 

 

نتایج آزمون فرضیه‌های سوم تا ششم در جدول (5) ارائه شده است. در این جدول میانگین بازده‌های هر پنجک و سطح معناداری مربوط به آن نشان داده شده است. برای آزمون فرضیه‌های یادشده باید بر سطر سبد مصون‌سازی تمرکز کرد. سبد مصون‌سازی بیان‌کنندۀ تفاوت بازده مازاد و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بین پنجک اول و پنجک خنثی است. چنانچه میانگین بازده مازاد و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سبد مصون‌سازی به‌طور معناداری از صفر بزرگ‌تر باشد، فرضیه‌های سوم تا ششم تأیید می‌شوند.

مطابق فرضیۀ سوم شرکت‌های استفاده‌کننده از راهبرد اقلام تعهدی سنتی، بازده مازاد بیشتری نسبت به شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد کسب می‌کنند؛ بنابراین، مشاهده‌های پنجک اول، بازده مازاد بیشتری در مقایسه با مشاهده‌های پنجک خنثی کسب می‌کنند. میانگین بازده مازاد پنجک اول، 32/3 درصد و میانگین بازده مازاد پنجک خنثی، 37/0 درصد است. با اینکه میانگین بازده مازاد سه‌ماهۀ پنجک اول، 95/2 درصد بیشتر از میانگین بازده مازاد سه‌ماهه پنجک خنثی است، این تفاوت در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست؛ بنابراین، فرضیۀ سوم رد می‌شود.

طبق فرضیۀ چهارم شرکت‌های استفاده‌کننده از راهبرد اقلام تعهدی نسبی، بازده مازاد بیشتری نسبت به شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد کسب می‌کنند؛ بنابراین، مشاهده‌های پنجک اول، بازده مازاد بیشتری در مقایسه با مشاهده‌های پنجک خنثی کسب می‌کنند. میانگین بازده مازاد پنجک اول، 9/3 درصد و میانگین بازده مازاد پنجک خنثی، 7/0 درصد است؛ بنابراین، میانگین بازده مازاد سه‌ماهۀ پنجک اول،
2/3 درصد از میانگین بازده مازاد سه‌ماهۀ پنجک خنثی بیشتر است. با توجه به سطح معناداری 0402/0، این تفاوت در سطح خطای 5 درصد معنادار است؛ بنابراین، فرضیۀ چهارم رد نمی‌شود. در تحلیل نتایج فرضیه‌های سوم و چهارم باید گفت دلیل سودآورنبودن یک راهبرد در وجودنداشتن ناهنجاری بازار، کارآیی ضعیف آن راهبرد و مهارت‌نداشتن کافی سرمایه‌گذار در اعمال آن راهبرد است. نتایج آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم نشان می‌دهد سودآورنبودن راهبرد اقلام تعهدی سنتی به وجودنداشتن ناهنجاری اقلام تعهدی یا وجودنداشتن مهارت کافی سرمایه‌گذار ربطی ندارد؛ بلکه سودآورنبودن راهبرد اقلام تعهدی سنتی را باید در کارآیی ضعیف راهبرد اقلام تعهدی سنتی جستجو کرد؛ زیرا براساس نتیجۀ آزمون فرضیۀ چهارم در شرایط مشابه بازار و سرمایه‌گذار، راهبرد اقلام تعهدی نسبی سودآور است. نتایج پژوهش‌های دیگر ازجمله حفظ‌الله و همکاران (2011) و کردستانی و شاهسوند (2013) نیز این تحلیل را تأیید می‌کنند.


