رابطه بین بازده غیر عادی و حسابداری محافظه کارانه در بورس اوراق بهادار تهران

27 رابطه بین بازده غیر عادی و حسابداری محافظه کارانه در بورس اوراق بهادار تهران دکتر قاسم بولو* دکتر محمد مرفوع** علیرضا ابوالحسنی طرقی*** چکیده با توجه تئوری نمایندگی امید کسب خبرهای خوب آتی موجب انگیزش مدیران برای به تآخیر انداختن خبرهای بد اقتصادی جهت کسب بازده اضافی می گردد.حال آن که رویکرد محافظه کارانه در حسابداری به عنوان سازوکار کنترلی مؤثر در شناسایی خبرهای بد نسبت به خبرهای خوب اقتصادی مدیران را از خوش بینی بیش از حد باز داشته و چارچوبی برای شناسایی رویدادهای اقتصادی فراهم می آورد.لذا در این پژوهش چالش مذکور از طریق بررسی رابطه بین بازده غیر عادی و محافظه کاری با استفاده از اطالعات 93 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار در دوره 8 ساله 1383-1390 مورد ارزیابی قرار گرفته است. در مطالعه حاضر از معیار عدم تقارن زمانی شناسایی سود و زیان) باسو 1997( برای سنجش محافظه کاری و از الگوی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای CAPM مبتنی بر مدل شناخته شده بازار برای سنجش بازده غیرعادی استفاده شده است.همچنین به منظور تعدیل متغیرهای اصلی پژوهش از معیارهای شکاف قیمت خرید و فروش سهام به نمایندگی از تأثیر تقارن اطالعاتی بر محافظه کاری و درصد مالکان نهادی به نمایندگی از تأثیر حاکمیت شرکتی بر محافظه کاری کمک گرفته شده است. نتایج آزمون فرضیه های پژوهش حاکی از آن است که بین بازده غیرعادی و درجه محافظه کاری رابطه منفی معنادار وجود دارد. همچنین بررسی اثر وقفه های زمانی متغیرهای تحقیق در سنوات متوالی گویای وجود ارتباط علت و معلولی )متقابل( میان دو متغیر اصلی پژوهش می باشد که این مهم مبین نقش برجسته تدوین استانداردهای حسابداری در کارایی بازارهای سرمایه تعدیل هزینه های تأمین مالی و به تبعیت از آن ایجاد اقتصاد پویا در کشور است. واژگان کلیدی :حسابداری محافظه کارانه بازده غیر عادی عدم تقارن اطالعاتی الگوی قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای CAPM * استادیار حسابداری دانشگاه عالمه طباطبایی ** استادیار حسابداری دانشگاه عالمه طباطبایی *** دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه عالمه طباطبایی

28 1- مقدمه امروزه با گسترش مکانیزم های داد و ستد در بازار اوراق بهادار اطالعات وسيله و ابزار مهمي در تصميم گيري هاي اقتصادي به شمار مي آيد و بدون شك كيفيت تصميمات به صحت دقت و بهنگام بودن اطالعاتي بستگی دارد كه از سوي ناشران اوراق بهادار و واسطه گران فعال در اين بازار منتشر مي گردد و در اختيار گروه های ذی نفع از جمله سهامداران قرار مي گيرد. با اين حال و با تاکید بر نظریه انتخاب عقالني 1 اين احتمال همواره وجود دارد كه منتشر كنندگان اطالعات که شناخت بيشتري از وضعيت مالی شركت دارند بتوانند اطالعات را به صورت جانبدارانه در اختيار افراد برون سازماني قرار دهند و با کسب بازده بیشتر نسبت 2 به سایر گروه های ذی نفع منافع شخصي خود را حداكثر نمايند. تقابل چنین نظریه های با فرضیه بازار کارا موجب گرديده است تا موضوع بازده غیر عادی در چند دهه اخير مورد توجه بسياري از پژوهشگران قرار گيرد.نتايج این قبیل پژوهش ها حاكي از آن است كه استفاده از زویه های محافظه کارانه به عنوان یک سازو كارهاي كنترلي مناسب در زمينه نحوه انتشار صورت های مالی تهیه شده بر اساس استانداردهای حسابداری که به عنوان يكي از مهمترين حلقه هاي ارتباطي بين افراد برون سازماني و درون سازماني به شمار مي آيد مي توان ميزان بازده غیر عادی را کاهش داد و بازارهای سرمایه را به سمت بازارهاي كارآمد سوق داد. از همین روی در اين پژوهش رابطه بين بازده غير عادي به نمايندگي از ميزان كارايي بازار و محافظه كاري به نمايندگي از نقش حسابداري در تقابل با انگيزه هاي شخصي مديران را مورد بررسی قرار گرفته است. 2- بیان مسئله طبق تئوري بازار كارا در بازار كارا در شكل قوي قیمت اوراق بهادار منعكس كننده تمام اطالعات مربوط و موجود در بازار بوده و اطالعات محرمانه به طور رايگان و بدون محدوديت در دسترس همه سرمايه گذاران در بازار سرمايه قرار مي گيرد. در صورت وجود چنين اطالعاتي افرادي كه به اين اطالعات دسترسي دارند مي توانند از آن در جهت پیش بيني قيمت سهام استفاده نمايند و بدين ترتيب هيچگونه بازده غیر عادی بدست نخواهد آمد. بنابراين مي توان اينگونه استدالل نمود كه در صورت كاهش بازدهي غير عادي مي توان بازار سرمايه را به سمت مدل بازا كارا سوق داد و از مزاياي چنين مدلي بهره مند شد. از اين رو كاهش در بازده غير عادي صرفا از طريق شناسايي عوامل موثر بر آن امكان پذير مي باشد. يكي از عوامل تاثير 1- جامعه مجموعهای از افراد هستند که کنش عقالنی دارند. این کنش عقالنی معطوف به هدف و مبتنی بر عقالنیت ابزاری )اراده و نفع طلبي( اصل به حداکثر رساندن منفعت می باشد. 2- قيمت اوراق بهادار منعكس كننده همه اطالعاتي است كه بدون هيچ تعصب و يا يك سو نگری در بازار وجود دارد و بازار هيچ اطالعات اثرگذار و با اهميت را ناديده نمیگیرد بنابراین حرکتها و تغییرات بعدی قیمتها غير قابل پیش بینی است چرا كه تغییرات قیمت تنها به علت جريان اطالعات جدید در بازار اتفاق میافتد. در نتیجه کسی نمیتواند بازده غیرعادی و باالتر از میانگین داشته باشد.

29 گذار در بازدهي غير عادي عدم تقارن اطالعاتي مي باشد. اگر مجموعه اطالعاتي پيش از ارائه به عموم در اختيار فرد خاصي قرار گيرد او خواهد توانست به وسيله آن اطالعات به بازده غير عادي دست يابد كه اين امر تاكيدي بر ارزش اطالعات است )واندا واالس 2006 به نقل از وديعي وحسینی 1391 (. اغلب پژوهشگران معتقدند در صورتي كه اطالعات مورد نياز به صورت نامتقارن بين افراد توزيع شود مي تواند نتايج متفاوتي را نسبت به يك موضوع واحد سبب گردد و بدين ترتيب بازدهي اضافي را براي افرادي كه به اطالعات محرمانه دسترسي دارند فراهم مي آورد. بر اين اساس افرادي مي توانند بازدهي اضافي پايدار بدست آورندكه به طور مداوم اطالعات محرمانه را در اختيار داشته باشند و يا توانايي خاصي براي كسب بازده غير عادي پايدار بر مبناي اطالعات عمومي نسبت به ديگر سرمايه گذاران داشته باشند )راعي تلنگي 1387 (.ازجمله افرادي كه به چنين اطالعاتي دسترسي دارند مي توان به مديران و 1 افراد درون سازماني اشاره نمود. براساس تئوري نمايندگي بر گرفته شده از تئوري بازي ها مديران به عنوان نمايندگان سرمايه گذاران ممكن است به گونه اي عمل نمايند و يا تصميماتي اتخاذ نمايند كه لزوما در راستاي به حداكثر رساندن ثروت سهامداران نباشد. تضاد منافع ميان مديران و سرمايه گذاران موجب شده است كه مديران از برتري اطالعاتي خود براي انتقال ثروت از سرمايه گذاران به سمت خودشان استفاده نمايند )واتز - 2002 (.افزايش قيمت بازار سهام منافع مدير را افزايش مي دهد و مديران مي توانند اطالعات را به گونه افشاء نمايند كه قيمت سهام را افزايش دهند )الفوند و واتز -2008(. بدین ترتيب و با توجه به تئوري نمايندگي به نظر مي رسد وجود ساز و كار كنترلي و يا نظارتي كافي براي محافظت از سهامداران در مقابل تضاد منافع الزم باشد.وضع محدوديت قانوني جهت عدم افشاء اطالعات محرمانه عدم اجازه معامله و سرمايه گذاري براي افراد داراي اطالعات محرمانه و همچنين افزايش كيفيت اطالعات عمومي تهيه شده در صورت هاي مالي از سازو كارهايي است كه ضمن كاهش بازدهی غیر عادی از سرمايه گذاران برون سازماني در مقابل مسأله نمايندگي محافظت مي نمايد. در چنين شرايطي تدوين كنندگان استانداردهاي حسابداري با هدف حمايت از حقوق ذي نفعان بر ارائه اطالعات مفيد به سرمايه گذاران تاكيد مي نمايند و از محافظه كاري به عنوان ابزاري براي كاهش هزينه های نمايندگي مرتبط با نامتقارن بودن اطالعات استفاده مي نمايند. حسابداري محافظه كارانه بهترين خالصه ممكن از اطالعات قطعي به غير از قيمت سهام در رابطه با عملكرد جاري براي سرمايه گذاران فراهم می آورد و همچنين باعث افشاء آن دسته از اطالعاتي مي گردد كه مديران نسبت به انتشار آنها بي ميل هستند.)الفوند و واتز 2008 (.محافظه كاري از طريق محدود نمودن مديريت سود و بهبود سطح افشاء اطالعات مي تواند منجر به بهبود محيط هاي اطالعاتي گردد )دي كروات 2012( و با شناسايي سريع اخبار اقتصادي بد نسبت به اخبار اقتصادي خوب منجر به افزايش سطح كيفيت افشاء اطالعات حسابداري تغيير رفتار مبادالتي 1- تئوری بازی ها تئوری است كه در مورد رابطه متقابل دو یا چند بازیگر الگوهایی ارائه مي نمايد. این رابطه متقابل در حالی برقرار می شود که از یک سو پدیده عدم اطمینان ناشی از قابل پیش بینی نبودن رویدادها و از سوی دیگر اطالعات نامتقارن وجود دارد.

