رابطه فرصتهای سرمایهگذاری و سود با توجه به چرخه عمر شرکتها

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 39 پائیز 9392 صص 966 974 رابطه فرصتهای سرمایهگذاری و سود با توجه به چرخه عمر شرکتها چکیده مونا عابدنظری ایرج نوروش ابراهیم ابراهیمی ارزش ذاتی هر شرکتی به تصمیمات مالی و سرمایهگذاری آن بستگی دارد. بازار به شرکتهای دارای فرصتهای سرمایهگذاری متفاوت واکنش متفاوتی نشان می دهد. عمر شرکتها و وضع کنونی آنها در چرخه عمرشان مجموعه فرصتهای سرمایهگذاری پیش روی آنها را تحت تأثیر قرار میدهد. در این تحقیق براساس نمونهای از دادههای شرکتهای پذیرفته شده در بورس و اوراق بهادار تهران طی سالهای 5831 تا 5831 رابطه فرصتهای سرمایهگذاری و سود با توجه به چرخه عمر شرکتها مورد بررسی قرار گرفت. نتایج نشان داد که فرصتهای سرمایهگذاری با ضریب واکنش سود رابطه معنیداری دارد و توان توضیحی رابطه فرصتهای سرمایهگذاری با سود در شرکتهای دارای چرخههای عمر متفاوت تفاوت معنیداری دارد. همچنین در شرکتهایی که در دوره رشد چرخه عمر خود قرار دارند ارتباط بین سود و فرصتهای سرمایهگذاری قویتر از شرکتهایی است که در دوره رکود قرار دارند. واژههای کلیدی: فرصتهای سرمایهگذاری ضریب واکنش سود چرخه عمر شرکتها mona.abednazari@yahoo.com دانشجوی دکتری حسابداری دانشگاه آزاد اسالمی واحد علوم و تحقیقات تهران عضو هیات علمی دانشگاه تهران دانشجوی دکتری حسابداری دانشگاه تهران تاریخ دریافت: 99/91/2 تاریخ پذیرش: 92/9/22

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 841 مقدمه تصمیمگیری مناسب نیازمند اطالعات مربوط و قابل اتکا است. حسابداری به عنوان یک سیستم اطالعاتی با هدف تامین نیاز استفادهکنندگان مختلف که در راس آنها سرمایهگذاران قرار دارند منبعی ارزشمند از لحاظ اطالعاتی است. از این رو انتظار میرود محصول این سیستم اطالعاتی با کیفیت و مربوط باشد. وجود فرصته یا سرمایهگذاری پیش روی شرکت یکی از جنبهه یا مورد نظر استفادهکنندگان است که از طریق ارقام منعکس در صورته یا مالی به استفادهکنندگان انتقال مییابد. فرصتهای سرمایهگذاری بخش مهمی از ارزش شرکت را شکل میدهند )میلر و مودیلیانی 5195 دیکسیت و پیندایک 5111(. بازار فرصتهای سرمایهگذاری را به معنای داشتن فرصتهای مطلوب پیشروی شرکت دانسته و تا حدودی آن را در ارزشیابیهای خود انعکاس میدهند. اما همانگونه که هولتازن و واتس )1005( مشاهده کردند تحقیقات تجربی مبتنی بر ارزشیابی ارقام حسابداری تا اندازه زیادی نقش عامل رشد را فراموش کردهاند. پتانسیل رشد یک شرکت ریشه در فرصتهای سرمایهگذاری و چرخه عمر آن دارد. چنانچه میزان رابطه سود با تغییر فرصتهای سرمایهگذاری تغییر یابد آنگاه شواهد مربوط به این رابطه میتواند در برآورد ارزش شرکت مفید واقع شود. این اعتقاد وجود دارد که شرکتهای دارای فرصتهای سرمایهگذاری در بازار به صورت مختلف قیمتگذاری میشوند. همچنین ادعا شده است که اطالعات موجود در فرصتهای سرمایهگذاری از طریق برخی متغیرهای حسابداری نظیر سود جریان نقدی عملیاتی و اقالم تعهدی به بازار منتقل میشود و از این رو این متغیرها در شرکتهای دارای فرصتهای سرمایهگذاری متفاوت محتوای اطالعاتی متفاوتی دارند. از طرف دیگر عمر شرکتها و وضع کنونی آنها در چرخه عمرشان مجموعه فرصتهای سرمایهگذاری پیش روی آنها را تحت تأثیر قرار میدهد. بنابراین دو سئوال اصلی در این تحقیق مطرح میشود: 5( آیا فرصتهای سرمایهگذاری پیش روی شرکت محتوای اطالعاتی سود را تحت تأثیر قرار میدهد 1( آیا رابطه فرصتهای سرمایهگذاری و سود با توجه به عمر شرکتها متفاوت است