جدول (5) نتایج آزمون فرضیه‌های سوم تا ششم

 

براساس اقلام تعهدی سنتی

براساس اقلام تعهدی نسبی

بازده مازاد

بازده CAPM

بازده سه‌عاملی

بازده مازاد

بازده CAPM

بازده سه‌عاملی

پنجک 1

32/3

(3766/0)

74/1

(4852/0)

93/1

(5632/0)

9/3

(2966/0)

44/3

(2312/0)

26/3

(2214/0)

پنجک 2

93/0

(7586/0)

09/0-

(8821/0)

46/0-

(6782/0)

25/0

(8047/0)

23/0-

(5284/0)

26/0-

(4981/0)

پنجک 3

96/0

(7648/0)

21/0

(7425/0)

19/0-

(3367/0)

33/1

(6484/0)

39/1

(4596/0)

85/0

(4919/0)

پنجک 4

51/2

(3594/0)

89/1

(3219/0)

66/0

(2963/0)

56/2

(4427/0)

19/1

(5698/0)

31/1

(3649/0)

پنجک 5

66/1

(6396/0)

52/0

(4111/0)

74/0

(5519/0)

64/0

(8420/0)

79/0

(8391/0)

72/0

(7165/0)

پنجک خنثی

37/0

(9145/0)

23/0-

(7458/0)

11/0

(6339/0)

7/0

(8345/0)

22/0

(6437/0)

34/0

(8545/0)

سبد مصون‌سازی

95/2

(2029/0)

97/1

(2814/0)

82/1

(2294/0)

2/3

(0402/0)

22/3

(0926/0)

92/2

(0974/0)

 

 

مطابق فرضیۀ پنجم شرکت‌های استفاده‌کننده از راهبرد اقلام تعهدی سنتی، بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بیشتری نسبت به شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد کسب می‌کنند؛ بنابراین، مشاهده‌های پنجک اول، بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بیشتری در مقایسه با مشاهده‌های پنجک خنثی کسب می‌کنند. در پژوهش حاضر بازده تعدیل‌شده براساس ریسک به دو شیوه طبق الگوی CAPM (رابطۀ 5) و الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ (الگوی 6) محاسبه می‌شود. میانگین بازده CAPM پنجک اول، 74/1 درصد و میانگین بازده CAPM پنجک خنثی، 23/0- درصد است. میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌ماهۀ پنجک اول، 97/1 درصد از میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌ماهۀ پنجک خنثی بیشتر است؛ اما این تفاوت در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست. دربارۀ بازده تعدیل‌شده براساس ریسک الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ نیز شرایط مشابهی وجود دارد. میانگین بازده الگوی سه‌عاملی پنجک اول، 93/1 درصد و میانگین بازده سه‌عاملی پنجک خنثی، 11/0 درصد است. با اینکه میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌ماهۀ پنجک اول، 82/1 درصد از میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌ماهۀ پنجک خنثی بیشتر است، این تفاوت در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست؛ بنابراین، فرضیۀ پنجم رد می‌شود.

طبق فرضیۀ ششم، شرکت‌های استفاده‌کننده از راهبرد اقلام تعهدی نسبی، بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بیشتری نسبت به شرکت‌های خنثی نسبت به این راهبرد کسب می‌کنند؛ بنابراین، مشاهده‌های پنجک اول، بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بیشتری در مقایسه با مشاهده‌های پنجک خنثی کسب می‌کنند. میانگین بازده CAPM پنجک اول، 44/3 درصد و میانگین بازده CAPM پنجک خنثی، 22/0 درصد است. با اینکه میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌ماهۀ پنجک اول، 22/3 درصد از میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌ماهۀ پنجک خنثی بیشتر است، این تفاوت در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست. دربارۀ بازده تعدیل‌شده براساس ریسک الگوی سه‌عاملی فاما و فرنچ نیز شرایط مشابهی وجود دارد. میانگین بازده سه‌عاملی پنجک اول، 26/3 درصد و میانگین بازده سه‎‌عاملی پنجک خنثی 34/0 درصد است. با اینکه میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌ماهۀ پنجک اول، 92/2 درصد از میانگین بازده تعدیل‌شده براساس ریسک سه‌‎ماهۀ پنجک خنثی بیشتر است، این تفاوت در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست؛ بنابراین، فرضیۀ ششم رد می‌شود؛ البته از آنجا که سطح معناداری کمتر از 10 درصد و برابر با 0926/0 و 0974/0 است، شواهد ضعیفی برای تأیید این فرضیه وجود دارد. مشابه با نتایج فرضیه‌های سوم و چهارم، نتایج آزمون فرضیه‌های پنجم و ششم نیز نشان می‌دهد سودآورنبودن راهبرد اقلام تعهدی سنتی به وجودنداشتن ناهنجاری اقلام تعهدی یا وجودنداشتن مهارت کافی سرمایه‌گذار ربطی ندارد؛ بلکه این امر در کارآیی ضعیف راهبرد اقلام تعهدی سنتی ریشه دارد؛ زیرا طبق نتیجۀ آزمون فرضیۀ ششم مشاهده می‌شود در همین بازار، راهبرد اقلام تعهدی نسبی تا حدی سودآور است.