93 زمستان 57 شماره چهاردهم سال 30 تهران بهادار اوراق بورس در کارانه محافظه حسابداری و عادی غیر بازده بین رابطه هايجلست و )براون شود می شركت ارزش به راجع اطمينان عدم کاهش و اطالع بي يا و ناآگاه گزاران سرمايه افزایش را بازار كارايي كاهش را نادرست گزينش مساله و اطالعاتي تقارن عدم خود نوبه به مهم اين و 2011( بنابراين. داد خواهد كاهش را بازار در عادي غير بازدهي و نزديكتر سهام ذاتي ارزش به را سهام بازار ارزش عادي غير بازده نرخ تواند مي اطالعاتي تقارن عدم كاهش طريق از كاري محافظه كه نمود استدالل توان مي سرمایه تمایل و انگیزه )1( طریق این از و آورد فراهم را كارا بازار سمت به بازار حركت زمینه و دهد كاهش را سهولت با توانست خواهند تجاری واحدهای )2( داد خواهد افزایش بازارهایی چنین به ورود برای را گذاران تولید سمت به راکد های سرمایه حرکت زمینه )3( نمایند تامین را خود مالی منابع کمتر هزینه با و بیشتر نقدینگی بین ارتباط ) 4 (افزایش رساند خواهد حداقل به را سرمایه بازار در حاکم های انظباطی بی و فراهم را داد) 5 ( خواهد کاهش بیکاری نرخ و تورم نرخ طریق این واز آورد می فراهم را ملی ناخالص تولید و جامعه در پویایی زمینه دولت گری تصدی فعالیتهای کاهش طریق از و کاهش را دولت به تجاری واحدهای وابستگی. آورد خواهد فراهم را اجتماعی و اقتصادی پژوهش نظری مبانی 3- محافل و مالي بازارهاي در )كالسيك( مدرن مالي تئوریهای حاكميت از قرن نیم از بیش گذشت با و تبيين در مدرن مالي تئوری صالبت كه يافته ظهور 1 قاعدههایی( )خالف استثنائات اخير دهههای در علمي پذيرش با مالي محققان از برخي رو اين از است نموده مواجه جدي چالش با مالي پدیدههای برخي توصيف نقطه و نهاده بنا رفتاري مالي پارادایم يك عنوان به را نوين مالي تئوري شناختي روان و رفتاري پدیدههای اتخاذ در گذاران سرمايه كه باورند اين بر آنها آوردند. وجود به مالي تحقيقات زمینههای در جديدي عطف زا متفاوت كامال گونهای به آنها بازدهي و سهام آينده قیمتهای و ريسك مقوله به خود مالي تصمیمهای آن از حداقل يا هستند ناکارا بازارها ۱( كه معتقدند اخير محققين همچنين کنند. می نگاه مدرن تئوریهای انتخاب در فردي گذاران سرمايه رفتار ۲( نيستند. برخوردار شدهاند. بنا آن بر 2 مدرن تئوریهای كه کارآیی پذيرش مستلزم بیشتر )بازده بازده و ريسك بين معروف رابطه ۳( است متفاوت هم از بهادار اوراق سبد در كه باورند اين بر مدرن مالي تئوري طرفداران از برخي مقابل در نيست. برقرار لزوما است( بیشتر ريسك عوامل عقالیی غیر رفتار بر شاهدي نه استثناها اين مشاهده اما باشد. داشته وجود استثناهايي ميتواند بازار يا و اطالعات نادرست تحليل و جمعآوري دليل به بيشتر بلكه است. بازار كارايي بر نقضي نه و است اقتصادي و 3 عقالنی انتخاب نظریه از گیری بهره با آنها تانكز ۲۰۰۳ (. و )هان است سيستماتيك ريسك نادرست تعريف 1- Anomalies 2- The new finance به ابزاري عقالنيت با شرایطی هر در هدفمند و مختار آگاه افراد ) Rational choice theory عقالني) انتخاب نظریه اساس بر - 3- اقتصادي ریشه باشد. آنان برای بیشتری منفعت و سود متضمن که زد خواهند انتخابهایی به دست و هستند خود سود افزایش دنبال هستند خویش سود کردن حداکثر دنبال به منطقی جستجوگران عنوان به انسانها که است حاكم دیدگاه این بر عقالنی انتخاب نظریه اسکینر شخصيت نظریه براساس میگردد. باز اسکینر شخصيت نظریه بر حاکم دیدگاه نظریهبر این شناسی جامعه ریشه.همچنين کلید یادگیری قوانین کشف یا شناخت بنابراین میکنند تغییر و میآیند وجود به یادگیری اساس بر عمدتا انسان شخصیت و رفتارها )شاملو 1382 ( است. انسان رفتار شناخت

31 نظریه مطلوبیت مورد انتظار 1 و تاکید بر مدل های رفتاری و فرضیه بازار کارا روشهای را برای بررسی کارایی بازار تعبیه نمودند که درادامه به آنها اشاره شده است. 1-3- مدل های رفتاري در بازار سرمايه و فرضيه بازار كارا در اوايل قرن بيستم صاحبنظران بازارهاي اوراق بهادار اظهار داشتند كه نميتوان رفتار آينده قيمت را پيشگويي كرد. مدتي بعد رابرتز با استفاده از جدول اعداد تصادفي تغييرات قيمت ها را براي مدت ۵۲ هفته بررسي نمود. وي نتيجه گرفت كه رفتار سري زماني قيمت ها مشابه اعداد تصادفي است )رابرتز ۱۹۵۹(. نتيجه اين تحقيق موجب شد تا محققين ديگري با استفاده از مدل بازي منصفانه )جوانمردانه ) 2 مدل ساب مارتينگال 3 و مدل گشت تصادفي 4 به بررسي رفتارهاي قيمت سهام بپردازند. طبق مدل بازی منصفانه با فرض در دسترس بودن اطالعات بازده مورد انتظار اوراق بهادار تابعي از ريسك آنها می باشد )فاما 1965 ( در اين شرايط سرمايهگذاران متخصص نميتوانند به صورت فردي يا گروهي به بازدههاي برتر يا بيشتر دست يابند. )هاگن ۱998(. از این حیث اگر بازده مورد انتظار عادي مستلزم پذيرش ريسك باشد سرمايه گذاران نمیتوانند انتظار داشته باشند كه بازده سرمايه گذاري آنها در سهام بيشتر از بازده انتظاري عادي آن سهام شود )اسكات 2008 (.طبق مدل ساب مارتینگال اگر در يك بازار اطالعات به طور كامل در دسترس باشند ارزش مورد انتظار قیمتها در روز آينده برابر يا بزرگتر از قیمتهای امروز می باشد. به عبارت دیگر در این شرایط قيمت اوراق بهادار در برابر اطالعات جديد به صورتي سريع و دقيق واكنش نشان میدهد 5 )هاگن ۱998(. يك از تحقيقات انجام گرفته در اين ارتباط توسط فاما فيشر جنسن و رال انجام شده است. آنان با استفاده از دادههاي ماهانه در مورد تجزيه سهام شرکت های بورس نيويورك در طي سالهای ۱۹57-۱۹27 واكنش قيمت سهم در برابر تجزيه سهام را مورد بررسي قرار دادند. آنان در بررسي خود به دنبال پاسخ اين سوال بودند كه آيا بازده غير عادي پيرامون زماني كه تجزيه سهام صورت میگیرد مشاهده می شود يا خير که نتيجه بررسي آنان با الگوي بازار كارا سازگار بود )فاما و سايرين ۱۹۶۹(. در مقابل اين تحقيق سينايي و ادريسي ۱۳۸۳ با استفاده از مفروضات حاكم بر تحقيق فاما و همکارانش به بررسي تأثیر خبر تجزيه سهام در بورس تهران پرداختند كه نتايج بررسي آنان با الگوي بازار كارا 1- در نظریه مطلوبيت مورد انتظار معموال چنين فرض میشود كه وراي بازده مورد انتظار كه رابطه مستقيمي با مطلوبيت مورد انتظار فرد دارد. ريسك عامل ديگري است كه بر مطلوبيت مورد انتظار در جهت عکس تأثیر میگذارد. از اين رو افرادي كه بخردانه تصميم میگیرند ريسك گريزند و افراد ريسك گريز بين ريسك و بازده مورد انتظار نوعي مصالحه به وجود میآورند. )اسكات 8002 (. 1- Fair game 2- Submartingale 3- Random Walk 4- Fama, Fisher, Jensen and Roll