979 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... مبانی نظری و پیشینه تحقیق تحقیقات ارتباط ارزشی انجام شده در حوزه حسابداری زیاد هستند. بال و براون )5193( نشان دادند که بین سودهای حسابداری و قیمتهای سهام همبستگی وجود دارد. این نتیجه بیانگر آن است که سودهای حسابداری دارای ارتباط ارزشی هستند. تحقیقات مختلف عوامل متعددی را برای تبیین واکنش ناهمسان بازار به تغییرات غیرمنتظره سود حسابداری شرکتهای مختلف پیشنهاد کردهاند. هر چه کسب بازدههای مورد انتظار آتی ورقه بهادار یک شرکت با ریسک بیشتری همراه باشد ارزش آن برای سرمایهگذاران ریسکگریز و منطقی که مطلوبیت آنان با افزایش بازده مورد انتظار و کاهش ریسک افزایش مییابد کمتر خواهد بود. از آنجایی که سرمایهگذاران به سودهای دوره جاری به عنوان نماینده قدرت سودآوری و بازدههای آتی مینگرند هر چه این بازدهها ریسکیتر باشند واکنش سرمایهگذاران به یک مقدار مشخص از سودهای غیرمنتظره کمتر خواهد بود. خبر خوب یا بد موجود در سودهای دوره جاری ممکن است بیانگر دورنمای رشد آتی شرکت باشد. در این حالت انتظار میرود ضریب واکنش سود بزرگتر باشد. ممکن است گفته شود که سود خالص مبتنی بر بهای تمام شده تاریخی نمیتواند هیچگونه اطالعاتی را درباره رشد آتی شرکت ارائه دهد. 1 بیلینگز )5111( برای شرکتهای دارای نسبت باالی بدهی به حقوق صاحبان سهام ضریب واکنش سود )ERC( کمتر را مستند نمود. انتظار میرود بازار در خصوص ریسک نکول بدهی در شرکتهای دارای رشد باالی سود نگرانی کمتری داشته باشد زیرا رشد سود نیز به امنیت بدهیهای در جریان میافزاید. چنانچه این حالت مصداق داشته باشد یک ضریب واکنش سود بزرگتر برای شرکتهای فاقد بدهی یا دارای بدهی کم ممکن است بهواسطه رشد باالی سود - و نه اهرم پایینتر - ایجاد شده باشد. با این حال زمانی که رشد سودها تحت کنترل قرار گرفت بیلینگز )5111( به این نتیجه رسید که ERC همچنان به رابطه معکوس خود با اهرم ادامه میدهد. کولینز و کوتاری) 5131 ( استدالل میکنند که " با فرض ثابت بودن سایر شرایط 1- Billings

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 851 جریان سودها و سودهای تقسیمی آتی با وجود فرصتهای رشد آتی بزرگتر از مواردی است که این فرصتها وجود ندارند." بنابراین اگر سود جاری اطالعاتی درباره فرصتهای سرمایهگذاری شرکت ارائه میکند وجود فرصتهای سرمایهگذاری باید مستقیما با ضریب واکنش سود رابطه داشته باشد. بیدل و سئو )5115( رابطه مثبت )منفی( بین ضریب واکنش سود )ضریب واکنش بازده( صنعت و شاخص فرصتهای سرمایهگذاری را مستند کردند. 1 احمد )5111( به این نتیجه رسید که سودهای حسابداری اطالعات مربوط به عایدیهای اقتصادی آتی از محل داراییهای موجود شرکتها را انعکاس میدهند. همچنین یافتههای این تحقیق نشان میدهد که بر خالف مطالعات پیشاز آن سودهای حسابداری در مورد فرصتهای رشد شرکت چندان آگاهیبخش نمیباشند. امیر و لو )5119( دریافتند که اطالعات مالی همچون سود ارزش دفتری و جریانهای نقدی چنانچه به تنهایی مدنظر قرار گیرند برای مقاصد ارزشگذاری اوراق بهادار تا حد زیادی نامربوط میباشند. با این حال چنانچه سود به طور همزمان در کنار اطالعات غیرمالی مد نظر قرار گیرد میتواند در تبیین قیمت اوراق بهادار مشارکت نماید. کریسناواتی) 1009 ( به این نتیجه رسید که هیچ رابطهی معنادار مثبتی بین همکنشی جریان نقد عملیاتی و اقالم تعهدی با مجموعه فرصتهای سرمایهگذاری و قیمت سهم وجود ندارد و هیچ رابطهی مثبت معناداری بین قیمت سهم و جریان نقد عملیاتی وجود ندارد. کریسناواتی در نهایت نتیجهگیری کرد که تمام متغیرهای مستقل مورد استفادهی ایشان نمیتواند به عنوان عامل تعیین کنندهای در رشد شرکت تغییرات نوسانات قیمت سهم را توضیح دهد. کومار و کریشنان )1003( نشان دادند که در سطوح پایین فرصتهای سرمایهگذاری با افزایش فرصتهای سرمایهگذاری ضریب واکنش جریان وجه نقد عملیاتی افزایش مییابد. همچنین در سطوح باالی فرصتهای سرمایهگذاری با افزایش فرصتهای سرمایهگذاری ضریب واکنش اقالم تعهدی کاهش مییابد. روندهای ضریب واکنش 1- Ahmed

929 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... اقالم تعهدی در سطوح پایین فرصتهای سرمایهگذاری و ضریب واکنش جریان وجه نقد عملیاتی در سطوح باالی فرصتهای سرمایهگذاری نیز از لحاظ آماری معنیدار نبودند. اثر تجمعی این است که ضریب واکنش سود در ابتدا بطور مستقیم با فرصتهای سرمایهگذاری و سپس در جهت عکس تغییر مییابد. 5 لیانگ و همکاران) 1055 ( به این نتیجه رسیدند که اگر تقسیم سود صورت نگیرد با این هدف که وجوه نقد برای سرمایهگذاریهای مطلوب تر نگهداری و ذخیره شود سرمایهگذاران لزوما این عدم تقسیم سود را به عنوان اطالعات منفی در نظر نمی گیرند. بازار شرکتها را تنها در صورتی از بابت عدم تقسیم سود تنبیه می کنند که جریان سرمایهگذاری مطلوبی پیش روی شرکت نباشد. به عالوه رابطه مثبت بین فرصتهای سرمایه گذاری و بازده غیرعادی سهام در حول اعالم عدم تقسیم سود زمانی قویتر است که سطح عدم تقارن اطالعاتی بین مدیریت و سایر فعاالن بازار پایین باشد. 1 آهارونی و همکاران )1009( نشان دادند که در مرحلهی رشد توان توضیحی معیارهای مبتنی بر جریانهای نقدی بیشتر بوده و در مراحل بلوغ و افول توان توضیحی 8 معیارهای مبتنی بر اقالم تعهدی بیشتر است. کالونکی و سیلوال )1003( نشان دادند که به دلیل تغییر در نیازهای اطالعاتی مدیریت میزان استفاده از سیستم هزینهیابی بر مبنای فعالیت در مراحل مختلف چرخهی عمر متفاوت است. میزان استفاده از سیستم هزینهیابی بر مبنای فعالیت در شرکتهای در مراحل بلوغ و احیاء نسبت به مرحلهی رشد بیشتر است. باباجانی و همکاران )5810( نشان دادند که با افزایش فرصتهای سرمایهگذاری )IOS( ارتباط ارزشی سود در ابتدا کاهش و سپس افزایش مییابد. همچنین نتایج تحقیق حاکی از آن است که با افزایش فرصتهای سرمایهگذاری در سطوح مختلف فرصتهای سرمایهگذاری از ارتباط ارزشی جریان وجه نقد عملیاتی و اقالم تعهدی کاسته میشود. این بدین معنی است که سرمایهگذاران تنها در سطوح باالی فرصتهای سرمایهگذاری به سود حسابداری به عنوان یک رقم مربوط و قابل اتکا مینگرند و در سطوح پایین فرصتهای سرمایهگذاری برای اتخاذ تصمیمات مربوط به ارزشگذاری به 1- Liang 2- Aharony 3- Kallunki and Silvola