برای آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم، بازده مازاد ازطریق مازاد بازده سه‌ماهۀ شرکت سرمایه‌گذاری نسبت به نرخ بازده بدون ریسک سه‌ماهه محاسبه شد. برای بررسی استحکام نتایج، بازده مازاد به شیوه‌ای دیگر نیز محاسبه و نتایج آن در جدول (6) ارائه شده است.

جدول (6) استحکام نتایج

 

بازده مازاد براساس اقلام تعهدی سنتی

بازده مازاد براساس اقلام تعهدی نسبی

پنجک 1

72/2

(2786/0)

83/3

(2966/0)

پنجک 2

41/1

(7586/0)

09/2

(8047/0)

پنجک 3

49/1

(7648/0)

92/0

(6484/0)

پنجک 4

13/1

(3594/0)

47/0

(4427/0)

پنجک 5

86/1

(6396/0)

64/1

(8420/0)

پنجک خنثی

37/1

(9145/0)

59/0

(8345/0)

سبد مصون‌سازی

35/1

(3249/0)

24/3

(0346/0)

در این شیوه بازده مازاد، تفاوت بازده واقعی با بازده میانگین سبد ایجادشده بر مبنای اندازۀ شرکت‌هاست. در این روش مطابق پژوهش اسلون (1996) ابتدا همۀ شرکت‌ها براساس ارزش بازار خالص دارایی‌ها (ارزش بازار سهام منتشرشده) در ابتدای سال t به 10 دهک تقسیم می‌شوند؛ سپس میانگین فصلی بازده سهام در سال t برای هر دهک محاسبه می‌شود. تشکیل دهک‌‎ها (سبدها)ی مبنا در هر سال تکرار می‌شود؛ بنابراین، امکان جابه‌جایی شرکت‌ها به نسبت تغییرات اندازه، در دهک‌ها وجود دارد. بازده مازاد فصلی هر سهم شرکت سرمایه‌گذاری در دوره‌های زمانی ذکرشده از تفاوت بازده واقعی فصلی آن سهم با میانگین بازده فصلی سبدی محاسبه می‌شود که در آن قرار داشته است. مطابق جدول (6) در این شیوۀ محاسبه نیز نتایج آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم تغییری نکرد.

 

نتایج و پیشنهادها.