93 زمستان 57 شماره چهاردهم سال 32 تهران بهادار اوراق بورس در کارانه محافظه حسابداری و عادی غیر بازده بین رابطه گشت مدل همچنین دارد(. وجود مجمع تشكيل تاريخ پيرامون عادي غير )بازده بود ناسازگار قيمت در فورا اطالعات و باشد آزاد اطالعات جريان اگر كه است نظريه این بر منطبق تصادفی تغيير از و مینماید منعكس را فردا اخبار فقط فردا قيمت تغيير گاه آن شود. منعكس سهام شده شناخته اطالعات همه كامل طور به قیمتها نتیجه در بود. خواهد مستقل امروز قيمت سرمايه مشابه بازدهي نرخ میتوانند نيز مطلع غير گذاران سرمايه حتی و مینمایند منعكس را بازارهاي در که معنا بدین (. 1 مالكيل ۲۰۰۳ و )بورتن نمايند كسب متخصص و مجرب گذاران مورد بازده در تغييرات و باشند می تصادفي نوسان داراي زمان طول در بايد سهام قيمت كارا توجه مورد زماني دورههاي به متعلق بهره نرخ و ريسك صرف در تغيير اساس بر انتظار. ۱998( )هاگن میگیرد انجام سطح در بازار كارايي آزمونهای محققان تا گردید سبب سهام قیمت رفتار بررسی به نسبت قيمت تعديل سرعت با ارتباط در غالبا که شدند تعبیه ای گونه به قوي نيم سطح در بازار كارايي بررسي جهت ابتدا در پژوهشگران شدهباشد. منتشر عمومي اطالعات الگوي جمله از آنها مبناي بر شده تبيين های مدل و بازار الگوي نظريه از قوي نيم چند در اما مینمودند. استفاده 2 CAPM سرمایهای های دارایی گذاري قيمت عاملي تك و ) ۱۹۸۰ (.روزنبرگ 5 استاتمن )1988(. 4 هانداري )۱۹۸۱( 3 بانز همچون محققاني گذشته دهه گونهای به نمودند فراهم را CAMP مدل نقص با ارتباط در را تجربي شواهد )۱۹۸۵( 6 النشتن دو كه رسيدند نتيجه اين به بازده با ارتباط در تحقيقي انجام با )۱۹۹۲( 7 فرنچ و فاما كه با قویتری ارتباط كه هستند متغيرهايي بازار ارزش به دفتري ارزش نسبت و اندازه عامل براي جايگزيني عنوان به را فرنچ و فاما عاملي سه مدل ۱۹۹۳ سال در رو اين از دارند بازده ۱۹۹۵ سال در نبود عرصه اين در پژوهشگران كار پايان اين اما نمودند. ارائه CAPM مدل از يكي عنوان به APT آربيتراژ گذاري قيمت مدل جف و فيلد وستر همراه به راس استيفن 8 هولت برن ۲۰۰۷ سال در همچنين نمودند. ارائه را CAMP جايگزين های مدل جذابترین مدل یک عنوان به را RBM مدل مدلAPT تجربيات و مدلCAPM قواعد از استفاده با. نمودند ارائه جایگزین 1- Bourton and Malkiel 2- Capital Assets Pricing Model 3- Benz, Rolf. 4- Handari, L. c. 5- Stattman 6- Rosenberg, Reid & Lanstein 7- Fama, Eugene. F. and Kenneth R. French. 8- Graham Bornholt

33 2-3 -مفهوم محافظه كاري محافظه كاري 1 يكي از ویژگیهای برجسته گزارشگري مالي به شمار میرود که در قالب یک میثاق محدودکننده در چارچوب اصول و مفاهیم حسابداري ایفاگر نقش مهمی در محدود کردن رفتارهاي فرصتطلبانه مدیران در جایگاه تهیه کنندگان اطالعات میباشند و در چند دهه اخير به واسطه رسوایی های مالي شرکت هایی همچون انرون و ورلد كام اين مهم بيش از پيش توجه جامعه حسابداري را به خود جلب نموده است. اهميت اين مفهوم بدان اندازه است كه باسو )۱۹۹۷( استرينگ )۱۹۷۰ ) محافظه كاري را مؤثرترین اصل ارزشيابي در حسابداري میدانند.با اين وجود پيشگامان اين مفهوم هنوز نتوانستهاند به يك تعريف واحدي دست پيدا نمايند به گونهای كه برخي از آنها از جمله فلسام و اوهلسون )۱۹۹۵( با استفاده از رويكرد جانبداری در ارائه كمتر از واقع نشان دادن ارزش دفتري سهام نسبت به ارزش بازار اقدام به تعريف مفهوم محافظه كاري مینمایند و برخي ديگر از جمله باسو )۱۹۹۷( با استفاده از رويكرد تسريع بخشيدن در شناسايي زیانها و به تعويق انداختن شناسايي سودها تعاريفي را در ارتباط با محافظه كاري ارائه مینمایند.به عنوان نمونه فلسام و اوهلسون - 2 1995 معتقدند محافظه كاري به معناي انتظار اینکه خالص ارزش دارایی های گزارش شده توسط یک شرکت. در بلند مدت از ارزش بازار آن کمتر باشد. هندريکسون و ون بردا ۱۹۹۲ محدوديت کلي ابهام را به عنوان مبنايي براي ارائه مفهوم محافظه کاري در حسابداري سنتي میدانندو معتقدند هر چند ممکن است برآوردها و پیش بینیهای مربوط در حسابداري به طور كامل نباشند. اما میبایست معیار های مبتنی بر برآوردهای گذشته را به دقت انجام داد و با استفاده از برآوردهای جدید و قابل اتکا تر آنها را تعدیل نمود. همچنين آنها بر اين موضوع تاكيد می کنند كه از لحاظ واکنش بازار اوراق بهادار نسبت به سودهاي گزارش شده نظريه بازارهاي کارا نشان 3 میدهند که به طور سيستماتيک روشهای مختلف اصول عمومي پذيرفته شده در حسابداري موجب گمراهي سرمايه گذاران در محاسبه سودهاي عملياتي گزارش شده نمیشوند از اين رو سرمايه گذاران بايد درجهای از محافظه کاري را در قالب انتظارات خود از کاربرد سود حسابداري براي برآورد جریانهای نقدي آتي بکار گيرند. با این وجود تاکنون انتقاداتی توسط گروههایی همچون فعاالن بازار سرمایه استاندارد گذاران و محققان آکادمیک نسبت به محافظه کاری صورت گرفته است. یکی از این انتقادات مربوط به رفتار نامتناسب حسابداری محافظه کارانه در خصوص شناسایی عایدات و زیانها می باشد چرا که عدم شناسایی سود جاری در اثر کمتر شناسایی کردن خالص دارایی ها منجر به شناسایی سود در دوره های می شود که ارتباطی به آن دوره ندارد )واتز 2003(. پيتون و ليتلتون با مقايسه روش بهاي تمام شده با 1- Conservatism 2- Feltham & Ohlsons 3- Generally Accepted Accounting Principles,GAAP

34 روش اقل بهاي تمام شده و قيمت بازار به این موضوع اشاره می کنند و معتقدند شناسایی کمتر دارایی در دوره جاری باعث خواهد شد تا در دوره های بعد درآمد اضافی شناسایی شود 2 )پیتون و لیتلون 1940 ) 1. استرلینگ معتقد است محافظه کاری منجر به نفی اصول حسابداری می شود چرا که هر گاه محافظهکاری با یک اصل حسابداری تضاد داشته باشد به آن چیره می شود. به عنوان مثال اصل بهای تمام شده تاریخی )در مقابل اقل بهای تمام شده یا بازار( شناخت درآمد بر مبنای فروش )در مقابل مبنای اقساطی شناخت درآمد( اصل تطابق )در مقابل به هزینه منظور کردن مخارج تحقیق و توسعه( اصل ثبات رویه )در مقابل تغییر از بهای تمام شده به قاعده اقل بهای تمام شده یا قیمت بازار( اصل افشا )در مقابل کمتر از واقع بیان کردن ارزش دارایی ها(. با وجود چنین انتقادهایی طرفداران محافظه كاري عقیده دارند که کماکان از محافظهکاری در عمل پیروی می شود. زیرا سالها تجربه به حسابداران نشان داده که محافظهکاری میثاقی محتاطانه و مفید در محیطی پر از ابهام است. آنها با این استدالل که مدیران و مالکان به طور طبیعی گرایش دارند که نسبت به واحد تجاری بیش از اندازه خوشبین باشند. محافظهکاری را نوشداروی الزم برای این خوشبینی بیش از حد می داند. 3-3- انواع محافظه كاري بيور و رايان )۲۰۰۰( با اين ادعا كه هیچ گاه نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري برابر با يك نمی شود بيان نمودند اختالف به وجود آمده بين ارزش دفتري و ارزش بازار به دو بخش تقسيم میشوند که يكي از آنها ماهيت دائمي دارد و ديگري ماهيتي موقتي دارد.بخشي كه ماهيت دائمي دارد در ارتباط با اعمال رويه محافظه كارانه در شناسايي اقالم در صورت های مالي می باشد که در اين حالت هميشه ارزش دفتري از ارزش بازار كمتر است. بخشي كه جنبه موقت دارد نيز ناشي از برخورد محافظه كارانه در دورههای پس از شناخت اوليه اقالم دارايي و بدهي است. در دورههای مذكور با در دسترس قرار دادن اطالعات جديد زيان كاهش ارزش به سرعت شناسايي می شود ولي افزايش ارزش منعكس نمی شود. بدين ترتيب تا زماني كه شواهد قابل اتكا از افزايش ارزش خالص دارایی ها فراهم شود ارزش دفتري خالص دارایی ها از ارزش بازار آن كمتر است.بيور و رايان )۲۰۰۰ ) بخشهای موقت را تأخیر و بخش دائمي را سو گيري حسابداري ناميدند ولي در سال ۲۰۰۵ دو اصطالح محافظه كاري شرطي )محافظه كاري پيش رويدادي 3 و يا محافظه كاري مستقل از اخبار ) 4 و محافظه کاری غير شرطي )پس رويدادي 5 و يا محافظه كاري وابسته به اخبار( جايگزين اصطالحات قبلي نمودند. ديدگاه فلتهام و اوهلسون )۱۹۹۵( در انطباق محافظه كاري شرطی می باشد چرا 1- William patan and A.c.Littleton, 2- Contradicition of accounting principles 3- Ex Ante Conservatism 4- News - Independent Conservatism 5- Ex Post Conservatism