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 851 سایر منابع اطالعاتی توجه دارند. همچنین نتایج تحقیق حاکی از آن است که سرمایهگذاران به اجزای سود به عنوان معیارهای دچار اخالل مینگرند و بنابراین برای اتخاذ تصمیمات مربوط به ارزشگذاری از آنها استفاده نمیکنند. رمضانی )5810( نشان داد که با افزایش میزان فرصته یا سرمایهگذاری ضریب واکنش سود افزایش مییابد)مطابق با فرضیه اطالعات رشد( در حالی که ضریب واکنش سه متغیر دیگر یعنی پایداری سود اقالم تعهدی و جریان نقد عملیاتی افزایش نمی یابد)مطابق با فرضیه معیار پارازیت(. کرمی و عمرانی ) 5831 -ب( نشان دادند که سرمایهگذاران اهمیت )وزن( بیشتری به خالص دارییه یا عملیا یت و سود عملیا یت غیرعادی شرکته یا در مرحلهی رشد نسبت به شرکتهای در مراحل بلوغ و افول میدهند. همچنین نتایج نشان میدهد که در مراحل رشد و بلوغ سرمایهگذاران اهمیت )وزن( بیشتری به خالص داراییه یا عملیا یت و سود عملیا یت غیرعادی شرکته یا محافظهکار )نسبت به شرکتهایی که از رویهه یا حسابداری متهورانه استفاده میکنند( میدهند و در مرحلهی افول عکس این موضوع صادق است. فرضیههای پژوهش برای پاسخ به سوالهای ارایه شده فرضیههای زیر مطرح شده است: فرضیه اول: فرصتهای سرمایهگذاری با ضریب واکنش سود رابطه معنیداری دارد. فرضیه دوم: توان توضیحی رابطه فرصتهای سرمایهگذاری با سود در شرکتهای دارای چرخه عمر متفاوت تفاوت معنیداری دارد. آزمون فرضیهها و اندازهگیری متغیرهای تحقیق در این تحقیق برای آزمون فرضیهها از مدل استفاده شده در مطالعه جونز )5111( و کومار و همکاران )1003( به شرح زیر استفاده شده است: R i,t =β 0 +β 1 E i,t +β 2 ΔE i,t +β 3 IOS i,t +β 4 IOS*E i,t +β 5 Beta i,t +ε i,t :R i,t بازده عادی سهم i در دورهی t است که به صورت زیر محاسبه میشود:

923 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... ( ) الزم به ذکر است که در موارد مقتضی برای محاسبه بازده سهام شرکتها تعدیالت الزم در خصوص تأثیر افزایش سرمایه و منابع انجام این امر در نظر گرفته شده است. این بازده عادی برای سه دوره سه ماهه قبل از پایان سال مالی شرکت تا سه ماه بعد از پایان سال مالی )جمعا 1 دوره( محاسبه میشود تا از لحاظ شدن انتشار سود و جریانهای نقد عملیاتی طی دوره مورد محاسبه اطمینان حاصل شود. E: i,t سود عملیاتی برای دوره مالی جاری هممقیاس شده از طریق ارزش بازار حقوق صاحبان سهام )MVE( در ابتدای دوره که در آن ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در ابتدای دوره از طریق حاصل ضرب تعداد سهام عادی در قیمت هر سهم شرکت در پایان آخرین روز کاری سال گذشته به دست میآید. t نسبت به دوره 5 t تغییر در سود عملیاتی شرکت در دوره :ΔE i,t :IOS i,t متغیر فرصتهای سرمایهگذاری در طی دوره مالی است که از طریق نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام M/B( سهم( محاسبه میشود. این نسبت یکی از معیارهای فرصتهای سرمایهگذاری است که توسط محققانی همچون کولینز و کوتاری )5131( بیدل و سئو )5115( گاور و گاور )5118( و هریکومار وهارتر )5111( و جونز )5111 و 1005( استفاده شده است. :Beta i,t ضریب بتا شاخص ریسک سیستماتیک است که به عنوان متغیر کنترلی در نظر گرفته شده است )کومار و کریشنان 1003(. ضریب بتا از طریق ضریب شیب رگرسیون مدل بازار برای بازدههای روزانه سهم ( it R( و بازده روزانه بازار ( mt R( طی یک دوره یکساله که شروع آن از چهارمین ماه دوره مالی مورد مطالعه است برآورد میشود. در این تحقیق بتا از پایگاه دادههای موجود رهآورد نوین استخراج شده است. عبارت β 1 E + β 4 E IOS بیانگر ضریب واکنش سود )ERC( خواهد بود. برای آزمون فرضیه دوم کلیه شرکتهای مورد بررسی بر اساس چرخه عمر شرکت- ها به 8 گروه تقسیم شده و مدل ذکر شده برای گروه اول و آخر برازش میشود. سپس