در بستر فرضیۀ بازار کارا چنانچه امکان پیش‌بینی قیمت یا بازده آیندۀ سهام با متغیری وجود داشته باشد، آن متغیر را ناهنجاری یا استثنا نسبت به فرضیۀ بازار کارا می‌نامند. ناهنجاری اقلام تعهدی ازجمله ناهنجاری‌های مهم بازار است که وجود آن دیرزمانی است در پژوهش‌های تجربی ازجمله در ایران تأیید شده است. در صورت وجودنداشتن ناهنجاری در بازار، تنها میزان پذیرش ریسک است که میزان بازده را مشخص می‌کند و هیچ راهبرد معاملاتی سبب کسب بازده مازاد نمی‌شود؛ اما با وجود ناهنجاری‌ها، فرصت در پیش گرفتن راهبرد معاملاتی و کسب بازده مازاد وجود دارد. در این پژوهش، استفادۀ سرمایه‌گذاران خبره از راهبرد معاملاتی اقلام تعهدی سنتی و نسبی بررسی شد. نتایج نشان داد سرمایه‌گذاران خبره در ایران از راهبردهای ذکرشده استفاده نمی‌کنند؛ البته زیرنمونه‌ای از سرمایه‌گذاران خبره استفاده از این راهبردها را تأیید کردند. این نتایج با پژوهش علی و همکاران (2008) هم‌راستا و با نتایج کیم و همکاران (2017) مغایر است. به‌علاوه این موضوع بررسی شد که آیا سرمایه‌گذاران خبرۀ استفاده‌کننده از راهبرد اقلام تعهدی سنتی و نسبی، بازده مازاد و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک بیشتری را در مقایسه با سرمایه‌گذاران خنثی نسبت به این راهبردها کسب می‌کنند یا خیر. دربارۀ راهبرد اقلام تعهدی سنتی، پاسخ نتایج پژوهش به این پرسش منفی بود که با پژوهش علی و همکاران (2008) مغایر و با پژوهش کیم و همکاران (2017) هم‌راستاست؛ اما دربارۀ راهبرد اقلام تعهدی نسبی، شواهد مثبتی یافت شد. این نتیجه با پژوهش‌های حفظ‎‌الله و همکاران (2011) و کردستانی و شاهسوند (2013) هم‌سوست. ممکن است یکی از دلایل استفاده‌نکردن سرمایه‌گذاران خبره از ناهنجاری اقلام تعهدی، سودآورنبودن کافی این راهبرد باشد. دربارۀ این احتمال، در پژوهش حاضر به‌ویژه دربارۀ راهبرد اقلام تعهدی سنتی شواهدی یافت شد. دلیل دیگر، وجودنداشتن آگاهی و مهارت کافی در سرمایه‌گذاران خبره است. توضیح اینکه یکی از دلایل وجود ناهنجاری اقلام تعهدی، پایدارپنداری جزء تعهدی سود به‌وسیلۀ سرمایه‌گذاران ناآگاه است (اسلون، 1996)؛ به عبارت دیگر، سرمایه‌گذاران ناآگاه سطح بالای اقلام تعهدی را قیمت‌گذاری بیش از اندازه و سطح پایین اقلام تعهدی را قیمت‌گذاری کمتر از اندازه می‌کنند؛ بنابراین، ناهنجاری اقلام تعهدی به وجود می‌آید. انتظار می‌رود سرمایه‌گذاران خبره هم دچار این اشتباه نشوند هم از ناهنجاری اقلام تعهدی به‌منزلۀ راهبردی معاملاتی استفاده کنند و علاوه بر کسب بازده مازاد، سبب تضعیف این ناهنجاری نیز شوند (گرین و همکاران، 2011)؛ اما نتایج فرضیۀ اول و دوم هم‌راستا با پژوهش آقایی، نیکزاد‌قادیکلایی و احمدیان (2016) نشان داد عموم سرمایه‌گذاران خبره در بورس اوراق بهادار تهران نیز دچار اشتباه یادشده می‌‌شوند. دلیل دیگر استفاده‌نکردن سرمایه‌گذاران خبره از ناهنجاری اقلام تعهدی، استفاده‌‌نکردن آنها از پژوهش‌هاست. مکلین و پانتیف (2016) در پژوهشی دریافتند پس از انتشار پژوهش‌ها دربارۀ ناهنجاری اقلام تعهدی در بازار سرمایۀ آمریکا، ناهنجاری یادشده کاهش یافته است. آنها نتیجه گرفتند سرمایه‌گذاران از پژوهش‌ها استفاده می‌کنند؛ بنابراین، یکی از دلایل احتمالی استفاده‌نکردن سرمایه‌گذاران خبره از ناهنجاری اقلام تعهدی، دوری آنها از پژوهش‌هاست.