35 كه بر اساس دیدگاه آنها در مواردی که تردیدی واقعی در انتخاب بین دو یا چند روش گزارشگری وجود دارد آن روشی باید انتخاب شود که کمترین اثر مطلوب بر حقوق صاحبان سهام داشته باشد. همچنین ديدگاه باسو )۱۹۹۷( در انطباق با محافظه كاري غیر شرطی می باشد چرا كه بر اساس ديدگاه آنان محافظه کاری الزام به داشتن درجه باالتری از تایید برای شناخت اخبار خوب مانند سود در مقابل شناخت اخبار بد مانند زیان تعریف مینماید. 4-3 -فلسفه وجودي محافظه كاري و ارتباط آن با بازده غیر عادی محققان تعابير مختلفي را دربارهی گزارشگری مالی محافظه كارانه ارائه کردهاند و معتقداند ریشه محافظه کاري در گزارشگري مالی به وسیله چهار عامل تعبیر و توجيه قراردادي 1 تعبير و توجيه دعاوي قضایی 2 تعبیر و توجيه قانون گذاري 3 تعبير و توجيه مالیاتی قابل تفسیر هستند. از اين ميان تعبیر قراردادی اهميت بيشتر و سابقه طوالنیتری نسبت به دیگر تعابیر محافظه کاری دارد. به گونه ای که در این تعبیر تاكيد می شود كه واحد تجاري مجموعه از قراردادها هستند كه بين گروههای ذينفع از جمله اعتباردهندگان سهامداران و مديران منعقد میگردد و اين قراردادها هستند كه حيطه و قلمرو واحد تجاري را تعيين مینماید. چرا که در صورت نبودن قرارداد بين گروههای ذينفع تالش در جهت حداكثر نمودن ثروت سهامداران صورت نمیگیرد. عرب مازار ( ۱۳۸۸( حال آنكه بين طرفين قرارداد تضاد منافع و عدم تقارن اطالعاتي وجود دارد و زمينه براي خطر اخالقي توسط طرفين فراهم می باشد و حسابداری محافظه کارانه پاسخی است به کژ منشی 4 به وجود آمده به وسیله گروههای مختلفی که اطالعات نا متقارن. 5 حقوق و مزایای نابرابر. 6 افقهای فکری محدود دارند. به عنوان نمونه مديران شرکت ها براي جلب نظر مساعد اعتباردهندگان وضعيت مطلوبي از سود آوري را نشان دهند تا ضمن جذب سرمايه الزم بتوانند هزينه بدهي خود را كاهش دهند )دي فاند. جيامبولو ۱۹۹۴ (. 7 همچنين ممكن است مدیران برای افزایش ثروت شخصی خود. در استفاده از معیارهای حسابداری که مبنای اطالع رسانی برای سرمایه گذاران است جانبدارانه عمل کنند و گزارش های مالی جانبدارانه تهیه و ارائه نمایند.در اين بين محافظه كاري حسابداري ميثاقي است كه به عنوان يك ساز و كار موثر براي كاهش تضاد منافع در قرارداد بدهي مطرح می شود. بتني ( ۲۰۰۸( واتز ( ۲۰۰۳( محافظه كاري را مكانيزمي موثر در قراردادهای سهامداران و شركت میدانند كه از سرمايه گذاران در مقابل فرصت طلبي مديريت محافظت مینماید. اسكنر )۱۹۹۴( معتقد است رویه های حسابداري محافظه كارانه مديران را از 1- Contracting Explanation 2- Litigation Explanation 3- Regulatory Explanation 4- Moral hazard 5- Asymmetric information 6- Asymmetric payoffs 7- Defond & jiamblolv

93 زمستان 57 شماره چهاردهم سال 36 تهران بهادار اوراق بورس در کارانه محافظه حسابداری و عادی غیر بازده بین رابطه كاهش را اخالقي خطر و مینماید جلوگيري مديران طلبي فرصت از و میدارد باز حد از بيش بيني خوش به وام اخذ قراردادهاي از بسياري كه رسيدند نتيجه اين به تحقيقي در )۲۰۰۸( همكاران و میدهد.بتني ممكن كه داشتند اعتقاد اعتباردهندگان كه دليل اين به نمیدهد را حسابداري روش تغيير اجازه گيرنده وام توزيع و حسابداري سود بيشتر گيري اندازه به نسبت مختلف حسابداري روش انتخاب با گیرنده اعتبار است و دهند.الفوند كاهش را اعطایی وام فرع و اصل وصول عدم ريسك و نموده اقدام سهام نقدي سود بيشتر هنگام در كاري محافظه اعمال خواستار گذاران سرمايه که رسیدند نتيجه اين به پژوهشي در )۲۰۰۸( 1 واتز تقارن عدم كاهش را گذاران سرمايه سوي از تقاضا اين اصلي دليل آنها هستند. گزارش ارائه و ارزیابیها. داشت خواهد همراه به را آن كاري محافظه صحيح اعمال كه میدانند اطالعاتي پژوهش تحقیقاتی پیشینه 4- خارجی های پژوهش 1-4- اولين»براي كارانه محافظه حسابداري و عملياتي»ريسك عنوان با پژوهشي در زهوانگ) 2013 ( ريچارد استفاده 2010( جل زي و سينكاليك ( نظريه از عملياتي ريسك و كاري محافظه ميان رابطه بررسي براي بار به توجه با اطالعاتي تقارن عدم كاهش در كارانه محافظه حسابداري اقتصادي نقش بر پژوهش اين نمودند. باال عملياتي ريسك داراي ها شركت كه كردند استدالل پژوهشگران اين نمايد. مي تاكيد عملياتي ريسك كه هايي شركت رسيدندكه نتيجه اين به و كنند مي انتخاب را كارانه محافظه حسابداري درجه ترين بهينه دارند بااليي عملياتي ريسك سطح كه هايي شركت نسبت به هستند عملياتي ريسك از تري پايين سطح در است آن از حاكي اين تحقيق كنند.نتايج مي تاكيد كاري محافظه هاي سياست اتخاذ بر بيشتري احتمال با دارد. وجود تعادل بازار سيگنالهاي و كارانه محافظه حسابداري بين كه گذاری سرمایه فرصتهای و کارانه محافظه حسابداری «عنوان با ای مقاله در )2013( کرنجکرای و سرادا گذاران سرمایه بین اطالعاتی تقارن عدم کاهش طریق از کارانه محافظه حسابداری که استدالل این با «آینده فرصتهای و کارانه محافظه حسابداری بین رابطه. گردد می گذاری سرمایه فرصتهای بهبود به منجر مدیران و محافظه که دهد می نشان تحقیق این.نتایج دادند قرار مورد 2005 2011- زمانی دوره در را گذاری سرمایه اطالعاتی نقش مبین مهم این که دارد آینده در گذاری سرمایه های فرصت با معناداری و مثبت ارتباط کاری. است تجاری واحدهای های هزینه کاهش در کاری محافظه ريسك بين ارتباط بررسي به «كاري محافظه و سيستماتيك ريسك «عنوان با پژوهشي در 2011( ( زها سيستماتيك ريسك داراي كه هاي شركت كه استدالل اين با.وي پرداخت كاري محافظه و سيستماتيك بد خبرهاي انداختن تاخير به براي بيشتري انگيزه آينده خوب خبرهاي آوردن بدست اميد به هستند باالتري 1- Lafond,R, and Watts,R

37 دارند فرض كردند كه رابطه معناداري بين اين دو متغير وجود دارد. نتايج اين پژوهشكر حاكي از آن است كه ارتباط منفي بين ريسك سيستماتيك و حسابداري محافظه كارانه وجود دارد. همچنين آنها به بررسي رابطه علت و معلولي ريسك سيستماتيك و حسابداري محافظه كارانه پرداختند و به اين نتيجه دست يافتند كه اين دو عامل داراي رابطه متقابل مي باشند. الرا و همکاران )2011( در پژوهشی با عنوان محافظه کاری مشروط و هزینه سرمایه«با این استدالل که محافظه کاری شرطی یک ساز و کار کنترلی است که برای هر دو گروه اعتباردهندگان و سرمایه گذاران مفید است و ارزش شرکت را افزایش می دهد.رابطه بین محافظه کاری شرطی و بازده سهام را در طی دوره زمانی 2003-1975 مورد بررسی قرار داند.آنها دریافتند بین این دو مولفه رابطه معناداری وجود دارد. جان مانل ( 2009 ) در پژوهشي با عنوان «تاثير اطالعات محافظه كارانه در حسابداري «به بررسي پيامدهاي حسابداري محافظه كارانه در تجزيه و تحليل مالي اعتباردهند گان و سرمايه گذاران پرداختند آنها مدعي شدندكه حسابداري محافظه كارانه با بهبود محتواي اطالعاتي شركت به وسيله كاهش مشكالت نمايندگي مرتبط با عدم تقارن اطالعاتي.عدم اطمينان نسبت به ساختار اطالعاتي شركت را كاهش مي دهد.اين پژوهشگران با بررسي نمونه طي سال هاي 1976 الي 2006 به اين نتيجه رسيدند كه افزايش سطح محافظه كاري منجر به كاهش 1- عدم تقارن اطالعاتي 2- نوسانات بازده سهام 3- ريسك اعتباري 4- عزينه هاي مورد انتظار گرديده و دقت پيش بيني تحليلگران را نيز افزايش مي دهد. چی و همکاران ) 2009 (در تحقیقی تحت عنوان رابطه حاکمیت شرکتی با محافظه کاري با استفاده از مدل خان و واتز )2007( و اطالعات شرکت هاي بورس تایوان و از سال هاي 1996-2004 به این نتیجه رسیدند که در شرکت هایی که بیشتر سهام شان در اختیار سهامداران نهادي بوده نیاز به حسابداري محافظه کمتر است. 2-4- پژوهش های داخلی فروغی و عباسی )1390( در پژوهشی با عنوان «بررسی عوامل موثر در اعمال محافظه کاری حسابداری «رابطه بین محافظه کاری و برخی از ویژگی های شرکت از جمله اندازه. نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام MB.عمر شرکت. طول چرخه سرمایه گذاری و عدم اطمینان خاص شرکت را با استفاده از مدل رگرسیونی خان و واتز )2009( مورد بررسی قرار دادند. نتایج این پژوهش حاکی از آن است که رابطه بین محافظه کاری با متغیرهای اندازه و عمر شرکت یک رابطه منفی و معنی دار و ارتباط بین محافظه کاری با اهرم مالی و MB.طول چرخه سرمایه گذاری. عدم اطمینان خاص. یک ارتباط مثبت و معنی دار می باشد.همچنین در این پژوهش تاثیر رفتار نامتقارن