1 8 فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 854 ضریب تعیین مدل با استفاده از آزمون میشود. Z 1 کرامر برای گروه اول و سوم با هم مقایسه چرخه عمر شرکت: تاکنون در ادبیات حسابداری و مالی جهت اندازهگیری چرخه عمر شرکت مدلهای متفاوتی ارائه شده است. یکی از مرسومترین این مدلها توسط آنتونی و 2 رامش )5111( ارائه شده است. آنها با استفاده از سه متغیر رشد فروش مخارج سرمایهای و عمر شرکت اقدام به دسته بندی شرکتها نمودند. در این پژوهش نیز از متغیرهای فوق جهت طبقهبندی چرخه عمر شرکتها استفاده میشود. 3 برای اینکار طبق روش ارائه شده توسط پارک و چن )1009( به صورت زیر عمل میکنیم: 5 در مرحله اول مقدار هر یک از متغیرهای رشد فروش مخارج سرمایهای و عمر شرکت را برای هر سال-شرکت محاسبه میکنیم. سال شرکتهای مذکور را با توجه به متغیرهای محاسبه شده و همچنین پنجکهای آماری در هر صنعت به پنج دسته تقسیم میکنیم. هر سال شرکت با توجه به قرار گرفتن در هر طبقه طبق جدول زیر نمرهای بین 5 تا 1 میگیرد. پنجکها پنجک اول رشد فروش مخارج سرمایهای سن شرکت (AGE) 5 (CE) 1 (SG) 1 4 2 2 پنجک دوم 3 3 3 پنجک سوم 2 4 پنجک چهارم 4 1 5 5 پنجک پنجم پس از آن برای هر سال شرکت نمرهای مرکب به دست میآید که با توجه به شرایط 1- Cramer Z-test 2- Anthony and Ramesh 3- Park & Chen

5 1 922 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... زیر در یکی از مراحل رشد بلوغ و افول طبقهبندی میشود: الف. در صورتی که مجموع نمرات بین 51 و 51 باشد در مرحله رشد قرار میگیرد. ب. در صورتی که مجموع نمرات بین 1 و 55 باشد در مرحله بلوغ قرار میگیرد. پ. در صورتی که مجموع نمرات بین 8 و 9 باشد در مرحله افول قرار میگیرد. نحوه محاسبه هر یک از شاخصهای رشد فروش مخارج سرمایهای و سن شرکت به صورت زیر میباشد: افزایش )کاهش( داراییهای ثابت ( )} ( { ) ( ) ارزش بازار شرکت/ طی دوره = درآمد فروش = تفاوت سال مورد نظر و سال تاسیس شرکت جامعه آماری و نمونهگیری در این پژوهش برای انتخاب نمونه از روش نمونهبرداری غیراحتمالی هدفدار استفاده شده است. در طرح نمونهگیری غیراحتمالی اعضایی از جامعه آماری انتخاب میشوند که با معیار یا معیارهای خاصی که پژوهشگر در نظر دارد وفق داشته باشد. در این تحقیق نمونه با کل جامعه آماری شروع میشود و پس از در نظر گرفتن شرایط زیر نمونه انتخاب میشود: شرکتها بایستی تا پایان اسفند ماه سال 5831 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند و سال مالی آن منتهی به پایان اسفند ماه باشد. 1 شرکتها نبایستی سال مالی خود را در طی دورههای مورد نظر تغییر داده باشند. 8 شرکت مورد نظر طی دوره پژوهش فعالیت مستمر داشته و سهام آن مورد معامله قرار گرفته باشد. اطالعات مالی مورد نیاز برای انجام این پژوهش در دوره زمانی 5831 الی 5831 به طور کامل در دسترس باشد. 9 جزء شرکتهای سرمایهگذاری و واسطهگیری مالی نباشند. اندازه نمونه پس از گذر از شرایط انتخاب نمونه به 31 شرکت رسید که دادههای مربوط به سالهای 5831 الی 5831 برای این شرکتها جمعآوری گردید. البته باید اشاره

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 851 کرد که در برخی از سالها برخی از اطالعات این شرکتها در دسترس نبوده است و یا به دلیل نرمال نبودن توزیع کل دادهها از نمونه حذف شدهاند. آمار توصیفی جدول 5 نشان میدهد که میانگین بازدهی شرکتهای نمونه %58/9 است طوری که حداکثر بازده %533 و حداقل آن %11/8 - میباشد. همچنین میانگین سود عملیاتی شرکتها 0/111 ارزش بازار حقوق صاحبان سهام ابتدای دوره است. میانگین وزنی نسبت بازار به دفتری )MB( که همان متغیر فرصته یا سرمایهگذاری است بزرگتر از یک است )19911( و حکایت از آن دارد که به طور میانگین قیمت هر سهم مربوط به شرکتهای شامل در نمونه از ارزش دفتری آن باالتر است تا حدی که این رقم در باالترین حد خود به حدود 19 برابر ارزش دفتری میرسد. تغییر در سود عملیاتی برای شرکتهای نمونه به طور میانگین 8/15 درصد بوده است که البته با مقدار بیشینه آن یعنی 889 درصد قابل مقایسه است. جدول 9. آمار توصیفی متغیرهای مورد بررسی بازده سهام بتا فرصتهای سرمایهگذاری سود عملیاتی تغییر در سود عملیاتی اثر متقابل فرصتهای سرمایهگذاری و سود عملیاتی IOS*E ΔE E IOS Beta R نماد 0/1913 0/0815 0/1183 1/9110 0/1501 میانگین 0/589 0/8915 0/0155 0/1581 5/3100 0/5900 میانه 0/511 51/111 8/8910 8/1111 19/510 51/980 ماکزیمم 5/339-1/5198-5/1015-1/1119-0/5100-1/1100 مینیمم 0/118-5/0101 0/1188 0/8183 8/5181 1/0195 انحراف معیار 0/111 3/1183 1/9539 1/5103 8/1111 0/9051 چولگی 8/5191 501/11 10/111 19/311 15/118 51/918 کشیدگی 51/303 0/11 0/91 0/31 0/83 0/31 آماره جارکو-برا 0/09 0/51 0/18 0/11 0/38 0/99 سطح معنیداری 0/11

924 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... با توجه به سطح معنیداری آماره جارکو برا در جدول 5 چون سطح معنیداری باالی 1 درصد است فرض صفر مبنی بر نرمال بودن توزیع در کلیه متغیرها رد نشده و توزیع متغیرهای مورد بررسی نرمال است. همبستگی بین متغیرهای پژوهش در جدول 1 نشان داده شده است. نتایج مربوط به همبستگی نشان میدهد که همبستگی بین متغیر بازده با سود عملیاتی تغییرات سود عملیاتی فرصتهای سرمایهگذاری مثبت و با بتا منفی است. بازده بیشترین همبستگی مثبت را با فرصتهای سرمایهگذاری )0/119( و کمترین همبستگی را با تغییر در سود عملیاتی دارد. همچنین همبستگی بین فرصتهای سرمایهگذاری با سود عملیاتی منفی و با بتای سهم مثبت است. جدول 2. همبستگی بین متغیرهای پژوهش بازده سهام سود عملیاتی تغییر در سود عملیاتی فرصتهای سرمایهگذاری بتا -0/033 0/119 0/051 0/081 5 بازده سهام -0/010-0/019 0/109 5 سود عملیاتی 0/081-0/009 0/093 5 0/109 تغییر در سود عملیاتی 0/051 0/510 5 0/093-0/019 فرصتهای سرمایهگذاری 0/111 5 0/510-0/009-0/010-0/033 بتا آزمون فرضیه اول فرضیه اول: فرصتهای سرمایهگذاری با ضریب واکنش سود رابطه معنیداری دارد. برای آزمون فرضیه اول از مدل زیر استفاده شده است: R i,t =β 0 +β 1 E i,t +β 2 ΔE i,t +β 3 IOS i,t +β 4 IOS*E i,t +β 5 Beta i,t +ε i,t برای انتخاب نوع مدل ابتدا باید ببینیم استفاده از مدل Pooled بهتر است یا مدل اثرات ثابت که این امر با آزمون چاو )یا آزمون F مقید( صورت میگیرد. نتایج آزمون چاو برای مدل دوم در جدول 8 نشان داده شده است.

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 851 آزمون اثرات جدول 3. نتایج آزمون چاو برای مدل سطح معنیداری 0/1011 0/5131 آزمون اثرات ثابت زمانی درجه آزادی آماره 1/838 5/118331 1 9/008835 آماره F آماره کای-اسکوئر همانطور که مشاهده میشود فرضیه صفر مبنی بر برابری عرض از مبداها رد نمیشود. بنابراین در این مرحله مدل پول به عنوان مدل ارجح انتخاب میگردد. در صورتیکه مدل اثرات ثابت پذیرفته میشد مدل اثرات ثابت در برابر مدل اثرات تصادفی با استفاده از آزمون هاسمن آزمون میگردید. نتایج برآورد مدل در جدول 1 نشان داده شده است. جدول 7. نتایج برآورد مدل سطح معنیداری آماره t خطای استاندارد ضرایب 0/0191 1/111519 151/1919 1085/939 0/0000 9/901391 8195/501 18183/11 0/0118-1/513500 1593/111-5811/318 0/0108 1/111591 1111/111 1395/330 0/0009 8/111111 100/1191 8501/111 0/1191-0/908531 1111/118-5911/111 0/811111 0/818111 1/111385 0/000131 5/101093 متغیر وابسته: بازده سهام روش: حداقل مربعات با دادههای پانل دوره زمانی: 9339-9332 تعداد شرکت: 32 تعداد شرکت- سال: 791 متغیرها ضریب ثابت سود عملیاتی تغییرات سود عملیاتی فرصتهای سرمایهگذاری اثر متقابل سود و فرصتهای سرمایهگذاری بتا ضریب تعیین ( 2 )R ضریب تعیین ( 2 R( تعدیل شده آماره F سطح معنیداری آماره F آماره دوربین واتسون

929 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... مطابق با دادههای جدول 1 نظر به اینکه سطح معنیداری آماره )0/000131( F کمتر از 0/01 است بنابراین میتوان گفت شاخص نیکویی برازش مدل یعنی آماره F معنیدار است و در نتیجه رگرسیون معنیدار است. در این مدل مقدار آماره دوربین واتسون تقریبا برابر 5/101 است که نشان میدهد همبستگی بین ماندههای متوالی وجود ندارد. ضریب تعیین تقریبا برابر 0/811 است. ضریب تعیین نشان میدهد تقریبا 81 درصد از تغییرات متغیر وابسته )بازده سهام( را میتوان به وسیله متغیرهای مستقل توضیح داد. بنابراین متغیرهای مستقل 81 درصد از بازده سهام را پیشبینی میکنند. با توجه به ضرایب رگرسیونی بین فرصتهای سرمایهگذاری و اثر متقابل فرصتهای سرمایهگذاری با بازده سهام رابطه مثبت و معنیدار وجود دارد. همچنین بین تغییرات سود عملیاتی با بازده سهام رابطه منفی و معنیدار وجود دارد. این نشان میدهد که ضریب واکنش سود )IOS+IOS*E( با فرصتهای سرمایهگذاری رابطه مثبت و معنیدار دارد. چون هر دو ضریب این متغیر )ضریب واکنش سود( مثبت است در نتیجه رابطه مثبت مشاهده میشود و بنابراین میتوان گفت با تغییر در سود و فرصتهای سرمایهگذاری بازده سهام نیز هم جهت با آن تغییر خواهد کرد. بنابراین فرضیه اول پذیرفته شد یعنی فرصتهای سرمایهگذاری با ضریب واکنش سود رابطه معنیداری دارد. آزمون فرضیه دوم فرضیه دوم: توان توضیحی رابطه فرصتهای سرمایهگذاری با سود در شرکتهای دارای چرخه عمر متفاوت تفاوت معنیداری دارد. برای آزمون فرضیه دوم کلیه شرکتهای مورد بررسی بر اساس چرخه عمر شرکتها به 8 گروه تقسیم شده و مدل ذکر شده برای گروه اول و سوم برازش میشود. سپس ضریب تعیین مدل برای گروه اول و سوم با هم مقایسه میشود. ابتدا برای شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین )شرکتهای در دوره افول( مدل برازش شد. برای انتخاب نوع مدل ابتدا از آزمون چاو )یا آزمون F مقید( برای انتخاب بین استفاده از مدل Pooled و مدل اثرات ثابت استفاده شد. نتایج آزمون چاو برای مدل )شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین( در جدول 1 نشان داده شده است.

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 811 جدول 2. نتایج آزمون چاو برای مدل )شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین( آزمون اثرات ثابت زمانی آزمون اثرات آماره درجه آزادی سطح معنیداری 0/3183 1/11 0/801111 آماره F 0/3819 1 5/119131 آماره کای-اسکوئر همانطور که مشاهده میشود فرضیه صفر مبنی بر برابری عرض از مبدأها رد نمیشود. بنابراین در این مرحله مدل پول به عنوان مدل ارجح انتخاب میگردد. نتایج برآورد مدل برای شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین در جدول 9 نشان داده شده است. جدول 6. نتایج برآورد مدل برای شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین متغیر وابسته: بازده سهام روش: حداقل مربعات با دادههای پانل دوره زمانی: 9339-9332 تعداد شرکت: 97 تعداد شرکت- سال: 41 متغیرها ضرایب خطای استاندارد آماره t سطح معنیداری 0/8105 0/115111 53190/11 51138/01 ضریب ثابت 0/0113 1/911101 11593/98 13113/80 سود عملیاتی 0/0101 1/311111 83111/11 تغییرات سود عملیاتی 85111/18 0/0001 8/105091 1311/513 فرصتهای سرمایهگذاری 59111/91 0/0101 1/001138 1315/111 51910/31 اثر متقابل سود و فرصتهای سرمایهگذاری 0/8131-0/311391 8811/919-1331/111 بتا 0/801355 0/110851 1/109115 0/000151 5/311510 ضریب تعیین ( 2 )R ضریب تعیین ( 2 R( تعدیل شده آماره F سطح معنیداری آماره F آماره دوربین واتسون

969 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... مطابق با دادههای جدول 9 نظر به اینکه سطح معنیداری آماره )0/000151( F کمتر از 0/01 است بنابراین میتوان گفت شاخص نیکویی برازش مدل یعنی آماره F معنیدار است و در نتیجه رگرسیون معنیدار است. در این مدل مقدار آماره دوربین واتسون تقریبا برابر 5/311 است که نشان میدهد همبستگی بین ماندههای متوالی وجود ندارد. ضریب تعیین تقریبا برابر 0/801 است. با مقایسه ضریب تعیین برای شرکتهای در مرحله افول و کل شرکتها مشاهده میشود که ضریب تعیین برای شرکتهای در مرحله افول )85 درصد( و کل شرکتها )81 درصد( است که این نشان میدهد شرکتهای رو به افول فرصتهای سرمایهگذاری پائینی دارند و بازار به نظر میرسد به خوبی این موضوع را درک میکند. با توجه به ضرایب رگرسیونی بین فرصتهای سرمایهگذاری و اثر متقابل فرصتهای سرمایهگذاری و با بازده سهام رابطه مثبت و معنیدار وجود دارد. این نشان میدهد که ضریب واکنش سود با فرصتهای سرمایهگذاری رابطه مثبت و معنیدار دارد. در این قسمت برای شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال )شرکتها در مرحله رشدی( مدل برازش شد. نتایج آزمون چاو برای مدل )شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال( در جدول 1 نشان داده شده است. جدول 4. نتایج آزمون چاو برای مدل )شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال( آزمون اثرات ثابت زمانی آزمون اثرات آماره درجه آزادی سطح معنیداری 0/1111 1/18 0/111819 آماره F 0/8111 1 1/811913 آماره کای-اسکوئر همانطور که مشاهده میشود فرضیه صفر مبنی بر برابری عرض از مبدأها رد نمیشود. بنابراین در این مرحله پول به عنوان مدل ارجح انتخاب میگردد. نتایج برآورد مدل برای شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال در جدول 3 نشان داده شده است. نظر به اینکه سطح معنیداری آماره )0/005108( F کمتر از 0/01 است بنابراین میتوان گفت شاخص نیکویی برازش مدل یعنی آماره F معنیدار است و در نتیجه

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 811 رگرسیون معنیدار است. در این مدل مقدار آماره دوربین واتسون تقریبا برابر 5/315 است که نشان میدهد همبستگی بین ماندههای متوالی وجود ندارد. ضریب تعیین تقریبا برابر 0/810 است. با مقایسه ضریب تعیین برای شرکتهای در مرحله رشد و کل شرکتها مشاهده میشود که ضریب تعیین برای شرکتهای در مرحله رشد )81 درصد( و کل شرکتها )81 درصد( است که این نشان میدهد شرکتهای رو به رشد فرصتهای سرمایهگذاری باالیی دارند و بازار به نظر میرسد به خوبی این موضوع را درک میکند. جدول 3. نتایج برآورد مدل )شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال( متغیر وابسته: بازده سهام روش: حداقل مربعات با دادههای پانل دوره زمانی: 9339-9332 تعداد شرکت: 97 تعداد شرکت- سال: 41 متغیرها ضرایب خطای استاندارد آماره t سطح معنیداری 0/0118 5/131150 1111/151 1319/958 ضریب ثابت 0/0183 1/111318 11553/91 11995/91 سود عملیاتی 0/0858-1/055110 10188/13 تغییرات سود عملیاتی 15530/01-0/0181 1/901131 5051/111 فرصتهای سرمایهگذاری 5980/911 0/0108 1/938011 1933/301 8331/315 اثر متقابل سود و فرصتهای سرمایهگذاری 0/1153-5/091019 5191/051-5810/819 بتا 0/810119 ضریب تعیین ( 2 )R 0/811183 ضریب تعیین ( 2 R( تعدیل شده 1/111115 آماره F 0/005108 سطح معنیداری آماره F 5/310189 آماره دوربین واتسون با توجه به ضرایب رگرسیونی بین فرصتهای سرمایهگذاری و اثر متقابل فرصتهای

963 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... سرمایهگذاری با بازده سهام رابطه مثبت و معنیدار و بین تغییرات سود عملیاتی با بازده سهام رابطه منفی و معنیدار وجود دارد. با مقایسه ضرایب تعیین به دست آمده از برازش مدل برای دو گروه شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال )81 درصد( و پایین )85 درصد( مشخص میشود که توان توضیحی رابطه بین فرصتهای سرمایهگذاری با سود در شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین نسبت به شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال کمتر است. بنابراین در شرکتهایی که در دوره رشد قرار دارند توان توضیحی ارتباط بین سود و فرصتهای سرمایهگذاری بیشتر از شرکتهایی است که در دوره رکود قرار دارند. زمانی که یک مدل واحد را در دو نمونه حاصل از دو جامعه مستقل و جدا از هم برازش میکنیم و در نظر داریم اختالف در ضرایب تعیین حاصله را بررسی کنیم میبایست از آزمون Z کرامر استفاده کنیم. آماره Z کرامر به صورت زیر است: که در آن و ضرایب تعیین حاصل از برآورد مدل در نمونه اول و دوم هستند و و واریانسهای توزیع ضرایب تعیین در هر یک از نمونههای مورد بررسی میباشد. حال با استفاده از آزمون Z کرامر معنیداری اختالف بین ضرایب تعیین مدل برای شرکتهای در مرحله رشد و شرکتهای در مرحله افول مورد بررسی قرار میگیرد. نتایج این آزمون در جدول 1 نشان داده شده است. جدول 9. نتایج آزمون Z کرامر 0/0000 585/1139 آماره Z کرامر سطح معنیداری نتایج آزمون Z کرامر نشان داد که اختالف بین ضرایب تعیین مدل برای شرکتهای در مرحله رشد و شرکتهای در مرحله افول معنیدار است. بنابراین فرضیه دوم پذیرفته شد یعنی توان توضیحی رابطه فرصتهای سرمایهگذاری با سود در شرکتهای دارای چرخه عمر متفاوت تفاوت معنیداری دارد.

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 814 ارزیابی نتایج تحقیق با توجه به ضرایب رگرسیونی مدل در فرضیه اول بین فرصتهای سرمایهگذاری و اثر متقابل فرصتهای سرمایهگذاری و سود عملیاتی با بازده سهام رابطه مثبت و معنیدار وجود دارد. به عبارت دیگر ضریب واکنش سود با فرصتهای سرمایهگذاری رابطه مثبت و معنیدار دارد. نتیجه فرضیه اول در این تحقیق با یافتههای برخی محققین نظیرکولینز و کوتاری) 5131 ( بیدل و سئو) 5115 ( هریکومار و هارتر )5111( جونز) 5111 ( سازگار و با نتایج برخی دیگر از محققین نظیر احمد )5111( متفاوت است. احمد) 5111 ( وجود یک رابطه منفی بین فرصتهای سرمایهگذاری و ضریب واکنش سود را مستند کرد و استدالل کرد که دلیل انتظار این رابطه منفی استفاده از میثاق های حسابداری نظیر محافظه کاری است که موجب می شود ارتباط ارزشی فرصت های سرمایه گذاری منعکس در سود با تأخیر بیشتری در قیمت سهم انعکاس یابد. نتایج برازش مدل برای شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین )مرحله افول( نشان داد که بین فرصتهای سرمایهگذاری و اثر متقابل فرصتهای سرمایهگذاری با بازده سهام رابطه مثبت و معنیدار وجود دارد. با مقایسه ضریب تعیین برای شرکتهای در مرحله افول و کل شرکتها مشاهده میشود که ضریب تعیین برای شرکتهای در مرحله افول )85 درصد( و کل شرکتها )81 درصد( است. ضریب تعیین برای شرکتهای در مرحله رشد )81 درصد( و کل شرکتها )81 درصد( است که این نشان میدهد شرکتهای رو به رشد فرصتهای سرمایهگذاری باالیی دارند. با مقایسه ضرایب تعیین به دست آمده از برازش مدل برای دو گروه شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال )81 درصد( و پایین )85 درصد( مشخص میشود که توان توضیحی رابطه بین فرصتهای سرمایهگذاری با سود در شرکتهای با امتیاز چرخه عمر پایین نسبت به شرکتهای با امتیاز چرخه عمر باال کمتر است. بنابراین در شرکتهایی که در دوره رشد قرار دارند توان توضیحی ارتباط بین سود و فرصتهای سرمایهگذاری بیشتر از شرکتهایی است که در دوره رکود قرار دارند. نتایج آزمون Z کرامر نشان داد که اختالف بین ضرایب تعیین مدل برای شرکتهای در مرحله رشد و شرکتهای در مرحله افول معنیدار است. بنابراین مطابق با پیش بینی رابطه فرصتهای سرمایهگذاری با سود در شرکتهای دارای چرخه عمر متفاوت متفاوت است.

962 رابطه فرصته یا سرمایهگذاری و... و مآخذ منابع 1. باباجانی جعفر بولو قاسم و علی عالیزاده )1331(.»رابطه بین فرصتهای سرمایهگذاری و ارتباط ارزشی جریان نقدی عملیاتی و اقالم تعهدی«. فصلنامه بورس اوراق بهادار شمارة 13 بهار 31 سال چهارم. 2. رمضانی فهیمه )1331(.»نقش فرصتهای سرمایهگذاری در ارزشیابی سود پایداری سود و جریانهای نقد عملیاتی«. پایان نامه کارشناسی ارشد حسابداری. دانشگاه آزاد اسالمی علوم و تحقیقات تهران. 3. کرمی غالمرضا و حامد عمرانی ) 1333 -الف(.»تأثیر چرخه عمر شرکت بر میزان مربوط بودن معیارهای ریسک و عملکرد«مجله پژوهشهای حسابداری مالی سال دوم شماره سوم شماره پیاپی )5( صص. 44-43. 4. کرمی غالمرضا و حامد عمرانی ) 1333 -ب(.»تأثیر چرخهی عمر شرکت و محافظهکاری بر ارزش شرکت«بررسیهای حسابداری و حسابرسی دوره 11 شماره 53 صص. 34-13. 5. کمیته تخصصی سازمان حسابرسی )1335(.»مفاهیم نظری گزارشگری مالی«. انتشارات سازمان حسابرسی. 6. Aharony J., H Falk, N Yehuda (2006). Corporate Life Cycle and the Value Relevance of Cash Flow versus Accrual Financial Information. School of Economics and Management Bolzano, Italy,Working Paper; 34. 7. Ahmed, A. 1994. Accounting earnings and future economic rents: An empirical analysis. Journal of Accounting and Economics 17: 377-400. 8. Amir, E., and B. Lev. 1996. Value-relevance of nonfinancial information: The wireless communications industry. Journal of Accounting and Economics 22: 3-30. 9. Anthony, J. H. and Ramesh, K.(1992). Association between Accounting Performance Measures and Stock Prices: A Test of the Life Cycle Hypothesis, Journal of Accounting and Economics, Vol.15, pp 203-27. 10. Ball, R. and P. Brown. 1968. An empirical evaluation of accounting income numbers. Journal of Accounting Research, Volume 6, Issue 2: 159-178. 11. Barth, M. E., W. H. Beaver, and W. R. Landsman. 2000. The relevance of value relevance research. Working paper. Journal of Accounting and Economics Conference. 12. Bernard, V. L., and T. L. Stober. 1989. The nature and amount of information in cash flows and accruals. The Accounting Review 64: 624-652. 13. Biddle, G. C. and G. S. Seow. 1991. The Estimation and Determinants of Associations between Returns and Earnings: Evidence from Cross-industry Comparisons. Journal of Accounting, Auditing and Finance:183-232. 14. Billings, B. K. 1999. Revisiting the relation between the default risk of debt and earning response coefficient. The Accounting Review Volume 74, Issue 4: 509-522. 15. Collins, D. W., S. P. Kothari. 1989. An analysis of inter-temporal and crosssectional determinants of earnings response coefficients. Journal of Accounting and Economics 11: 143-181.

فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی سال یازدهم شماره 93 پائیز 8931 811 16. Financial Accounting Standards Board (FASB). 1978. Objective of Financial Reporting by Business Enterprises. Statement of Financial Accounting Concepts No.1. Stamford, CT: Financial Accounting Standards Board. 17. Financial Accounting Standards Board (FASB). 1980. Qualitative characteristics of accounting information. Statement of Financial Accounting Concepts No.2. Stamford, CT: Financial Accounting Standards Board. 18. Gaver, J.J. K. M Gaver. 1993. Additional evidence on the association between the investment opportunity set and corporate financing, dividend, and compensation policies. Journal of accounting and economics 16(april/july): 125-160 19. Hrikumar, T and C. I. Harter. 1995. earnings response coefficient and persistence: new evidence using Tobin s q as a Proxy for persistence. Journal of accounting and auditing and finance. 10(spring): 401-420. 20. Jones, Jefferson P. (2001). The implications of firms' investment opportunities for the valuation of cash flows from investing activities. Advances in Accounting, Volume 18, pages 169-193. 21. Kallunki J., Silvola H. (2008). The effect of Organizational Life Cycle Stage on the use of Activity-based Costing. Management Accounting Research;.19: 62 79. 22. Krisnawati, Arief, 2006, THE VALUE RELEVANCE OF CASH FLOW AND ACCRUALS: THE ROLE OF INVESTMENT OPPORT. Thesis. Islamic University OF Indonesia. 23. Kumar, K. R., G. V. Krishnan. 2008. The value-relevance of cash flows and accruals: The role of investment opportunities. The Accounting Review Volume 83, Issue 4: 997-1040. 24. Liang, Hui, Laura Moreau, Jung Chul Park. 2011. Investment opportunities and dividend omissions, Journal of Business Research 64 (2011) 1108 1115 25. Scott, William R. 2003. Financial Accounting Theory.(third edition). Prentice Hall pub. 26. Sloan, R. G. 1996. Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings? The Accounting Review 71: 289-315.