مطابق با نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های اول و دوم، سرمایه‌گذاران خبره از راهبرد اقلام تعهدی استفاده نمی‌کنند؛ این در حالی است که طبق نتایج فرضیه‌های چهارم و ششم، شواهدی از امکان کسب بازده مازاد و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک با اعمال راهبرد اقلام تعهدی نسبی به دست آمد. پیشنهاد می‌شود عموم سرمایه‌گذاران از راهبرد یاد‌شده استفاده کنند تا ضمن کسب بازده مازاد، ناهنجاری اقلام تعهدی نیز در بازار سرمایۀ ایران تضعیف شود. در این مطالعه دو گروه از سرمایه‌گذاران خبره براساس میزان استفاده از راهبرد اقلام تعهدی شناسایی شدند؛ یعنی دسته‌هایی که بیشترین و کمترین استفاده را از این راهبرد می‌کردند؛ سپس میزان بازده مازاد و بازده تعدیل‌شده براساس ریسک آنها مقایسه شد. سایر ویژگی‌های خاص هر شرکت سرمایه‌گذاری مانند اندازه، نقدینگی و اهرم در این بررسی کنترل نشد. به پژوهشگران بعدی پیشنهاد می‌شود رابطۀ بین میزان استفاده از راهبرد اقلام تعهدی و بازده مازاد را بین سرمایه‌گذاران خبره با استفاده از تجزیه و تحلیل رگرسیون و با کنترل ویژگی‌های خاص هر سرمایه‌گذار بررسی کنند.


[1]. Fama

[2]. Sloan

[3]. Bushee

[4]. Ready

[5]. Novy-Marx

[6]. Jacobs

[7]. Muller

[8]. Green

[9]. Hand

[10]. Soliman

[11]. Hirshleifer

[12]. Teoh

[13]. Yu

[14]. Fu

[15]. Sewell

[16]. Keim

[17]. French

[18]. Banz

[19]. Godfrey

[20]. Hodgson

[21]. Holmes

[22]. Fairfield

[23]. Whisenant

[24]. Yohn

[25]. Khan

[26]. Ball

[27]. Gerakos

[28]. Linnainma

[29]. Nikolaev

[30]. Lev

[31]. Nissim

[32]. Calluzzo

[33]. Moneta

[34]. Topaloglu

[35]. McLean

[36]. Pontiff

[37]. Kim

[38]. Lee

[39]. Sunwoo

[40]. Hafzalla

[41]. Lundholm

[42]. Van Winkle

[43]. Ali

[44]. Chen

[45]. Yao

[46]. Nallareddy

[47]. Ogneva

[48]. Capital asset pricing model

.[49] برای تقسیم‌بندی شرکت‌ها ازلحاظ اندازه و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، از آخرین صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای استفاده شده است.

مراجع

[1] آقایی، م.، نیکزادقادیکلایی، م. و احمدیان، و. (1394). بررسی میزان اطمینان سرمایه‌گذاران بورس اوراق بهادار تهران نسبت به پایداری اقلام تعهدی سود. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 3 (4)، 30-15.

[2] بدری، الف. و اسکینی، س. (1391). آزمون تجربی استراتژی سرمایه‌گذاری معکوس با استفاده از تحلیل پوششی داده‌ها. دانش حسابداری، 3 (10)، 156-137.

[3] سعیدی، ع.، و باقری، س. (1390). راهبرد سرمایه‌گذاری معکوس در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات مالی، 12 (30)، 75-94.

[4] شهریاری، س. و سلیم، ف. (1393). بررسی و آزمون قیمت‌گذاری نادرست اقلام تعهدی غیرعادی در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 81 تا 89. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 2 (3)، 16-1.

[5] فروغی، د.، و رهروی‌دستجردی، ع. (1395). نابهنجاری‌های بازار و بازده‌های غیرعادی. پیشرفت‌های حسابداری، 8 (1)، 127-158.

[6] کردستانی، غ.، و شاهسوند، م. (1392). مقایسۀ بازده اضافی سبد سهام تشکیل‌شده براساس اقلام تعهدی سنتی و نسبی (درصدی). بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 20 (3)، 123-101.

[7] کرمی، غ.، و مرشدزاده بافقی، م. (1393). ناهنجاری ناشی از عایدات، ناهنجاری ناشی از اقلام تعهدی و رابطۀ میان آن دو. دانش حسابداری، 5 (19)، 26-7.