38 محافظه کاری در شناسایی اخبار بد و خوب اقتصادی بر اقالم تعهدی غیر عملیاتی و نسبت بازده دارایی ها در طی سالهای 1379-1387 مورد بررسی قرار گرفته اند. که نتایج این پژوهش نشان می دهد با افزایش محافظه کاری میانگین و چولگی توزیع متغیرهای اقالم تعهدی اختیاری و نسبت بازده دارایی ها منفی تر می شوند و انحراف معیار بیشتر خواهد شد. خدامی پور و مالکی نیا )1391( در پژوهشی با عنوان «بررسی رابطه بین محافظه کاری شرطی و اخبار منفی آینده در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران «با این استدالل که در محافظه کاری شرطی. اخبار بد علیرغم قابلیت تایید پایین در دوره جاری شناسایی می شود اما اخبار خوب تا زمان احراز شرایط قابلیت تایید الزم. به تاخیر می افتد رابطه بین محافظه کاری شرطی و احتمال انتشار اخبار منفی آینده و همچنین رابطه بین اندازه محافظه کاری شرطی با اندازه شرکت درجه اهرم مالی و بازده غیر عادی مورد بررسی قرار دادند. نتایج این تحقیق بیانگر وجود رابطه منفی و معنی دار بین محافظه کاری شرطی و انتشار اخبار منفی آینده اندازه شرکت درجه اهرم مالی و بازده غیر عادی می باشد. کردستانی و ایرانشاهی) 1391 ( در پژوهشی با عنوان «تاثیر محافظه کاری بر میزان مربوط بودن اطالعات حسابداری به ارزش سهام «با استفاده از اطالعات شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1382-1388 دریافتند میزان مربوط بودن اطالعات حسابداری به ارزش سهام در شرکت های با درجه باالتر و پایین تر تفاوت معناداری وجود ندارد. به بیان دیگر درجه محافظه کاری شرکت ها تاثیری بر محتوای اطالعاتی ارقام حسابداری ندارد. همچنین آنها از طریق اجرای آزمون های اضافی دریافتند که شرکت های با درجه محافظه کارانه متوسط و باال اطالعات مربوط تری ارائه می کند. فخاری و رسولی )1391( در پژوهشی با عنوان «بررسی اثر محافظه کاری و کیفیت اقالم تعهدی بر کارایی سرمایه گذاری«به بررسی رابطه میان محافظه کاری و کیفیت اقالم تعهدی بر کارايی سرمايه گذاری می پردازد. برای انداز ه گیری محافظه کاری از معیار خان و واتز ) 2009 (و برای اندازه گیری کیفیت اقالم تعهدی از تفاوت سود عملیاتی و جريان وجه نقد عملیاتی استفاده شده است. در اين پژوهش داده های 111 شرکت طی سالهای 1385-1388 مورد آزمون قرار گرفته است. نتايج این تحقیق نشان می دهد. اعمال محافظه کاری کارايی سرمايه گذاری شرکت ها را افزايش داده اما ارتباط معنی داری میان کیفیت اقالم تعهدی و کارايی سرمايه گذاری وجود ندارد. بدری و اصیلزاده )1390( در پژوهشی با عنوان فراواکنشی و دامنه نوسان قیمت: شواهدي از بورس اوراق بهادار تهران با این استدالل که بر اساس فرضیه فراواکنشی به عنوان یکی از خالف قاعده هاي مطرح در بازارهاي مالی سرمایه گذاران تمایل به واکنش بیش از اندازه نسبت به اخبار و اطالعات منتشره دارند. آنها با استفاده از دامنه نوسان قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1382-1387 پرداختند. نتایج بدست آمده نشان میدهد که در کوتاه مدت فراواکنشی دربین سرمایه گذاران بورس اوراق بهادار تهران

39 دیده می شود افزون بر آن با کاهش میزان دامنه نوسان قیمت سهام شدت واکنش بیش از اندازه نیز کاهش می یابد. رضا زاده و همکاران )1387( پژوهشی با عنوان رابطه بین عدم تقارن اطالعاتی و محافظه کاري در گزارشگری مالی«با این استدالل که عدم تقارن اطالعاتي بين سرمايه گذاران موجب اعمال محافظه كاري بيشتري در گزارشگري مالي می شود. چرا که محافظه كاري هم به نوبه خود انگيزه و توان مديران را در دستکاری اطالعات حسابداری. تقليل و بدين ترتيب هزینههای نمایندگی ناشي از عدم تقارن اطالعاتي را كاهش میدهد اقدام به بررسی رابطه محافظه کاری و عدم تقارن اطالعاتی پرداختند. آنها با استفاده از اطالعات مربوط به نمونهای از شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره ۱۳۸۱ تا ۱۳۸۵ براي اندازه گيري عدم تقارن اطالعاتي و محافظه كاري به ترتيب از دامنه تفاوت قيمت پيشنهادي خريد و فروش سهام و معيار باسو استفاده شده است. نتایج آزمونهای حاکی از وجود رابطه مثبت و معنی دار میان عدم تقارن اطالعاتی بین سرمایه گذاران و سطح محافظه کاري اعمال شده در صورت های مالی است. عالوه بر این. نتایج پژوهش نشان میدهد که تغییر عدم تقارن اطالعاتی بین سرمایه گذاران موجب تغییر در سطح محافظه کاري می شود. نتایج مزبور بیانگر این است که به دنبال افزایش عدم تقارن اطالعاتی بین سرمایه گذاران. تقاضا به اعمال محافظه کاري در گزارشگري مالی افزایش مییابد. بدین ترتیب سودمندي محافظه کاري به عنوان یکی از خصوصیات کیفی صورت های مالی مورد تأیید است. نکونام و نکونام) 1۳۹۱( در پژوهشی با عنوان»رابطه بین حاکمیت شرکتی و محافظه کاری«با هدف بررسی تأثیر ساختار مالکیت بر محافظه کاری حسابداری تأثیر عوامل مؤثر بر حاکمیت شرکتی یعنی مالکیت نهادي. مالکیت شرکتی. مالکیت مدیریتی و تمرکز مالکیت بر مدیریت اقالم تعهدي و محافظه کاري حسابداري را با استفاده از مدل های تعدیلی آستامی و تاور )۲۰۰۶( 1 وگیوتی و هاین )۲۰۰۰( و اطالعات شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در یک دوره زمانی 1389-1385 آزمون نمودید. نتایج تحقیق آنها حاکی از آن است که مالکیت نهادی. مالکیت مدیریتی و تمرکز مالکیت رابطه معنادار منفی و مالکیت شرکتی رابطه معنادار مثبت با حسابداری محافظه کارانه دارد 5- گزارههای تحقیق با توجه به استداللهای موجود در ادبيات تحقيق فرضیه هایی به شرح زير طرح گرديده است. در فرضیه های گروه اول رابطه بين متغيرهاي بازده غير عادي و حسابداري محافظه كارانه مورد بررسي قرار میگیرند و در فرضیه های گروه دوم اين پژوهش به بررسي رابطه علت و معلولي بالقوه ميان بازده غير عادي و حسابداري محافظه كارانه پرداخته می شود. ضمن آنكه براي افزايش اعتبار پژوهش از فرضيات کنترلی نيز 1- astami & tower

93 زمستان 57 شماره چهاردهم سال 40 تهران بهادار اوراق بورس در کارانه محافظه حسابداری و عادی غیر بازده بین رابطه میگردد. استفاده : اول گروه فرضیه ) الف دارد. منفي ارتباط كاري محافظه ميزان با عادي غير بازده : 1 فرضيه دارد. منفي رابطه عادي غير بازده با بد خبرهاي موقع به 1-2 :اعالم فرضيه دارد. مثبتي رابطه عادي غير بازده با خوب خبرهاي موقع به 1-3 :اعالم فرضيه : دوم گروه فرضیه ) ب شود. می كاري محافظه ميزان در تغيير موجب عادي غير بازده تغيردر 2: فرضيه شود. می عادي غير بازده در تغيير موجب كاري محافظه ميزان در تغير 3: فرضيه. دارد وجود متقابل رابطه کاری محافظه میزان و عادی غیر بازده در تغیر بین : فرضیه 4 پژوهش روش 6- شناختي روش به علمي هر قوانين ارزش و اعتبار و است آن شناخت روش علمي هر مبنای معتبر راههای و ابزار قواعد از مجموعهای تحقيق روش میرود. كار به علم آن در كه است مبتني راه به يابي دست و روابط يافتن مجهوالت كشف واقعیتها بررسي براي يافته نظام و اطمينان قابل تبیین و شناسايي به زيرا است كاربردي تحقيق يك هدف نظر از حاضر پژوهش. است مشكالت حل می پرداخته کارانه محافظه حسابداری و عادی( غیر )بازدهی بازار کارایی شاخصهای میان روابط عيني توصيف با تحقیق این که چرا است توصيفي تحقيق روش و ماهيت منظر از همچنین. شود مدیران رفتارهای و اطالعات مقابل در سهامداران رفتار بهادار اوراق بازارهای منظمخصوصيات و واقعي ار»آنچههست«تا مینماید سعي و میگیرد قرار بررسی مورد کارانه محافظه های رویه به نسبت كند. گزارش و تحليل و اطالعات تجزيه مبناي بر ذهني استنتاج يا دخالت هیچگونه بدون نمونه حجم تخمین و گیری نمونه روش 1-6- میباشند. تهران بهادار اوراق بورس در شده پذيرفته های شرکت كليه شامل پژوهش این آماري جامعه جامعه انتخاب داليل جمله از سهام قيمت و مالي های صورت اطالعات به دسترسي سهولت اطالعات كيفيت غربال روش يا و هدفمند گيري نمونه روش از پژوهش ماهيت و موضوع به توجه با همچنین است. آماري آماري نمونه ویژگیهای ازجمله است. شده استفاده نمونه حجم تعیین منظور به سيستماتيك( )حذف گري

41 اين پژوهش عبارتند از: 1- شرکت سرمایه گذاري یا با فعالیت خاص )بیمه واسطه گری مالی بانک لیزینگ( نباشند. به دلیل آنکه ماهیت فعالیت این شرکت ها تفاوت قابل مالحظهای با شرکت های تولیدي و بازرگانی دارد. 2- پایان سال مالی آنها ۲۹ اسفند هر سال باشد و در طول دوره زمانی تحقیق سال مالی خود را تغییر نداده باشند. به دلیل آنکه استفاده از دادههای شرکت ها با سالهای مالی متفاوت تفسیر نتایج تحقیق را مشکل خواهد کرد. 3- دادهها و اطالعات آنها طي سال - 1390 1383 در دسترس باشد. شایان ذکر است نمونه مورد بررسی در این پژوهش شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1385-1389 می باشد.اما با توجه به مدل های پژوهش به اطالعات دو سال قبل و یک سال بعد از دوره مورد بررسی نیز نیاز می باشد. 4- سهام آنها در دوره مورد بررسی توقف معامالتی بیش از ۹۰ روز وجود نداشته باشند. به دلیل آنکه برخی از متغیرهای اصلی پژوهش مبتنی بر معامالت روزانه سهام می باشد و وقفه معامالتی منجر به سوگیری احتمالی در نتیجه را به همراه خواهد داشت. به عنوان نمونه برای محاسبه بازده غیر عادی( یکی از متغیرهای اصلی مدل های پژوهش) به ضرایب α و β موجود در مدل مبتی بر بازار )مدل رگرسیونی که مبین رابطه بین لگاریتم قیمت سهام و لگاریتم شاخص بازار برای دوره زمانی 260 روزه است( نیاز است و با توجه مطالعات و تحقیقات صورت گرفته توسط هاینگ 1998 1 بدری و اصیلزاده 1390 در این رابطه وقفه معامالتی بیش از دوره مد نظر منجر به مخدوش شدن نتیجه خواهد شد. نمونه آماری )نگاره 2( 2-6- روش تجزیه و تحلیل آماری در این پژوهش به منظور بررسي فرضیه های پژوهش و تعيين وجود رابطه معني داری بين متغيرهاي مستقل و وابسته عالوه بر استفاده از تحلیلهای توصیفی مناسب از رگرسیون چند متغیره به نمایندگی از 1- Huang

42 تحلیلهای استنباطی به صورت زیر کمک گرفته می شود. 1- بررسی نرمال بودن دادههای پژوهش با هدف تعیین استفاده از آزمونهای پارامتریک و یا نا پارامتریک جهت محاسبه فرضیه های پژوهش به کمک آزمون كلموگروف- اسميرنوف. 2- استفاده از تكنيك داده پانل جهت تعیین نمودن مدل های رگرسیونی مناسب. به کمک آزمونF لیمر و هاسمن 3- بررسی مفروضات اساسی مدل رگرسیونی شامل صفر بودن میانگین خطاها. ثابت بودن واریانس جمله خطا. عدم وجود خود همبستگی بین جمالت خطا و در نهایت نرمال بودن جمالت خطا و کمک گرفتن از آزمونهای آرچ ARCH دوربین واتسون هیستوگرام تجمعی و آماره B-J 4- تایید و یا رد فرضیه های پژوهش با استفاده از مدل تخمین شده و از طریق بررسی ضریب تعیین و ضریب همبستگی. آزمون معنی دار بودن مدل رگرسیون (تحلیل واریانس( به کمک آماره F. آزمون معنی دار بودن ضرایب رگرسیون به کمک آماره T 7- متغیرهای تحقیق با توجه به آنکه مفروضات پژوهش به دنبال بررسی روابط علت و معلولی بین متغیرهای بازده غیر عادی و میزان محافظه کاری می باشد گروه بندی متغیرهای پژوهش به متغیرهای مستقل و وابسته امکان پذیر نمی باشد. از این رو برای گروه بندی متغیرهای پژوهش از دو گروه متغیرهای اصلی و تعدیل کننده استفاده شده است. 1-7- متغیرهای اصلی الف( متغیر مرتبط با بازده غير عادي يكي از كاربردترين و معمولترین معيار محاسبه بازده مورد انتظار و به تبع آن معیار محاسبه بازده غیر عادی استفاده ازالگوی شناخته شده بازار CAPM ويليام شارپ می باشد. وی با كمك گرفتن از الگوي هري ماركويتز و تاكيد بر اين فرض كه امكان قرض دادن و قرض گرفتن توسط سرمايه گذاران و با نرخي برابر با نرخ دارایی های بدون ريسك وجود دارد نظريه پرتفليوي را بسط و تعميم داد و مدل قيمت گذاري دارایی های سرمایه ای را جهت محاسیه قیمت دارایی های ریسک دار استخراج نمود. بدین ترتیب در اين پژوهش براي محاسبه نرخ بازده غير عادي از الگوي قيمت گذاري دارايي سرمایهایCAPM )معادله 1( استفاده شده است. این مدل در پژوهش های زها ( 2011( لوئیس )2009( خدامی پور و مالکی نیا )1391( بدری و اصیلزاده ( 1390 (نیز مورد استفاده قرار گرفته است.

43 معادله 1 معادله 2 ه روز بازده غير عادي سهم j در دوره t بازده بازده واقعي سهم j در دوره t بازده مورد انتظار بر اساس الگوي بازار t در نظ در نظر گرفته شده برای این معادله یک دوره زمانی 5 روزه حول تاریخ اعالن سود )تاریخ مجمع عمومی( می باشد. بدین صورت که 5 روز قبل و 5 روز بعد از اعالن سود مبنای محاسبات می باشد. تاريخ اعلان سود ه روز از رگرسيون )معادله شماره 3( و بر مبنای دادههای تاريخي محاسبه میگردد. و همچنین معادله 3 ر اساس معادله بازده پرتفوي بازار حد فاصل زمان tو t-n كه بر اساس معادله س معادله بازده سهام حد فاصل زمان tو t-n كه بر اساس معادله محاس محاسبه مي گردد محاسبه م محاسبه مي گردد. ده از پژوهش با با توجه به تحقیق بدری و اصیلزاده ( 1390 ) بر گرفته شده از پژوهش t در نظر گرفته شده برای معادله شماره 3 یک دوره زمانی 26 0 روزه حول تاریخ اعالن سود )تاریخ مجمع عمومی( می باشد. بدین صورت که 250 روز قبل و 10 روز بعد از اعالن سود مبنای محاسبات می باشد. تاريخ اعلان سود 250 10

44 ب( متغیر مرتبط با میزان محافظه كاري يكي از كاربردترين و معمولترین معيار محافظه كاري استفاده از ضريب عدم تقارن زماني سود می باشد. )باسو 1997( محافظه كاري را به معنا انعكاس خبرهاي بد نسبت به خبرهاي خوب تفسير نمود. اين تفسير بيانگر تفاوت سيستماتيك بين اخبار خوب و بد از دو جنبه به هنگام بودن و پايداري است. از اين رو در این پژوهش و با توجه به تحقیقات زها) 2011( سرادا و کرنجکرای ) 2013 ( خدامی پور و مالکی نیا )1391( رضا زاده و همکاران )1387( فروغی و عباسی )1390( از مدل رگرسيوني باسو )1997( براي محاسبه محافظه كاري استفاده شده است. همچنین محققاني دیگری همچون گارسا )2011( کروات )2012( و قائمي و وطن دوست )1384( براي محاسبه محافظه كاري از این مدل استفاده نمودند. معادله 4 معادله 5 معادله 5 گاریتم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام سسود خالص تقسيم بر لگاريتم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام یک ميك متغیر مجازی است كه در صورتي كه RET مثبت باشد صفر و در غير این صورت یک بازده خريد و نگهداري سهام می باشد كه بر اساس معادله شماره 5 محاسبه میگردد. ب ن دوره t قيمت سهام در پايان دوره P 1 t قيمت سهام در پايان دوره P 0 DPS سود نقدي هر سهم a افزايش سرمايه از محل آوردههای نقدي و مطالبات B افزايش سرمايه از محل سود انباشته و اندوختهها در مدل باسو بازده RET(( شاخص خبرهاي اقتصادي می باشد كه مثبت بودن آن بيانگر سود اقتصادي و منفي بودن آن به معنا زيان اقتصادي است. معكوس رگرسيون سود خالص به نرخ بازده بيانگر حساسيت سود در مقابل خبرهاي اقتصادي را نشان میدهد. ضریب α2 نشان دهنده به هنگام بودن سود با توجه به اخبار خوب و ضریب )α2 α3( + نشان دهنده به هنگام بودن زيان با توجه به اخبار بد اقتصادي است و ضریب α3 بيانگر عدم تقارن زماني سود بوده كه باسو آن را به عنوان معياري براي محافظه کاری میداند.

45 2-7- متغيرهاي تعدیل کننده در این پژوهش به منظور افزایش توان تخمینی مدل های رگرسیونی مرتبط با محافظه کاری و با توجه به پیشینه تحقیقات انجام گرفته در این راستا از متغیرهای کنترلی زیر کمک گرفته شده است. SPREAD شکاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام که به صورت زیر محاسبه می شود. ميانگين قيمت پيشنهادي خريد براي براي 5 روز قبل از توقف نماد معامالتی و 5 روز بعد از بازگشایی نماد معامالتی ميانگين قيمت پيشنهادي فروش براي 5 روز قبل از توقف نماد معامالتی و 5 روز بعد از بازگشایی نماد معامالتی جدول شماره 1 به نمايندگي از تأثیر عدم تقارن اطالعاتي بر محافظه كاري : مسئله عدم تقارن اطالعاتی زمانی نمود پیدا می نماید که یکی از طرفین معامله نسبت به طرف مقابل از مزیت اطالعاتی برخودار باشد.حال آنکه حسابداري محافظه كارانه بهترين خالصه ي ممكن از اطالعات قطعي به غير از قيمت سهام را درباره ي عملكرد جاري شركت ها براي سرمايه گذاران فراهم سازد و به عنوان یک ساز و كارکنترلی بالقوه عدم تقارن اطالعاتي بين سرمايه گذاران را از بين مي برد. )الفوند و واتز 2008 (معتقدند هرچه عدم تقارن اطالعاتي بين افراد داخل و سرمايه گذاران خارج از شركت بيشتر باشد تقاضا براي محافظه كاري بيشتر خواهد بود. این متغیر در پژوهش های جان مانل ( 2009 ) ونكاتش و چيانگ) 1986 ( رضا زاده و همکاران )1387( قائمی و وطن پرست ) 1384 مورد استفاده قرار گرفته شده است. AP it - BP it 100 (AP it + BP it)/2 LEV نسبت كل بدهی ها به ارزش جاري حقوق صاحبان سهام به نمايندگي از تأثیر قرار دادهاي بدهي بر محافظه كاري: ازآنجا كه اعتبار دهندگان به ريسكهاي نامطلوب نسبت به پتانسيل مطلوب عملكرد شركت عالقه ي بيشتري دارند. قراردادهاي بدهي يكي از مهم ترين عوامل تقاضا براي محافظه كاري به شمار مي رود. واتز ( 2007 (معتقد است اعتباردهندگان عالقمند به كسب اطالع از ميزان احتمال پوشش طلبشان از طريق خالص داراييها و نقدينگي شركت در آينده هستند. قراردادهاي بدهي روش هاي حسابداري محافظه كارانه خاصي را معين كرده و از اين طريق توان مديريت را براي تغيير رويه هاي حسابداري به صورت دلخواه. محدود مي كنند. )نیکول و 2007 (. به همین دلیل کردستانی و ایرانشاهی) 1391 ( از این متغیر به عنوان یکی عوامل موثر بر محافظه کاری نام برده و در مدل های مفهومی پژوهش خود از آن استفاده نموده است.

46 MB نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري حقوق صاحبان سهام LN SALE لگاريتم طبيعي فروش به نمايندگي از تأثیر رشد عملياتي بر محافظه كاري: شرکت های با نرخ MB باالتر فرصتهای رشد و سرمایه گذاری بیشتری پیش روی خود دارند و وجود چنین شرایطی منجر به افزایش هزینه های نمایندگی خواهد شد چرا که وجود گزینه های مختلف رشد با هزینه های نمایندگی ارتباط مثبت معناداری دارند )خان و واتز 2009 ) و حسابداری محافظه کارانه ابزاری موثر در پاسخ به هزینه های نمایندگی است. خان و واتز ( 2009 ) الرا و همکاران )2011( فروغی و عباسی )1390( از این متغیر به عنوان یکی از عوامل موثر در محافظه کاری نام برده و در مدل های مفهومی پژوهش از آن استفادهنمودند. به نمايندگي از تأثیر گذاري اندازه بر محافظه كاري: با توجه به فرضيه های هزينه هاي سياسي و تأثير تجميعي رويدادها پيش بيني مي شود که بین اندازه شرکت و میزان محافظه کاری اعمال شده توسط شرکت ها رابطه معناداری وجود دارد.)واتز و زيمرمن 1986( معتقدند كه صاحبان قدرت انگيزه دارند كه براي انتقال ثروت از شركت ها به سمت خودشان موضع بگيرند. هزينه هاي تحميل شده به شركت ها تابعي ازاندازه ي آن ها است. زيرا شركت هاي كوچك تر كمتر مورد توجه هستند و بنابراين كمتر در معرض انتقال سياسي ثروت واقع مي شوند در نتيجه شركت هاي بزرگ كه تحت فشارهاي سياسي هستند. انگيزه ي بيشتري براي استفاده از رويه هاي كاهنده ي سود خالص و در نتيجه حسابداري محافظه كارانه دارند. در پژوهش های حسابداری روش های گوناگون زیادی وجود دارد که می توان اندازه شرکت را بوسیله آن اندازه گرفت. )حجازی و خادمی 1392( با استفاده از نتیجه تحقیق )فرانگ و کریال 2004 ) استدالل می کنند که لگاریتم فروش نسبت به لگاریتم دارایی ها اندازه شرکت را بیشتر منعکس می کند همچنین مهرانی و همکاران 1389 از لکاریتم فروش یرای بررسی رابطه بین اندازه شرکت و درجه محافظه کاری استفاده نموده اند. لذا در این پژوهش برای محاسبه اندازه شرکت از لگاریتم فروش برای محاسبه اندازه شرکت استفاده شده است. INSIDERPCT درصد مالكان نهادي به نمايندگي از تأثیر حاكميت شركتي بر محافظه كاري : وجود سهامداران نهادی به عنوان ساز و کار حاکمیت شرکتی موجب همسو شدن منافع سهامداران می شود و این همسویی باعث نفوذ سرمایه گذاران بر مدیریت می گردد ).شفر 1997( و با توجه به تئوری نمایندگی در شرکت های با میزان مالکیت نهادی باال. تقاضای کمتری برای رویه های محافظه کاری وجود دارد.)خان و واتز 2007(. نکونام و نکونام) 1۳۹۱( در پژوهش خود با استفاده از مدل های تعدیلی آستامی و تاور )۲۰۰۶( 1 چی و همکاران )2009( از این متغیر به عنوان یکی از عوامل موثر در تعیین درجه محافظه کاری نام می برنند. در اين پژوهش با توجه به تحقیق زها )2011( براي كنترل اثرات بازده غير عادي بر محافظه كاري متغيرهاي هم بسته كه به صورت بالقوه ممكن است بين رابطه بازده غير عادي و محافظه كاري مشكل ايجاد 1- astami & tower

47 نمايند حذف شده و جزء باقیمانده رگرسيون هاي بازده غير عادي )معادله شماره 6( به نمايندگي از بازده غير عادي مبناي آزمون فرضیه ها قرار میگیرند. معادله 6 قیمانده رگرسیون که به نمایندگی از بازده غیر عادي در آزمون فرضیه ها به عنوان معیار بازده غیر عاي بکار گرفته جز باقيمانده رگرسيون كه به نمايندگي از بازده غير عادي در آزمون فرضيه ها به عنوان معیار بازدهمی غیرشو عای بكار گرفته مي شود. 8- آزمون فرضیه های پژوهش در این بخش باتوجه به مدل های رگرسیونی مندرج در جدول شماره 2 فرضیه های آماری مورد آزمون قرار گرفته اند. به گونه ای که در ابتدا و پس از بررسی نرمال بودن متغیرهای وابسته مدل های رگرسیونی ایستایی)مانایی( وپایایی)نامانایی( متغیرهای مستقل مدل رگرسیونی و مفروضات کالسیک مدل رگرسیونی الگوی الزم برای تخمین مدل رگرسیونی مرتبط با هر یک از فرضیه های پژوهش تعیین شده است و سپس مدل های مورد نظر برآورد و نتایج حاصل از آن تخمین زده می شود.

جدول شماره 2 فرضیه پژوهش مدل آزمون 48 بازده غیر عادي با میزان محافظه کاري ارتباط منفی دارد. اعلام به موقع خبرهاي بد با بازده غیر عادي رابطه منفی دارد.) RETمنفی باشد( اعلام به موقع خبرهاي خوب با بازده غیر عادي رابطه مثبت باشد( دارد) RETمثبت تغییر در بازده غیر عادي موجب تغییر در میزان محافظه کاري میشود تغییر در میزان محافظه کاري موجب تغییر در بازده غیر عادي میشود. بین تغییر در بازده غیر عادي و میزان محافظه کاري رابطه متقابل وجود دارد مدل شماره 1 مدل شماره 2 مدل شماره 5 مدل شماره 4 مدل شماره 3. - 1-8 بررسی نرمال بودن متغیرهاي وابسته مدلهاي رگرسیونی 1-8- بررسی نرمال بودن متغیرهای وابسته مدل های رگرسیونی با توجه به اينكه در جامعههای با توزيع نرمال. روشهای پارامتريك و در جامعههای با توزيع غير نرمال. روشهای نا پارامتریک به كار گرفته می شود. لذا در این پژوهش ابتدا نرمال يا غير نرمال بودن متغیر های وابسته مدل های رگرسیونی اشاره شده در باال با استفاده از آزمون كلموگروف- اسمیرنوف) KS ( مورد بررسی قرار گرفته اند. از مزیت های این آزمون آن است که تمام مشاهدات را به صورت مشاهده اصلی در نظر می گیرد. در این آزمون هر گاه سطح معناداری کمتر از %5 باشد فرض صفر مبنی بر نرمال بودن متغیرهای مورد آزمون رد می گردد همچنین با توجه به اینکه در مدل های رگرسیونی مندرج در جدول شماره 3 تنها متغیر به عنوان متغیر وابسته به شمار می روند. لذا خالصه نتایج این آزمون در قالب جدول زیر نمایان شده است.

جدول شماره 3 49 نماد متغیر مورد آزمون مقدار آماره KS سطح معناداری نتیجه 326. NARA it فرضیه صفر : متغیر مورد آزمون نرمال است فرضیه یک : متغیر مورد آزمون نرمال نیست رد فرضیه صفر همانگونه که در جدول شماره 3 نمایان است سطح معناداری کمتر از 0.05 می باشد که این موضوع بیانگر رد فرض نرمال بودن داده ها در سطح اطمینان %95 می باشد.همچنین با نگاهی اجمالی به نمودارهای پراکندگی متغیرهای مورد بحث نسبت به خط توزیع نرمال )نگاره 3 ( در خواهیم یافت که متغیر مذبور از یک توزیع نرمال پیروی نمی نمایند.لذا این متغیر با استفاده ازروش جانسون و به کمک نرم افزار minitabe نرمال سازی شده است.که نتایج حاصل از نرمال سازی به شرح زیر می باشد. نگاره 3 نتایج استفاده از روش جانسون بیانگر این مطلب است که بعد از تعدیل متغیر سطح معناداری به 0.66 تغییر کرده است که این موضوع بیانگر نرمال شدن متغیر مورد بحث می باشد. نگاره 4

50 2-8- بررسی ایستایی)مانایی( وپایایی)نامانایی( متغیرهای مدل رگرسیونی از طریق آزمون ریشه واحد در این پژوهش پیش از برآورد مدل رگرسیونی الزم دیده شد تا مانایی کلیه متغیرهای مورد استفاده در تخمین مدل های آماری مورد آزمون قرار گیرند..چرا که تخمین مدل های رگرسیونی بدون توجه به مانایی و یا نامانایی متغیرهای مذکور زمینه بروز رگرسیون کاذب با ظاهری آراسته را فراهم می آورد. بر این اساس جهت بررسی قدرت ریشه واحد از آزمون دیگی فولر تعمیم یافته استفاده شده است. همچنین به منظور افزایش قابلیت اتکا نتایج آماری از آزمون های دیگری همچون آزمون لوین.لین و جو PP( LLC). FISHER در جهت بررسی قدرت ریشه واحد متغیرهای پژوهش استفاده شده است که خالصه نتایج آن به شرح جداول زیر می باشد نماد متغیر مورد آزمون آماره آزمون آزمون دیگی فولر سطح معنی داری نتیجه جدول شماره 4 آماره آزمون آزمون آزمونLLC سطح معنی داری نتیجه آماره آزمون آزمون PP FISHER 264.980 RET it رد فرضیه صفر -36.2134 رد فرضیه صفر سطح معنی داری 247.813 نتیجه رد فرضیه صفر تایید فرضیه صفر رد فرضیه صفر رد فرضیه صفر 0.0031 41.6377 2-3.482 0.4664 19.8652 D رد فرضیه صفر رد فرضیه صفر رد فرضیه صفر 578.521-27.4006 312.579 E CAR فرضیه صفر : متغیر مورد آزمون ریشه واحد دارد )ناماناست ) فرضیه یک : متغیر مورد آزمون ریشه واحد ندارد )ماناست ) نتایج آزمون دیگی فولر تعمیم یافته در جدول شماره 4 حاکی از آن است که فرض نامانا بودن متغیرهای استفاده شده در مدل های رگرسیونی به استثناء متغیرD در سطح اطمینان 0.95 رد می شود. همچنین با توجه به اینکه سطح معناداری متغیرD در آزمون FISHERو آزمون LLC کمتر از 0.05 می باشد لذا تایید فرضیه نامانا بودن این دو متغیر در آزمون دیگی فولر تعمیم یافته مشکل خاصی را برای برآورد مدل رگرسیونی بوجود نخواهد آورد.از این روی میتوان اینگونه استدالل نمود که فرضیه عدم وجود ریشه واحد و در نتیجه مانا بودن متغیرهای بکارگرفته شده در مدل رگرسیونی تایید می شود.

51 3-8- بررسی مفروضات کالسیک مدل رگرسیونی با توجه به اینکه تخمین مدل رگرسیونی بدون در نظر گرفتن مفروضات کالسیک منجر به ایجاد رگرسیون کاذب و در نتیجه خروجی غیر واقعی می گردد لذا در این پژوهش به منظور بررسی مفروضات کالسیک مدل رگرسیونی به تفکیک و به شرح زیر برای هر یک از مدل های رگرسیونی اشاره شده به قرار زیر می باشد.همچنین با توجه به اینکه مدل های رگرسیونی شماره 3.4 و 5 بر گرفته شده از مدل رگرسیونی شماره 1 و 2 می باشد لذا جهت جلوگیری از تکرار مکررات از انعکاس نتایج حاصل از آزمون مفروضات کالسیک مدل رگرسیونی برای مدل های رگرسیونی شماره 3.4 و 5 صرفنظر شده است. الف( بررسی نرمال بودن جزء اختالل در این پژوهش از آزمون برا و جاریکو )1981( جهت نرمال بودن جمالت باقیمانده استفاده شده است. به گونه ای که اگر جمالت خطا به صورت نرمال توزیع شده باشد نمودار آن تقریبا به صورت نرمال است و آماره B-J معنی دار نمی باشد. با توجه به نگاره 5 از آنجایی که B-J بدست آمده از مدل شماره )148.74( 1 بزرگتر از 5.96 و مقدار احتمال آن ) (کوچکتر از 0.05 می باشد. لذا فرضیه نرمال بودن جز اختالل مدل رگرسیونی شماره )1( در سطح اطمینان 0.95 رد می شود. از همین رو در هنگام برآورد مدل رگرسیونی از متغیر مجازی جهت شناسایی و حذف داده های پرت استفاده شد. 100 80 Series: Standardized Residuals Sample 1984 1990 Observations 651 60 40 20 0-1.0-0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 Mean -8.19e-18 Median -0.018761 Maximum 2.136603 Minimum -1.345030 Std. Dev. 0.436158 Skewness 0.615811 Kurtosis 5.444348 Jarque-Bera 203.2132 Probability 000 نگاره 5 با توجه به نگاره 6 از آنجایی که B-J بدست آمده از مدل شماره )1.597( 2 کوچکتر از 5.96 و مقدار احتمال آن ) 0.499 (بزرگتر از 0.05 می باشد. لذا فرضیه نرمال بودن جز اختالل مدل رگرسیونی شماره )2( در سطح اطمینان 0.95 تایید می شود. 32 28 24 20 16 12 8 4 Series: Residuals Sample 1 235 Observations 235 Mean -1.25e-16 Median -0.036036 Maximum 2.060229 Minimum -2.185038 Std. Dev. 0.826022 Skewness 0.115655 Kurtosis 2.668878 Jarque-Bera 1.597471 Probability 0.449897 نگاره 6 0-2.0-1.5-1.0-0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0

52 آزمون ب( ثابت بودن واریانس جمله خطا از آنجایی که ثابت نبودن واریانس جمله خطا منجر می گردد تا انحراف معیار محاسبه شده جهت تخمین ضرایب مدل رگرسیونی دارای خطا باشد و زمینه های تغییر عالمت ضرایب مدل رگرسیونی و متعاقب آن دستیابی به نتایج کاذب را فراهم می آورد. از همین روی در این پژوهش جهت ارزیابی همسانی واریانس جمالت خطا از آزمون آرچ ARCH استفاده شده است. در این آزمون اگر جمالت خطا دارای واریانس همسان باشند آمارهF و X2 کوچکتر از مقدار بحرانی می باشد و فرضیه صفر تایید می شود.که خالصه نتایج این آزمون در قالب جداول زیر نمایان شده است. برمبناي آماره F مقدارآماره آزمون 136.7443 جدول جدول شماره شماره 5 آزمون آرچARCH سطح معنی داري 113.2947 برمبناي آماره X 2 فرضیه صفر :جملات خطا مدل داراي واریانس همسان می باشد. فرضیه یک :جملات خطا مدل داراي واریانس همسان نمی باشد نتیجه رد فرضیه صفر رد فرضیه صفر با توجه به نتایج مندرج در جدول 5 در ارتباط با آزمون آرچ. ARCH مدل رگرسیونی شماره )5( دارای واریانس همسان نمی باشد چرا که مقدار آماره F وx2 این آزمون در ناحیه بحرانی قرار دارد وسطح معناداری که در مقابل این دو آماره ) (کوچکتر از 0.05 می باشد لذا فرضیه وجود ثابت بودن واریانس جمالت خطا رد می شود. رد فرضیه همسانی واریانس جمالت خطا موجب گردید تا در هنگام تخمین ضرایب مدل رگرسیونی شماره )1( به جای استفاده از روش OLS از روشGLS استفاده شود. جدول شماره 6 جدول شماره 6 آزمون برمبناي آماره F آماره آزمون 10.3995 آزمون آرچ ARCH سطح معنی داري 0.142 10.0391 برمبناي آماره X 2 فرضیه صفر :جملات خطا مدل داراي واریانس همسان می باشد. فرضیه یک :جملات خطا مدل داراي واریانس همسان نمی باشد 0.153 نتیجه تایید فرضیه صفر تایید فرضیه صفر ایج منعکس شده در جدول 6 در ارتباط با این مطلب است که مدل رگرسیونی )2( داراي واریانس همسان می باشد. چرا که آماره