[8] مشایخی، ب.، فدایی‌نژاد، م.، و کلاته‌رحمانی، ر. (1389). مخارج سرمایه‌ای، اقلام تعهدی و بازده سهام. پژوهش‌های حسابداری مالی، 2 (1)، 92-77.

[9] مهرانی، س.، و نونهال‌نهر، ع. (1387). بررسی امکان به‌کارگیری راهبرد معاملاتی معکوس در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 15 (1)، 46-25.

[10] هاشمی، ع.، حمیدیان، ن.، و ابراهیمی، خ. (1392). بررسی نابهنجاری اقلام تعهدی با در نظر گرفتن ریسک ناتوانی مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. حسابداری مالی، 5 (19)، 20-1.

[11] Aghaei, M. A., Nikzad Ghadikolaee, M., & Ahmadian, V. (2016). Investigate investor confidence from rate of stability of accruals component in Tehran Stock Exchange.Asset Management & Financing, 3 (4), 15-30. (In Persian).

[12] Ali, A., Chen, X., Yao. T., & Yu, T. (2008). Do mutual funds profit from the accruals anomaly? Journal of Accounting Research, 46, 1-26. Doi: 10.1111/j.1475-679X.2007.00263.x

[13] Badri, A., & Eskini, S. (2012). Contrarian investment strategy: An empirical test based on data envelopment analysis. Journal of Accounting Knowledge, 3 (10), 137-156. (In Persian). Doi: 10.22103/jak.2012.448

[14] Ball, R., Gerakos, J., Linnainmaa, J., & Nikolaev, V. (2016). Accruals, cash flows and operating profitability in the cross section of stock returns. Journal of Financial Economics, 121, 28-45. Doi: 10.1016/j.jfineco.2016.03.002

[15] Banz, R. W. (1981). The relationship between return and market value of common stocks. Journal of Financial Economics, 9, 3-18. Doi: 10.1016/0304-405X (81)90018-0

[16] Bushee, B., & Raedy, J. (2003). Factors affecting the implementability of stock market trading strategies. Working Paper, University of Pennsylvania and University of North Carolina, Chapel Hill. Doi: 10.2139/ssrn.384500

[17] Calluzzo, P., Moneta, F., & Topaloglu, S. (2018). When anomalies are publicized broadly, do institutions trade accordingly? Management Science, Forthcoming, Avalable at:https://papers.ssrn.com/ sol3/papers.cfm?abstract_id=2660413. Doi: 10.1287/mnsc.2018.3066

[18] Fairfield, P., Whisenant, J., & Yohn, T. (2003). Accrued earnings and growth: Implications for future profitability and market mispricing. The Accounting Review, 78 (1), 353–371. Doi: 10.2308/accr. 2003.78.1.353

[19] Fama, E. F. (1970). Efficient capital markets: A review of theory and empirical work. The Journal of Finance, 25 (2), 383-417. Doi: 10.2307/2325486

[20] Foroghi, D., & Rahrovi Dastjerdi, A. (2016). Market anomalies and abnormal returns. Journal of Accounting Advances, 70, 127-158. (In Persian). Doi: 10.22099/jaa.2016.3855

[21] French, K. R. (1980). Stock returns and the weekend effect. Journal of Financial Economics, 8, 55-69. Doi: 10.1016/0304-405X (80)90021-5

[22] Fu, J. (2018). Sophistication of the Chinese mutual funds and mispricing of accruals. Journal of International Accounting Research, Forthcoming,Avalable at:https://aaajournals.org/ doi/abs/10.2308/jiar-52257. Doi: 10.2308/jiar-52257

[23] Godfrey, J., Hodgson, A., & Holmes, S. (2003). Accounting Theory. Australia: John Wiley & Sons Australia, Ltd.

[24] Green, J., Hand, J., & Soliman, M. (2011). Going, going, gone? The demise of the accruals anomaly. Management Science, 57 (5), 797-816. Doi: 10.1287/mnsc.1110.1320

[25] Hafzalla, N., Lundholm, R., & Van Winkle, E. (2011). Percent accruals. The Accounting Review, 86 (1), 209-236. Doi: 10.2308/accr.00000011

[26] Hashemi, S. A., Hamidian, N., & Ebrahimi, K. (2013). An investigation of accruals anomaly considering the risk of financial disability in Tehran Stock Exchange. Quaterly Financial Accounting, 5 (19), 1-20. (In Persian).

[27] Hirshleifer, D., Teoh, S., & Yu, J. (2011). Short arbitrage, return asymmetry and the accrual anomaly. Review of Financial Studies, 24 (7), 2429-2461. Doi: 10.1093/rfs/hhr012

[28] Jacobs, H., & Müller, S., (2017). Anomalies across the globe: Once public, no longer existent?Available at: SSRN: https://ssrn.com/abstract=2816490. Doi: 10.2139/ssrn.2816490

[29] Karami, G., & Morshedzadeh Bafghi, M. (2015). Earnings-based anomaly, accrual-based anomaly and the relationship between them. Journal of Accounting Knowledge, 5 (19), 7-26. (In Persian). Doi: 10.22103/jak.2015.882

[30] Keim, D. B. (1983). Size-related anomalies and stock returns seasonality: Further empirical evidence. Journal of Financial Economics, 12, 13-32.

[31] Khan, M. (2008). Are accruals mispriced? Evidence from tests of an intertemporal capital asset pricing model. Journal of Accounting and Economics, 45 (1), 55-77. Doi: 10.1016/j.jacceco. 2007.07.001

[32] Kim, Y. J., Lee, J., Lee, S. J., & Sunwoo, H. (2017). Do mutual funds exploit the accrual anomaly? Korean evidence. Pacific-Basin Finance Journal, 46 (2), 227-242. Doi: 10.1016/j.pacfin.2017.09.008

[33] Kordestani, G., & Shahsavand, M. (2013). The compare of excess returns of portfolio based on traditional accruals and percent accruals. Journal of Accounting and Auditing Review, 20 (3), 101-123. (In Persian). Doi: 10.22059/acctgrev. 2013.35678

[34] Lev, B., & Nissim, D. (2006). The persistence of the accruals anomaly. Contemporary Accounting Research, 23 (1), 193–226. Doi: 10.1506/C6WA-Y05N-0038-CXTB

[35] Mashayekhi, B., Fadaei Nejad, M., & Kalate Rahmani, R. (2010). Capital investments, accruals and stock returns. Financial Accounting Researches, 2 (1), 77-92. (In Persian).

[36] McLean, R., & Pontiff, J. (2016). Does academic research destroy stock return predictability? Journal of Finance, 71 (1), 5-32. Doi: 10.1111/jofi.12365

[37] Mehrani, S., & Nonahal Nahr, A. (2008). An investigation of implementing contrarian trading strategy in Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting and Auditing Review, 15 (1), 25-46. (In Persian).

[38] Nallareddy, S., & Ogneva, M. (2017). Accrual quality, skill and the cross-section of mutual fund returns. Review of Accounting Studies, 22 (2), 503-542. Doi: 10.1007/s11142-017-9389-z

[39] Novy-Marx, R. (2013). The other side of value: The gross profitability premium. Journal of Financial Economics, 108, 1-28. Doi: 10.1016/j.jfineco.2013.01.003

[40] Saeedi, A., & Bagheri, S. (2011). Contrarian strategy in Tehran Stock Exchange. Financial Research Journal, 12 (30), 75-94. (In Persian).

[41] Sewell, M. (2012). The efficient market hypothesis: Empirical evidence. International Journal of Statistics and Probability, 1 (2), 164-178. Doi: 10.5539/ijsp.v1n2p164

[42] Shahryari, S., & Salim, F. (2014). Examination of the mispricing of abnormal accruals on the Tehran Stock Exchange from 1381 to 1389. Asset Management & Financing, 2 (3), 1-16. (In Persian).

[43] Sloan, R. G. (1996). Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings? Accounting Review, 71 (3), 289-315.

 

 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 1,242
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 509


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب