رابطه بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار دانشگاه علامه طباطبایی

2 کارشناسی ارشد دانشگاه آزاد اسلامی واحد یزد

چکیده

هدف این مقاله بررسی رابطه بین محافظه کاری وکمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه وهمچنین رابطه بین محافظه کاری وکمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه درشرکت های باعدم تقارن اطلاعاتی بالانسبت به شرکت های باعدم تقارن اطلاعاتی پایین دربورس اوراق بهادارتهران است.بدین منظور با استفاده ازروش نمونه گیری حذف سیستماتیک تعداد 89 شرکت فعال دربورس اوراق بهادار تهران به عنوان نمونه بررسی انتخاب گردیده است.برای انجام این کار،رابطه بین متغیرها،با استفاده از روش همبستگی بین متغیر ها ومعادله رگرسیون ،ارزیابی وآزمون شدند.دراین پژوهش تاثیر سه عامل ویژگی بازارسرمایه شامل عرضه های عمومی اولیه،محافظه کاری حسابداری وعدم تقارن اطلاعاتی،موردبررسی قرار می گیرد.نتایج این بررسی نشان می دهدکه بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه ارتباط معناداری وجودندارد وارتباط بین محافظه کاری حسابداری وکمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه زمانی که عدم تقارن اطلاعاتی بالاتراست، نمایان ترنیست.
 

کلیدواژه‌ها


رابطه بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه

 

 

سعید سعیدا اردکانی

تاریخ دریافت: 26/07/1394            تاریخ پذیرش: 16/09/1394

[1]

محمد سالاری ابرقوئی[2]

 

 

 

چکیده

هدف این مقاله بررسی رابطه بین محافظه کاری وکمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه وهمچنین رابطه بین محافظه کاری وکمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه درشرکت های باعدم تقارن اطلاعاتی بالانسبت به شرکت های باعدم تقارن اطلاعاتی پایین دربورس اوراق بهادارتهران است.بدین منظور با استفاده ازروش نمونه گیری حذف سیستماتیک تعداد 89 شرکت فعال دربورس اوراق بهادار تهران به عنوان نمونه بررسی انتخاب گردیده است.برای انجام این کار،رابطه بین متغیرها،با استفاده از روش همبستگی بین متغیر ها ومعادله رگرسیون ،ارزیابی وآزمون شدند.دراین پژوهش تاثیر سه عامل ویژگی بازارسرمایه شامل عرضه های عمومی اولیه،محافظه کاری حسابداری وعدم تقارن اطلاعاتی،موردبررسی قرار می گیرد.نتایج این بررسی نشان می دهدکه بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه ارتباط معناداری وجودندارد وارتباط بین محافظه کاری حسابداری وکمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه زمانی که عدم تقارن اطلاعاتی بالاتراست، نمایان ترنیست.

 

واژه‌های کلیدی: عرضه عمومی اولیه، محافظه کاری حسابداری، عدم تقارن اطلاعاتی، اندازه شرکت.

 

 

 

1- مقدمه

سرمایه گذاری یکی از عوامل مهم توسعه در قرن حاضر است. در این راستا بورس اوراق بهادار مهمترین ابزاری است که می تواند سرمایه ها را بسیج نموده و به سوی صنایع مختلف هدایت نماید.بورس اوراق بهادار در بیشتر کشورهای در حال توسعه یا توسعه یافته،جزءارکان اقتصاد کشور و از جمله شاخص های توسعه اقتصادی کشورها محسوب می شود.اهمیت بورس اوراق بهادار در کشورهای صنعتی به حدی است که امروزه فعالیت آن به عنوان یکی از مهمترین شاخص های رشد اقتصادی این کشورها به شمار می آید. در کشورهای پیشرفته و دارای بورس های صاحب نام، سالانه شرکت های زیادی برای اولین بار مبادرت به عرضه اولیه سهام خود می نمایند، که در برخی موارد به 300-400 مورد در سال نیز می رسد. ساختار اقتصادی کشور ما و ویژگی های مترتب بر آن، وضعیتی را فراهم آورده است که ضرورت توسعه و رشد بورس اوراق بهادار را از اهمیت ویژه ای برخوردار نموده است. جریان عرضه عمومی اولیه (IPOs)نشانه یک نقطه عطف مهم در حیات یک شرکت جوان جهت دسترسی به سرمایه های عمومی و کاهش هزینه های منابع مالی برای عملیات شرکت و سرمایه گذاری است. در اتخاذ تصمیمات سرمایه گذاری در بورس اوراق بهادار اولین و مهمترین عاملی که فراروی سرمایه گذار است عامل قیمت است. به هر حال، زمانی که شرکت ها عرضه عمومی اولیه دارند، قیمت سهام شان جهش قابل ملاحظه ای در اولین روز معامله دارد، که به عنوان "کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه " نامیده می شود، لیکن یکی از مسائلی که در این زمینه شرکتها و سرمایه گذاران با آن روبرو هستند، کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه و بازده اولیه بیش از اندازه سهام این شرکت هامی باشد، که به دلیل اهمیت آن، موضوع پژوهش های بسیاری واقع شده است.درایران ، به دنبال اهداف توسعه اقتصادی در چارچوب برنامه های دوم و سوم توسعه ، سیاستهای خصوصی سازی شرکتها و واگذاری سهام آنها به عموم مردم در حال تحقق است.لذا تشویق عموم به خرید سهام شرکتها و انجام سرمایه گذاری مناسب ، مستلزم ارائه اطلاعات شفاف و درست مربوط به عملکرد شرکتها جهت ارزیابی وضعیت مالی آنها میباشد. با توجه به اینکه تحقیقات اندکی با این موضوع در بازار سرمایه ایران انجام گرفته است ، لذا انجام این تحقیق (بررسی رابطه بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه) میتواند مورد توجه انتشاردهندگان سهام جدید و سرمایه گذران در سهام شرکتها باشد.لذا مسئله اصلی پژوهش که این تحقیق به آن پاسخ خواهد داد، عبارتست از اینکه : آیا در بورس اوراق بهادار تهران،بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه رابطه معنا داری وجود دارد یا خیر؟ و نیز آیا عدم تقارن اطلاعاتی این رابطه را تحت تأثیر قرار می دهد؟

 

2- مبانی نظری و پیشینه پژوهش

2-1- عرضه عمومی اولیه

اصطلاح عرضه عمومی اولیه که رواج آن به بازار های پر رونق 1990 بر می گردد، عبارت است از این که یک شرکت برای اولین بار در طول دوران فعالیت خود اقدام به عرضه سهام به عموم مردم می نماید.نکته قابل توجه آن است که شرکت هایی که برای اولین بار در بورس عرضه می شوند تازه تأسیس نبوده و غالبا حداقل دارای 3 سال فعالیت می باشند، لذا در این اصطلاح، کلمه اولیه، به معنی عرضه سهام شرکت برای اولین بار به سهامداران بیرونی از طریق بورس، در زمانی می باشد که شرکت مزبور، در پروسه ای از فعالیت خود دریافته است که پذیرش در بورس،کمک شایانی به جذب سرمایه، چه از طریق سهامداران و چه از طریق استقراض، کاهش هزینه های تامین مالی و حتی کاهش مالیات می نماید.تعداد سهامی که طی یک فرآیند عرضه عمومی اولیه وارد بازار معامله می شود به ساختار مالکیت پیش از IPO بستگی دارد، به گونه ای که اگر قبل از اولین عرضه عمومی، تمرکز مالکیت سهام وجود داشته باشد و سهامداران قبلی احساس نمایند که به واسطه IPO، قدرت کنترل خود در امور شرکت را از دست خواهند داد، سهام کمتری منتشر خواهد شد و به گونه ای توزیع می گردد که سهامداران بزرگ دیگری به وجود نیایند(علوی و همکاران[i]،2006).در مقابل این منافع، عرضه عمومی اولیه سهام و ورود به بورس اوراق بهادار، دارای مخارج و محدودیت هایی نیز می باشد که از مهمترین هزینه ها، می توان به هزینه تهیه اطلاعات طبق قوانین بورس اوراق بهادار، هزینه حسابرسی بنگاه و ارایه صورت های مالی حسابرسی شده، هزینه های پذیره نویسی و صدور سهام و نیز برخی هزینه های کیفی نظیر مدت زمانی که مدیران ارشد بنگاه برای انجام امور مربوط به IPO صرف می نمایند، اشاره نمود، که البته مقدار این هزینه ها بسته به حجم و توان بازار سازی شرکت ها متفاوت است .علاوه بر هزینه ها، برخی مشکلات عرضه اولیه سهام آن است که IPO، فروش سهام بنگاه هایی است که پیش از آن، توسط تعداد معدودی سرمایه گذار تامین مالی شده اند، در نتیجه به احتمال فراوان همین عامل باعث می شود تا سرمایه گذاران اولیه (قبل از عرضه) نسبت به سرمایه گذران بعدی در هنگام عرضه سهام، دارای اطلاعات بیشتر و مهم تری در مورد وضعیت بنگاه باشند، که سبب ایجاد عدم تقارن اطلاعات می گردد. از دیگر مشکلات مرتبط با عرضه اولیه سهام چگونگی رفتار مدیریت و شرایط بازار در هنگام عرضه است .چون عرضه اولیه در مدت زمان محدودی صورت می گیرد، حوادثی که طی آن مدت رخ می دهد به سرعت بر روی عرضه تأثیر می گذارد به گونه ای که اگر در هنگام عرضه، شرایط بازار نامساعد بوده و یا رفتار مدیریت مناسب نباشد، ممکن است ارزش بنگاه کم تر از ارزش واقعی برآورد و مجبور شود سهام را به قیمتی پایین تر از قیمت واقعی آن بفروشد و یا حتی عرضه سهام را تا مساعد شدن شرایط به تعویق بیندازد(علیخانی ،1389،31).اولین عرضه عمومی، به روش های مختلفی صورت می پذیرد که مهم ترین آن ها " ثبت دفتری، عرضه عمومی به روش حراج، عرضه عمومی به قیمت ثابت و روش های نوین اینترنتی" می باشند که انتخاب هر کدام از آنها، بسته به قوانین، در کشور های مختلف، متفاوت است اما به طور کلی روش ثبت دفتری نسبت به بقیه رواج بیشتری دارد؛ یک دلیل این امر، بالا بودن امکان نظارت شرکت منتشر کننده سهام / پذیره نویس در تعین قیمت مناسب، عدم تخصیص سهام به کارکنان شرکت یا افراد نزدیک به شرکت، عدم نگهداری سهام به منظور انتفاع از نوسانات آتی قیمت سهام و به طور کلی مشتری مدار بودن این روش (نقطه مقابل قیمت های بسیار بالا یا بسیار پایین روش حراج) است که استفاده از آن را با اقبال بیشتری مواجه نموده است.

 

2-2- محافظه کاری

سیل عظیم رسوایی های مالی اخیر در سطح جهان، از انرون و ورلدکام در آمریکا تا پارلامات در اروپا، سبب شده است که انگشت اتهام به سمت گزارشگری مالی نشانه رود. صورت های مالی هسته اصلی فرآیند گزارشگری مالی را تشکیل می دهند. صورت های مالی و در رأس آنها صورت سود و زیان (رقم سود خالص) در کانون توجه سرمایه گذاران قرار دارد. در سالهای اخیر مبحث کیفیت سود گزارش شده مورد توجه بسیاری از محققان قرار گرفته است. یکی از جنبه های کیفیت سود محافظه کاری است؛ بدان معنا که هر چه محافظه کاری سود ببشتر باشد، کیفیت آن بالاتر است(بال[ii]،2001)(دیچو[iii]،2009).مفهوم محافظه کاری در حسابداری سابقه ای طولانی دارد و به قول باسو[iv] (1997) ، نفوذ محافظه کاری در حسابداری حداقل به 500 سال می رسد. حسابداران به طور سنتی محافظه کاری را "قانون پیشی گرفتن زیان ها و عدم سبقت سودها" معرفی کرده اند(بلیس[v]،1924).باسو محافظه کاری را تمایل حسابداران به الزام برای داشتن مستندات قوی (درجه بالایی از قابلیت تأیید شوندگی) برای شناسایی اخبار خوب در مقابل شناسایی اخبار بد معرفی می کند. بنابراین، هر چه تفاوت درجه تأیید شوندگی برای سود بیشتر از زیان باشد، محافظه کاری بیشتر است.در مفاهیم نظری گزارشگری مالی ایران محافظه کاری در بخش ویژگی های کیفی اطلاعات مالی به عنوان یکی از اجزای قابلیت اتکا و با عنوان "احتیاط" در نظر گرفته شده است و آن را به عنوان یکی از اجزای خصوصات کیفی "قابل اتکا بودن" معرفی می کند. احتیاط، کاربرد درجه ای ازمراقبت بوده که در اعمال قضاوت برای برآوردهای حسابداری در شرایط ابهام مورد نیاز است؛ به گونه ای که درآمد ها و دارایی ها بیشتر از واقع و هزینه ها و بدهی ها کمتر از واقع ارائه نشود.محافظه کاری محصول عدم اطمینان و ابهام است.هر زمان که  حسابداران در ارزش گذاری دارایی ها و بدهی ها با ابهام روبرو می شوند، می توانند به محافظه کاری پناه برند(مجتهد زاده،22:1380).رضا زاده و آزاد در سال 1387، در بررسی رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه کاری در گزارشگری مالی شرکت های بورس اوراق بهادار تهران، رابطه مثبت و معنا داری میان عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه گذاران و سطح محافظه کاری اعمال شده در صورت‌های مالی یافتند و بدین ترتیب، سودمندی محافظه کاری به عنوان یکی از خصوصیات کیفی تأیید گردید.

 

2-3- عدم تقارن اطلاعاتی

در دهه 1970 سه دانشمند به نام های مایکل اسپنس، جرج آکرلف و جوزف استیلیتز (برندگان جایزه نوبل اقتصاد در سال 2001) نظریه ای را پایه گذاری کردند که بعد ها به نظریه عدم تقارن اطلاعاتی موسوم شد. در این نظریه آکرلف نوعی بازار را به تصویر می کشد که در آن فروشنده اطلاعات بیشتری را نسبت به خریدار دارد. مسلما در چنین وضعیتی قیمت مبادله کالا نمایشگر ارزش واقعی و منصفانه کالا نبوده و بسته به درجه تفاوت آگاهی خریداران و فروشندگان، بالاتر و پایین تر از قیمت منصفانه می باشد. در ادبیات مالی فاصله غیر معمول قیمت پیشنهادی  فروش و خرید اوراق بهادار را نماد عدم تقارن اطلاعاتی بین خریداران و فروشندگان اوراق بهادار می دانند. دامنه فاصله قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام نمایشگر سطح عدم تقارن اطلاعاتی بین طرفین معامله می باشد، و فرض می شود هرچه توزیع اطلاعات در بازار به صورت نامساوی و از کانال غیر رسمی انجام شود، دامنه عدم تقارن اطلاعاتی نیز بیشتر بوده و فاصله قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام نیز بیشتر خواهد بود. ویلیم اسکات در کتاب ایتالیک حسابداری مالی خود، عدم تقارن اطلاعاتی را مزیت اطلاعاتی برخی طرف های معامله نسبت به دیگران، در یک داد و ستد بازرگانی تعریف می کند(خدامی پور و قدیری،3:1389). یکی از اثرات اطلاعات نا متقارن این است که بر سر راه فعالیت درست بازار مانع ایجاد می کند و در بدترین حالت امکان دارد، یک بازار در نتیجه نامتقارن بودن اطلاعات به طور کلی متلاشی شود (صادقی شریف و اکبرالسادات،1390).

 

2-4-پیشینه پژوهش

تحقیقات متعددی توسط محققین طی سالیان مختلف در رابطه با بررسی رابطه بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های اولیه عمومی انجام شده است. صادقی شریف و اکبرالسادات در سال 1390، به بررسی تأثیر مدیریت سود بر عملکرد بلند مدت عرضه های عمومی اولیه سهام به عموم در بازار سرمایه ایران پرداخته اند. بدین منظور عرضه های انجام شده طی سال های 1378 تا 1384 به عنوان نمونه اتنخاب و بازدهی بلند مدت آن ها در یک دوره سه ساله پس از عرضه محاسبه شده است. نتایج پژوهش نشان می دهد، شرکت هایی که هنگام عرضه با استفاده ازروش های مدیریت سود، سود خود را متورم نشان می دهند، نسبت به شرکت هایی که سود خود راواقع بینانه نشان می دهند، عملکرد بلند مدت ضعیف تری دارند.باقر زاده و همکاران در سال1390،به بررسی بازده کوتاه مدت سهام عرضه های عمومی اولیه در بورس اوراق بهادار تهران و شناسایی عوامل موثر بر آن در قلمرو زمانی سال های 1376-1383 پرداخته اند. یافته های پژوهش حکایت از این دارد که سهام عرضه های اولیه در بورس اوراق بهادار تهران همانند عرضه های اولیه در سایر کشور ها در بازه زمانی چهار هفته پس از تاریخ عرضه به طور متوسط 85/14 درصد بازده اولیه و 39/12 درصد بازده اولیه غیر عادی (بازده تعدیل شده با پرتفوی بازار ) ایجاد کرده اند. بررسی بیشتر این پدیده بر اساس سال تقویمی نشانگر این است که سهام عرضه های اولیه سال 1383 بیشترین بازده اولیه غیر عادی (78/24 درصد ) و سال های 1379 و 1381 کمترین بازده اولیه غیر عادی (39/1) را برای خریداران ایجاد کرده اند. بررسی عوامل احتمالی موثر بر بازده اولیه این سهام نشان می دهد که از بین متغیر های مورد بررسی ( اندازه شرکت، عمر شرکت، اهرم مالی شرکت، درصد عرضه اولیه سهم، ناخالص عایدات حاصل از عرضه، روند عمومی بازار قبل از عرضه و ترکیب سهامداران شرکت در مقطع عرضه اولیه ) تنها دو متغیر "درصد عرضه اولیه سهم" و "اهرم مالی شرکت" در مقطع عرضه اولیه، مهمترین متغیر های تأثیر گذار بر بازده کوتاه مدت سهام عرضه های اولیه سال های 1376-1383 در بورس اوراق بهادار تهران بوده اند. در مجموع، یافته های تحقیق پیش بینی تئوری های مبتنی بر عدم تقارن اطلاعات را مورد تأیید قرار می دهند.ﺧﻮش ﻃﯿﻨﺖ و ﯾﻮﺳﻔﯽ اﺻﻞ در سال 1386 ،راﺑﻄﻪ ﺑﯿﻦ ﺗﻘﺎرن و ﻋﺪم ﺗﻘﺎرن اﻃﻼﻋـﺎﺗﯽ را ﺑـﺎﻣﺤﺎﻓﻈﻪ ﮐﺎری ﺑﺮرﺳﯽ ﮐﺮدﻧﺪ،ﻧﺘﺎﯾﺞ ﺗﺤﻘﯿﻖ آﻧﻬﺎ ﻧﺸﺎن ﻣﯽ دﻫﺪ ﻋﺪم ﺗﻘﺎرن اﻃﻼﻋـﺎﺗﯽ ﺑـﯿﻦ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﮔﺬاران آﮔﺎه و ﻧﺎآﮔﺎه ﻣﻨﺠﺮ ﺑﻪ ﻣﺤﺎﻓﻈﻪ ﮐﺎری ﻣﯽ ﺷـﻮد، از ﻃﺮﻓـﯽ ﺗﻐﯿﯿـﺮات ﻋـﺪمﺗﻘﺎرن اﻃﻼﻋﺎﺗﯽ ﺑﯿﻦ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﮔﺬاران ﻣﻨﺠﺮ ﺑﻪ ﺗﻐﯿﯿﺮات ﻣﺤﺎﻓﻈﻪ ﮐﺎری ﻣﯽ ﺷﻮد،اﻣﺎ ﻣﺤﺎﻓﻈﻪﮐﺎری ﻣﻨﺠﺮ ﺑﻪ ﻋﺪم ﺗﻘﺎرن اﻃﻼﻋﺎﺗﯽ ﻧﻤﯽ ﺷﻮد.قائمی و وطن پرست در سال 1384،به بررسی نقش اطلاعات حسابداری در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته اند.از جمله اطلاعات منتشر شده از سوی شرکت ها، اعلان سود برآوردی هر سهم برای سال مالی آینده است. در این پژوهش وجود سطح عدم تقارن اطلاعاتی و تأثیر آن بر روی قیمت سهام و حجم معاملات در 21 روز قبل و بعد از اعلان سود برآوردی هر سهم مورد بررسی قرار گرفته است. جامعه آماری این تحقیق متشکل از 121 مورد اعلان سود برآوردی شرکت ها در طول سال های 1383-1381 است. نتایج حاصل از این تحقیق نشان می دهد که در طی دوره مورد مطالعه، عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران بین سرمایه گذاران وجود داشته و این امر در دوره های قبل از اعلان سود به مراتب بیشتر از دوره های پس از اعلان سود است. هم چنین مشخص شد که عدم تقارن اطلاعاتی با حجم مبادلات و قیمت سهام مرتبط بوده است،به طوری که در دوره قبل از اعلان سود حجم مبادلات افزایش یافته و قیمت سهام شرکت ها نیز دچار نوسان می شوند. لین و تیام [vi]در سال 2012،در پژوهشی با عنوان محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های اولیه عمومی بر اساس شواهد جمع آوری شده در چین به بررسی ارتباط بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های اولیه عمومی در بورس اوراق بهادار چین پرداختند. با توجه به تجزیه و تحلیل رگرسیون 674 سهام شرکت هایی که به عموم از طریق عرضه های عمومی اولیه در بورس های اوراق بهادار شانگهای و شنژن چین طی سالهای 2001-2009 عرضه شدند، دریافتند که بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه ارتباط معنا دار و معکوس وجود دارد.اینر و همکاران[vii] در سال 2010،در پژوهشی با عنوان اطلاعات عمومی و کمتر قیمت گذاری عرضه های اولیه عمومی که با استفاده از یک نمونه 5000 عرضه عمومی اولیه در  ایالات متحده طی سالهای 2008-1981انجام شد،به بررسی اثرات اطلاعات عمومی بر انگیزه های سرمایه گذاران عقلایی در آشکار کردن اطلاعات شخصی در طول فرآیند قیمت گذاری و تقاضا برای تخصیص عرضه های عمومی اولیه پرداختند.الگوی آنها چند پیش بینی جدید ارائه می دهد.اولاً، سرمایه گذاران نیاز به کمتر قیمت گذاری در صداقت اطلاعات خصوصی مثبت در بازار های خرسی نسبت به بازار های گاوی دارند (اثرات انگیزشی).ثانیاً، بخشی از سیگنال های خصوصی مثبت و کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه افزایش در بازده بازار را در پی دارد (اثرات تقاضا). ترکیب این دو اثر می تواند توضیح دهد که چرا کمتر قیمت گذاری با بازده بازار قبل از عرضه ارتباط مثبت و معنا داری دارد و با شواهد موجود سازگار است.جین فرانسیس و همکاران[viii]در سال 2012،در پژوهشی با عنوان اثرات کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه بر نقدینگی:پراکندگی مالکیت یا اثر اطلاعاتی به بررسی اثرات کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه بر نقدینگی پس از پذیرش سهام پرداختند.با استفاده از نمونه از عرضه های عمومی اولیه  در یورونکست با مکانیزم های متنوع به کار گرفته شده، نشان دادند که زمانی که ساختار مالکیت توسط کمتر قیمت گذاری اولیه تحت تاثیر قرار نمی گیرد،این کمتر قیمت گذاری، هنوز هم دارای یک تاثیر مثبت بر روی نقدینگی پس از یک چرخه مطلوب مرتبط با پوشش تحلیلگر دارد.پوشش تحلیلی خریداری شده بوسیله کمتر قیمت گذاری  اولیه هزینه های عدم تقارن اطلاعات، و عدم نقدینگی در بازار ثانویه را کاهش می دهد.اطلاعات عمومی تولید شده توسط تحلیلگران تأثیر قابل توجهی در هزینه های انتخاب نامطلوب نسبت به معامله گران آگاهانه در بازار دارد.جیمز[ix] در سال 2009،در پژوهشی که با عنوان کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه ،افشاء و خطر دادخواهی انجام داد دریافت که چشم انداز افشاء عرضه عمومی اولیه در ایالات متحده ارتباط قابل توجهی با کمتر قیمت گذاری روز اول دارد، مطابق با نظریه های کمتر قیمت گذاری عدم تقارن اطلاعاتی ایجاد می شود. به طور خاص، افزایش انحراف استاندارد در چشم انداز افشاء با نزدیک به یک سوم کاهش در کمتر قیمت گذاری روز اول همرا شده است. افشای بیشتر همچنین ارتباط مثبت معنا داری با اندازه گیری کامل بودن اطلاعات دارد. علاوه بر این، نشان می دهد که از میزان افشاء ممکن است ریسک دادخواهی استخراج شود.ﻻرا و ﻫﻤﮑﺎران[x]در سال 2007 ،در پژوهشی با عنوان هزینه حقوق صاحبان سهام و حسابداری محافظه کاری نشان دادند که ﻣﺤﺎﻓﻈﻪ ﮐﺎری ﻣﻮﺟﺐ ﮐﺎﻫﺶ ﻋﺪم ﺗﻘـﺎرن اﻃﻼﻋﺎﺗﯽ و ﮐﺎﻫﺶ ﻫﺰﯾﻨﻪ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﺷﺮﮐﺖ ﻣﯽ ﺷﻮد. در اﯾﻦ ﺗﺤﻘﯿﻖ ﻧﺸﺎن داده ﻣﯽ ﺷﻮد ﮐﻪﻫﺮﭼﻪ ﻣﺤﺎﻓﻈﻪ ﮐﺎری ﭘﺎﯾﯿﻦ ﺗﺮ ﺑﺎﺷﺪ، ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﮔﺬاران اﻧﺘﻈﺎر ﮐﺴﺐ ﺑـﺎزده ﺑـﺎﻻﺗﺮی دارﻧـﺪ. اﯾﻦ ﺗﺤﻘﯿﻖ ﻧﺸﺎن ﻣﯽ دﻫﺪ ﮐﻪ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﮔﺬاران ﺑﺮای ﻣﺤﺎﻓﻈﻪ ﮐﺎری ارزش ﻗﺎﺋﻞ ﻫﺴﺘﻨﺪ،ﭼﺮاﮐﻪ اوﻻً ﺑﻪ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﮔﺬاران ﮐﻤﮏ ﻣﯽ ﮐﻨﺪ ﺗﺎ ﺑﯿﻦ ﭘﺮوژه ﻫﺎی ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﮔﺬاری ﺧـﻮب و ﺑـﺪ ﺗﻤﺎﯾﺰ ﻗﺎﺋﻞ ﺷﻮﻧﺪ،ﺛﺎﻧﯿﺎً ﺑﺎﻋﺚ ﮐﺎﻫﺶ ﻣﺸﮑﻼت آﺗﯽ ﺑﻨﮕﺎه ﻣﯽ ﺷـﻮد، ﺛﺎﻟﺜـﺎً ﺑـﻪ ﻣـﺪﯾﺮان اﯾـﻦاﺟﺎزه را ﻧﻤﯽ دﻫﺪ ﺗﺎ در ﮔﺰارﺷﺎت ﺧﻮد از ﻋﻤﻠﮑﺮد واﻗﻌـﯽ ﺷـﺮﮐﺖ ﻣﻨﺤـﺮف ﺷـﻮﻧﺪ ﯾـﺎ ﻫﺰﯾﻨﻪ ﻫﺎی ﺳﻨﮕﯿﻨﯽ را ﺑﺨﺎﻃﺮ اﯾﻦ دﺳﺘﮑﺎری ﺑﻪ ﺷﺮﮐﺖ ﺗﺤﻤﯿﻞ ﮐﻨﻨﺪ. ﻫﻤﭽﻨـﯿﻦ ﻣﺤﺎﻓﻈـﻪﮐﺎری ﻣﺤﺪوده ﮐﻤﺘﺮی ﺑﺮای ﺑﺮآورد ﺟﺮﯾﺎن ﻫﺎی ﻧﻘﺪی آﺗﯽ ﺷﺮﮐﺖ ﻓﺮاﻫﻢﻣـﯽ ﻧﻤﺎﯾـﺪﮐﻪ ﻣﻮﺟﺐ ﻣﯽ ﺷﻮد رﯾﺴﮏ اﻃﻼﻋﺎﺗﯽ ﮐﺎﻫﺶ ﯾﺎﺑﺪ و روﺷﻦ ﻣـﯽ ﮐﻨـﺪ ﮐـﻪ ﺟـﺪا ﺷـﺪن ازﻗﺎﺑﻠﯿﺖ اﺗﮑﺎ ﺑﺮای رﺳﯿﺪن ﺑﻪ ﻣﺮﺑﻮط ﺑﻮدن ﺑﺎﻋﺚ اﻓﺰاﯾﺶ رﯾﺴﮏ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﮔﺬاران و ﻫﺰﯾﻨـﻪﺳﺮﻣﺎﯾﻪ ﺷﺮﮐﺖ ﻣﯽ ﺷﻮد.

 

3- فرضیه های پژوهش

 فرضیه اول: بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه ارتباط معنا داری وجود دارد.

فرضیه دوم: ارتباط معنا دار بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه برای شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی بالا نسبت به شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی پایین، نمایان تر است.

 

4- داده ها و روش شناسی پژوهش

4-1- نحوه جمع آوری داده‌ها

این پژوهش به لحاظ نوع هدف ،پژوهشی کاربردی با رویکرد پس رویدادی (از طریق اطلاعات گذشته) است که با استفاده از مطالعات کتابخانه ای ،اطلاعات لازم جمع آوری شده،با استفاده از مدل های رگرسیون به آزمون فرضیات پرداخته شده است. علاوه بر این ، پژوهش فوق، بر اساس خصوصیات موضوع و مساله تحقیق، در حوزه توصیفی و همبستگی قرار می گیرد.به منظور دستیابی به داده های مورد نیاز جهت پردازش فرضیه های پژوهش، از لوح های فشرده سازمان بورس اوراق بهادار تهران، تارنمای بورس اوراق بهادار تهران، تارنمای کدال(نظیر امید نامه و صورت های مالی شرکت ها) و همچنین از نرم افزار  TseClient 2.0 (Beta) استفاده شده است. در مرحله بعد، برای جمع آوری و طبقه بندی داده های آماری از نرم افزار Excelاستفاده شده است و برای انجام آزمون های آماری مربوطه از نرم افزار Eviews نسخه 6، استفاده گردیده است.

 

4-2- جامعه آماری و نمونه پژوهش

 جامعه آماری پژوهش را کلیه شرکت هایی تشکیل می دهند که در قلمرو زمانی 1382 تا 1392 برای نخستین بار مبادرت به عرضه های اولیه سهام خود به صورت عمومی در بورس اوراق بهادار تهران کرده اند و همچنین این گونه شرکت ها جهت انتخاب به عنوان جامعه آماری باید شرایط زیر را داشته باشند:

1)    شرکت جزء شرکت های واسطه گری مالی نباشد.

2)    شرکت طی سال های مزبور (دوره مورد نظر) در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند.

لذا تعداد اعضای جامعه آماری شامل 89 شرکت از شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار است؛ به گونه ای که کلیه شرایط گفته شده را احراز نموده اند. در شکل 1، مراحل انتخاب جامعه آماری نشان داده شده است. در این پژوهش برای تعیین نمونه آماری از روش نمونه گیری سیستماتیک استفاده شده است و تمامی اعضای جامعه آماری به عنوان نمونه های آماری پژوهش محسوب شدند لذا تعداد اعضای جامعه آماری و نمونه آماری پژوهش یکسان بوده و برابر 89 شرکت از شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار می باشد که کلیه شرایط ذکر شده را احراز نموده اند.

 

آیا شرکت های مورد نظر جزء شرکتهای سرمایه گذاری و واسطه گری مالی از قبیل(بانک ها،شرکتهای سرمایه گذار،لیزینگ و بیمه) می باشند؟

بله

عدم انتخاب شرکت به عنوان جامعه آماری

خیر

آیا زمان عرضه پس از سال 82 است؟

تعداد اعضای جامعه: 89 شرکت

 

بله

خیر

شکل شماره 1. مراحل انتخاب جامعه و نمونه آماری پژوهش

منبع: یافته­های پژوهشگر

4-3- مدل و متغیرهای پژوهش

مدل مورد استفاده در این پژوهش برای آزمون فرضیه ها از مدل رگرسیونی خطی به شرح مدل (1) استفاده شده است :

مدل(1 )

 

 

متغیرهای تحقیق: متغیر های این پژوهش، مشتمل بر سه دسته متغیرهای وابسته، مستقل، کنترلی به شرح زیر است:

4-3-1- متغیر وابسته

در این بررسی کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه (UP(MAAR))به عنوان متغیر وابسته می باشد.جهت اندازه گیری کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه از روش استفاده شده توسط آگراول، لیل و هرناندز[xi] (1993) ، استفاده می نماییم. به عنوان مثال، از بازده بازار در اولین روز معامله به عنوان شاخصی برای کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه استفاده می نماییم. این اندازه گیری از طریق رابطه(1) توضیح داده می شود :

 (1 )                                         

 

در این رابطه:   قیمت بسته شدن سهام  در اولین روز معامله است، و  قیمت عرضه است و   بازده روز اول روی سهام صادر شده است.

 

4-3-2- متغیر مستقل

محافظه کاری حسابداری(CONS(TA)) به عنوان متغیر مستقل می باشد. جهت اندازه گیری محافظه کاری حسابداری از روش استفاده شده توسط گیولی و هاین[xii] (2000) ، مبتنی بر جمع اقلام تعهدی استفاده می نماییم. این اندازه گیری از طریق رابطه(2) توضیح داده می شود:

رابطه(2 )

جمع اقلام تعهدی =

 [(سود قبل از اقلام فوق العاده – جریان نقد حاصل از عملیات) + جمع دارایی های سال قبل از عرضه عمومی] * 1-

 

4-3-3- متغیر های کنترلی:

  • ·     تعداد روزهای بین پذیرش و عرضه(LDAY)

برای محاسبه تعداد روز های بین پذیرش و عرضه عمومی اولیه سهام شرکت ها، پس از جمع آوری اطلاعات مربوط به تاریخ پذیرش شرکت و تاریخ عرضه سهام شرکت به عموم از سایت بورس اوراق بهادار تهران، باید روز های بین پذیرش و عرضه سهام به عموم را شمارش نمود.

  • ·     تعداد سهام عرضه شده ضربدر قیمت عرضه(بیانگر اندازه عرضه عمومی اولیه) (OFF_SIZE)

جهت محاسبه اندازه عرضه عمومی اولیه، پس از جمع آوری اطلاعات مربوط به تعداد سهام عرضه شده از طریق امید نامه شرکت های عرضه عمومی اولیه و اطلاعات مربوط به قیمت عرضه از سایت بورس اوراق بهادار یا نرم افزار TseClient 2.0 (Beta)، باید لگاریتم طبیعی را محاسبه نمود .

  • ·     درصد سهام نگهداری شده توسط دولت و اشخاص حقوقی دولتی پس از عرضه عمومی اولیه(OWN_S)

جهت بدست آوردن اطلاعات مربوط به درصد سهام نگهداری شده توسط دولت و اشخاص حقوقی دولتی پس از عرضه عمومی اولیه می توان از قسمت معاملات نقد سایت بورس اوراق بهادار تهران و از طریق لینک هر شرکت به آن دست یافت.

  • ·     درصد سهام نگهداری شده توسط اشخاص حقوقی غیر دولتی پس از عرضه عمومی اولیه (OWN_L)

جهت بدست آوردن اطلاعات مربوط به درصد سهام نگهداری شدهتوسط اشخاص حقوقی غیر دولتی پس از عرضه عمومی اولیه می توان از قسمت معاملات نقد سایت بورس اوراق بهادار تهران و از طریق لینک هر شرکت به آن دست یافت.

  • ·     درصد سهام عمومی قابل معامله(TS)

جهت محاسبه درصد سهام عمومی قابل معامله، ابتدا باید اطلاعات مربوط به تعداد سهام عرضه عمومی اولیه و تعداد کل سهام شرکت از طریق امید نامه شرکت ها و یا اطلاعیه های موجود در سایت کدال بدست آورد و سپس از تقسیم تعداد سهام عرضه عمومی اولیه بر تعداد کل سهام شرکت ها، درصد سهام عمومی قابل معامله را محاسبه نمود. 

  • ·      عرضه های عمومی اولیه در هر سال(VOL)

جهت محاسبه تعداد عرضه های عمومی اولیه در هر سال، می توان از سایت بورس اوراق بهادار تهران قسمت پذیرش های جدید تعداد عرضه های عمومی در هر سال را شمارش نمود.

  • ·     متغیرساختگی، مساوی با 1 اگر قیمت عرضه یک عدد صحیح باشد و 0 در غیر اینصورت INTEG)

جهت محاسبه این متغیر پس از بررسی قیمت عرضه، اگر قیمت عرضه عدد صحیح باشد عدد 1و در غیر این صورت  0 می گذاریم.

  • ·     متغیرساختگی،مساوی با 1 اگرعرضه عمومی اولیه در بازار اول بورس اوراق بهادار تهران باشد و0 در صورتی که در بازار دوم باشد. (EXCH)

جهت محاسبه این متغیر پس از بررسی امید نامه شرکت ها، اگر شرکت در بازار اول بورس اوراق بهادار عرضه شده باشد عدد 1 و در صورتی که شرکت در بازار دوم عرضه شده باشد عدد 0 می گذاریم.

  • ·     متغیرساختگی، مساوی با 1 اگرعرضه عمومی اولیه یک عرضه بزرگ باشد و 0در غیر اینصورت. ( UWREP)

جهت محاسبه این متغیر پس از بررسی امید نامه شرکت ها، اگر شرکت ، بزرگ (شناسایی بزرگ بودن از روی جمع دارایی ها و یا تعداد سهام عرضه شده) باشد عدد 1 و در غیر این صورت 0 می گذاریم.

  • ·     جمع بدهی یک شرکت تقسیم بر جمع دارائیهای سال قبل از عرضه عمومی اولیه (LEV)

جهت محاسبه این متغیر، ابتدا باید اطلاعات جمع بدهی ها و دارایی های سال قبل از عرضه عمومی اولیه مربوط به هر شرکت را از طریق امید نامه و یا صورت های مالی موجود در سایت کدال جمع آوری نموده، و سپس از تقسیم جمع بدهی ها بر جمع دارایی های سال قبل از عرضه عمومی اولیه، مقدار این متغیر (اهرم) مشخص نمود.

  • ·     سود خالص بعد از کسر مالیات تقسیم بر جمع دارائیهای سال قبل از عرضه عمومی اولیه (ROA)

جهت محاسبه این متغیر، ابتدا باید اطلاعات سود خالص بعد از کسر مالیات و جمع دارایی های سال قبل از عرضه عمومی اولیه مربوط به هر شرکت را از طریق امید نامه و یا صورت های مالی موجود در سایت کدال جمع آوری نموده، و سپس از تقسیم سود خالص بعد از کسر مالیات بر جمع دارایی های سال قبل از عرضه عمومی اولیه، مقدار این متغیر مشخص نمود.

  • ·     رشدفروش ها (Growth)

به عنوان تغییر در درآمد فروش تقسیم بر درآمد حاصل از فروش یک سال قبل از عرضه عمومی اولیه اندازه گیری میشود.

  • ·     سن شرکت (Frim age)

به عنوان تعداد سالهای سپری شده از تاریخ تأسیس شرکت تا قبل از عرضه عمومی اولیه اندازه گیری میشود.

  • ·     اندازه شرکت (Frim size)

به عنوان جمع دارایی های سال قبل از عرضه عمومی اولیه اندازه گیری میشود.

  • ·     حاکمیت شرکتی (Corp gove)

با استفاده از میانگین غیر وزنی متغیرهای ترکیبی استاندارد شده شامل نسبت تعداد مدیران غیر موظف در هیئت مدیره به کل مدیران ،اهرم واندازه گیری می شود. ما از میانه هر شاخص تقسیم بندی برای تقسیم کل نمونه به نمونه عدم تقارن اطلاعاتی بالا و نمونه عدم تقارن اطلاعاتی پائین استفاده می کنیم .شرکت های با رشد فروش بالا، عمر کوتاه،اندازه کوچک وحاکمیت شرکتی ضعیف به عنوان عدم تقارن اطلاعاتی بالا طبقه بندی شده اند.،به ترتیب، ما رگرسیون را به صورت جداگانه برای نمونه فرعی عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پائین،برای آزمون اینکه آیا محافظه کاری حسابداری اثر متنوع بر کمتر قیمت گذاری عرضه اولیه عمومی،تحت عنوان محیط های عدم تقارن اطلاعاتی  دارد، را اجرا می نماییم.در ادامه خلاصه متغیرهای مورد استفاده در پژوهش در جدول شماره 1 ارائه گردیده است.

 

جدول شماره 1. خلاصه ای از متغیرهای وابسته ، مستقل و کنترل

متغیر ها

نحوه محاسبه

مأخذ داده ها

وابسته

کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه (UP(MAAR)

 

برابر است با قیمت بسته شدن سهام منهای قیمت عرضه سهام تقسیم بر قیمت عرضه

نرم افزار TseClient 2.0 (Beta)

مستقل

محافظه کاری حسابداری (CONS(TA))

برابر است با جمع اقلام تعهدی = [(سود قبل از اقلام فوق العاده – جریان نقد حاصل از عملیات) + جمع دارایی های سال قبل از عرضه عمومی] * 1-

امید نامه شرکت ها

کنترلی

 

تعداد روز های بین پذیرش و عرضه(LDAY)

برابر است با تعداد روز های شمارش شده بین تاریخ پذیرش و عرضه

تارنمای بورس اوراق بهادار تهران

کنترلی

تعداد سهام عرضه شده ضربدر قیمت عرضه(OFF_SIZE)

برابر است با تعداد سهام عرضه شده ضربدر قیمت عرضه

امید نامه شرکت ها

کنترلی

درصد سهام نگهداری شده توسط دولت و اشخاص حقوقی دولتی پس از عرضه عمومی اولیه(OWN_S)

برابر است با درصد سهام تحت تملک دولت و اشخاص حقوقی دولتی

تارنمای بورس اوراق بهادار تهران، تارنمای کدال و امید نامه شرکت ها

کنترلی

درصد سهام نگهداری شده توسط اشخاص حقوقی غیر دولتی پس از عرضه عمومی اولیه(OWN_L)

برابر است با درصد سهام تحت تملک اشخاص حقوقی غیر دولتی

تارنمای بورس اوراق بهادار تهران، تارنمای کدال و امید نامه شرکت ها

کنترلی

درصد سهام عمومی قابل معامله(TS)

برابر است با تعداد سهام عرضه شده تقسیم بر تعداد کل سهام شرکت

امید نامه شرکت ها

کنترلی

حجم عرضه های عمومی در هر سال(VOL)

برابر است با تعداد عرضه های عمومی در هر سال

تارنمای بورس اوراق بهادار تهران

کنترلی

متغیر ساختگی، مساوی با 1 اگر قیمت عرضه یک عدد صحیح باشد و 0 در غیر این صورت ( INTEG)

برابر است با 1 اگر قیمت عرضه عدد صحیح باشد و 0 در غیر این صورت.

امید نامه شرکت ها

کنترلی

متغیر ساختگی، مساوی با 1 اگر عرضه عمومی اولیه در بازار اول بورس اوراق بهادار تهران باشد و 0 در صورتی که در بازار دوم باشد (EXCH)

برابر است با 1 اگر شرکت در بازار اول بورس اوراق بهادار عرضه شده باشد و 0 در صورتی که شرکت در بازار دوم عرضه شده باشد.

امید نامه شرکت ها

کنترلی

متغیرساختگی، مساویبا 1 اگرعرضه عمومی اولیه یک عرضه بزرگ باشد و0 درغیراینصورت ( UWREP)

برابر است با 1 اگر شرکت ، بزرگ (شناسایی بزرگ بودن از روی جمع دارایی ها و یا تعداد سهام عرضه شده) باشد و 0 در غیر این صورت.

امید نامه شرکت ها

کنترلی

اهرم (LEV)

برابر است با جمع بدهی یک شرکت تقسیم بر جمع دارائیهای سال قبل از عرضه عمومی اولیه

امید نامه شرکت ها

کنترلی

نسبت بازده مجموع دارایی ها(ROA)

برابر است با سود خالص بعد از کسر مالیات تقسیم بر جمع دارائیهای سال قبل از عرضه عمومی اولیه

امید نامه شرکت ها

کنترلی

رشد فروش ها (Growth)

برابر است با تغییر در درآمد فروش تقسیم بر درآمد حاصل از فروش یکسال قبل از عرضه عمومی اولیه

امید نامه شرکت ها

کنترلی

سن شرکت (Frim age)

برابر است با تعداد سالهای سپری شده از تاریخ تأسیس شرکت تا قبل از عرضه عمومی اولیه

امید نامه شرکت ها

کنترلی

اندازه شرکت (Frim size)

برابر است با جمع دارایی های سال قبل از عرضه عمومی اولیه

امید نامه شرکت ها

کنترلی

حاکمیت شرکتی (Corp gove)

برابر است با میانگین غیر وزنی متغیر های ترکیبی استاندارد شده شامل نسبت تعداد مدیران غیر موظف در هیئت مدیره به کل مدیران واهرم

امید نامه شرکت ها

منبع : یافته­های پژوهشگر

 

5- یافته های پژوهش

5-1-آمار توصیفی

در ابتدا آمار توصیفی مربوط به متغیر های پژوهش که شامل کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه به عنوان متغیر وابسته ، محافظه کاری حسابداری به عنوان متغیر مستقل و همچنین متغیرهای کنترلی شامل تعداد روز های بین پذیرش و عرضه، لگاریتم طبیعی تعداد سهام عرضه شده ضربدر قیمت عرضه (بیانگر اندازه عرضه عمومی اولیه)، درصد سهام نگهداری شده توسط دولت و اشخاص حقوقی دولتی پس از عرضه عمومی اولیه، درصد سهام نگهداری شده توسط اشخاص حقوقی غیر دولتی پس از عرضه عمومی اولیه،درصد سهام عمومی قابل معامله، عرضه های عمومی اولیه در هر سال،متغیر ساختگی مساوی با 1 اگر قیمت عرضه یک عدد صحیح باشد و 0 در غیر این صورت،متغیر ساختگی مساوی با 1 اگر عرضه عمومی اولیه در بازار اول بورس اوراق بهادار تهران باشد و 0 در صورتی که در بازار دوم باشد،متغیر ساختگی مساوی با 1 اگر عرضه عمومی اولیه یک عرضه بزرگ باشد و0 در غیر این صورت،اهرم شرکت، بازده دارایی ها،رشدفروش ها، سن شرکت، اندازه شرکت و حاکمیت شرکتی در جدول 2 ارائه گردیده است.

 

جدول شماره 2. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

 

تعداد

میانگین

میانه

مد

انحراف معیار

ضریب چولگی

ضریب کشیدگی

UP(MAAR)

89

00218/0-

00000/0

000/0

26262/0

088/1-

694/10

CONS(TA)

89

341/6006378812983-

000/328483806745-

0a/197065892000000-

4200/25240521303421

499/6-

181/44

LDAY

89

58/56

50/36

40

548/61

668/1

707/2

OFF_SIZE

89

3069/24

1552/24

45/19a

18774/2

348/0

252/0-

OWN_S

89

5545/5

000/0

00/0

79160/12

441/2

896/4

OWN_L

89

5340/56

5000/52

00/35

56439/24

036/0

695/0-

TS

89

950/7

600/7

0/0

0432/3

932/1

602/5

VOL

89

727/24

000/28

0/36

2507/13

843/0-

013/1-

INTEG

89

50/0

50/0

0a

503/0

000/0

047/2-

EXCH

89

33/0

000/0

0

473/0

738/0

490/1-

UWREP

89

28/0

000/0

0

454/0

974/0

076/1-

LEV

89

5899/0

5950/0

52/0a

18911/0

188/0-

632/0-

ROA

89

16060/0

14000/0

090/0

105281/0

099/1

595/1

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

 

 

5-2-آمار استنباطی

هدف از این پژوهش بررسی رابطه بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های اولیه عمومی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده است و برای نیل به این اهداف فرضیه های اصلی مورد بررسی تحقیق بر اساس مدل رگرسیونی به دو فرض آماری ( )و مخالف ( ) تقسیم شدند، و با استفاده از آمار تحلیلی مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند.با توجه به اینکه هدف اصلی این پژوهش، بررسی تأثیر بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می باشد، فرض این تحقیق به شرح زیر مورد آزمون قرار گرفته است.برای آزمون فرضیه ها از مدل رگرسیونی خطی به شرح مدل 2 استفاده شده است :

مدل(2 )

 

 

فرضیه1: بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه ارتباط معنا داری وجود دارد.

جهت بررسی فرضیه های پژوهش آزمون همبستگی مربوط به متغیر های پژوهش در جدول شماره 3 انجام شد.

جدول شماره 3. آزمون همبستگی بین متغیرهای پژوهش

 

UP(MAAR)

CONS(TA)

LDAY

OFF_SIZE

OWN_S

OWN_L

TS

VOL

INTEG

EXCH

UWREP

LEV

ROA

 

 

ضریب همبستگی

000/1

153/0

121/0

247/0-*

026/0-

106/0-

049/0-

081/0-

214/0*

140/0-

052/0

151/0

038/0-

 

UP(MAAR)

مقدار معناداری

000/0

153/0

260/0

020/0

811/0

321/0

650/0

452/0

044/0

191/0

630/0

159/0

720/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

CONS(TA)

ضریب همبستگی

153/0

000/1

038/0

0841/0-

**

438/0-**

107/0

111/0-

469/0

**

062/0

546/0 **

775/0-**

014/0

160/0

مقدار معناداری

153/0

000/0

723/0

000/0

000/0

318/0

302/0

000/0

563/0

000/0

000/0

896/0

135/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

LDAY

ضریب همبستگی

121/0-

038/0

000/1

082/0-

058/0-

027/0-

004/0-

095/0-

005/0-

028/0-

004/0-

016/0-

158/0-

مقدار معناداری

260/0

723/0

000/0

446/0

592/0

805/0

973/0

378/0

964/0

791/0

968/0

882/0

139/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

OFF_SIZE

ضریب همبستگی

247/0-*

841/0-**

082/0-

000/1

411/0**

001/0-

243/0*

357/0-

**

021/0-

399/0**

578/0**

153/0-

740/0

مقدار معناداری

020/0

000/0

446/0

000/0

000/0

992/0

022/0

001/0

845/0

000/0

000/0

152/0

489/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

OWN_S

ضریب همبستگی

026/0-

438/0-**

058/0-

411/0**

000/1

288/0-**

102/0-

370/0-**

112/0

307/0**

476/0**

163/0-

096/0-

مقدار معناداری

811/0

000/0

592/0

000/0

0

006/0

345/0

000/0

297/0

004/0

000/0

130/0

374/0

تعداد

88

88

88

88

88

88

88

88

88

88

88

88

88

OWN_L

ضریب همبستگی

106/0-

107/0

027/0-

001/0-

288/0-**

000/1

133/0

290/0

**

139/0

098/0-

153/0-

081/0

014/0

مقدار معناداری

321/0

318/0

805/0

992/0

006/0

000/0

216/0

006/0

194/0

363/0

153/0

448/0

898/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

TS

ضریب همبستگی

049/0-

111/0-

004/0-

243/0*

102/0-

133/0

000/1

072/0

090/0-

037/0

047/0-

049/0-

050/0-

مقدار معناداری

650/0

302/0

973/0

022/0

345/0

216/0

000/0

503/0

403/0

728/0

663/0

648/0

644/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

VOL

ضریب همبستگی

081/0-

469/0**

095/0-

357/0-**

370/0-**

290/0**

072/0

000/1

116/0-

402/0-**

472/0-**

218/0*

031/0

مقدار معناداری

452/0

000/0

378/0

001/0

000/0

006/0

503/0

000/0

279/0

000/0

000/0

040/0

770/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

INTEG

ضریب همبستگی

214/0*

062/0

005/0-

021/0-

112/0

139/0

090/0-

116/0-

000/1

016/0-

032/0

038/0-

070/-

مقدار معناداری

044/0

563/0

964/0

845/0

297/0

194/0

403/0

279/0

000/0

881/0

766/0

723/0

517/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

EXCH

ضریب همبستگی

140/0-

546/0-**

028/0-

399/0**

307/0**

098/0-

037/0

402/0-**

016/0-

000/1

526/0**

142/0-

036/0-

مقدار معناداری

191/0

000/0

791/0

000/0

004/0

363/0

728/0

000/0

881/0

000/0

000/0

183/0

738/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

UWREP

ضریب همبستگی

052/0

775/0-**

004/0-

578/0**

476/0**

153/0-

047/0-

472/0-**

032/0

526/0**

000/1

040/0-

203/0-

مقدار معناداری

630/0

000/0

968/0

000/0

000/0

153/0

663/0

000/0

776/0

000/0

000/0

710/0

056/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

LEV

ضریب همبستگی

151/0

014/0

016/0-

153/0-

163/0

081/0

049/0-

218/0*

038/0-

142/0-

040/0-

000/1

268/0-*

مقدار معناداری

159/0

896/0

882/0

152/0

130/0

448/0

648/0

040/0

723/0

183/0

710/0

0

011/0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

ROA

ضریب همبستگی

038/0-

160/0

158/0-

074/0

086/0-

014/0

-050/0

031/0

070/0-

036/0-

203/0-

268/0-*

1.000

مقدار معناداری

720/0

135/0

139/0

489/0

374/0

898/0

644/0

770/0

518/0

738/0

056/0

011/0

0

تعداد

89

89

89

89

88

89

89

89

89

89

89

89

89

منبع : یافته­های پژوهشگر  (ادامه جدول شماره 3)

 

لذا با توجه به آزمون همبستگی بین متغیر ها، بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه رابطه معنا داری وجود ندارد، و از بین متغیرها فقط INTEG و OFF_SIZEبا کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه ارتباط مثبت و معنا داری دارند (sig=<.05). در ادامه با وارد کردن تمام متغیر ها در معادله رگرسیون، اثر متغیر مستقل (محافظه کاری حسابداری ) همزمان با حضور سایر متغیر ها (متغیر های کنترلی )  بر روی متغیر وابسته (کمتر قیمت گذاری عرضه عمومی اولیه ) در جدول شماره 4 بررسی شده است.

جدول شماره 4. بررسی اثر متغیر مستقل بر متغیروابسته با حضور متغیرهای کنترل

UP(MAAR)

 

092/0

Coefficient

intercept

(548/1)

T

146/0-

Coefficient

Cons(TA)

(154/1-)

T

*340/0-

Coefficient

LDAY

(196/3-)

T

*359/0-

Coefficient

OFF-SIZE

(088/2-)

T

031/0-

Coefficient

OWN_S

(231/0-)

T

03/0

Coefficient

OWN_L

(272/0)

T

092/0

Coefficient

TS

(803/0)

T

048/0

Coefficient

VOL

(346/0)

T

168/0

Coefficient

INTEG

(597/1)

T

009/0-

Coefficient

EXCH

(074/0-)

T

129/0

Coefficient

UMREP

(843/0)

T

142/0

Coefficient

LEV

(327/1)

T

*191/0

Coefficient

ROA

(710/1)

T

89

N

256/0

R2

049/2

Durbin-watson

156/2

F

منبع : یافته­های پژوهشگر

 

5-2-1-آزمون مناسبت مدل

در جدول شماره 5 آزمون مناسبت مدل رگرسیونی انجام شده است. در این آزمون از آماره آزمون F استفاده میشود. مقدار معناداری کمتر از سطح معنی داری (05/0) باعث رد فرضیه صفر در این آزمون می­شود.

 

جدول شماره 5. آزمون معنادار رگرسیون فرضیه اول

تحلیل واریانس

 

Sum of Squares

df

Mean Square

F

Sig.

Regression

024/0

12

002/0

165/2

023/0

Residual

070/0

75

01/0

 

 

Total

094/0

87

 

 

 

منبع : یافته­های پژوهشگر

 

5-2-2-آزمون ضرایب

با توجه به آماره F و احتمال مربوط به آن که کمتر از 05/0می باشد، پس فرض خطی بودن رابطه دو متغیر مستقل و وابسته تأیید می شود. بنابراین می توان نتیجه گرفت که در سطح اطمینان 99% مدل کلی رگرسیون معنی دار است. نتایج مربوط به آماره دوربین واتسون (عدم خود همبستگی جملات خطا) برای مدل نشان از استقلال نسبی داده داشت. پس از بررسی معنا دار بودن مدل کلی رگرسیون باید برای تأیید  یا رد فرضیه پژوهش به بررسی ضرایب جزئی رگرسیون پرداخته شود. در جدول شماره 6 آزمون ضرایب انجام گردیده است. تاثیر تک تک متغیرهای مستقل آزمون شده است. در این آزمون از آماره آزمون t  استفاده شد. مقدار معناداری کمتر از سطح معنی داری(05/0) باعث رد فرضیه صفر می­شود. بنابراین متغیرهایی که مقدار معنی داری آزمون آنها کمتر از 05/0 است به معنای مؤثر بودن بر متغیر وابسته است.

 

جدول شماره 6. آزمون ضرایب فرضیه اول

Coefficientsa

Model

Unstandardized       Coefficients

Standardized

Coefficients

collinearity Statistics

 

T

 

Sig.

 

B

Beta

VIF

 

 

(Constant)

092/0

 

 

548/1

126/0

CONS(TA)

016-E905/1-

146/0-

623/1

154/1-

252/0

LDAY

000/0

340/0-

142/1

196/3-

002/0

OFF_SIZE

005/0-

359/0-

981/2

088/2-

040/0

OWN_S

005-E050/8-

031/0-

841/1

231/0-

818/0

OWN_L

005-E130/4

030/0

251/1

272/0

787/0

TS

001/0

092/0

325/1

803/0

425/0

VOL

000/0

048/0

951/1

346/0

730/0

INTEG

011/0

168/0

120/1

597/1

114/0

EXCH

001/0-

009/0-

596/1

074/0-

941/0

UWREP

009/0

129/0

359/2

843/0

402/0

LEV

025/0

142/0

148/1

327/1

188/0

ROA

059/0

191/0

262/1

710/1

091/0

منبع : یافته­های پژوهشگر

 

با توجه به احتمال متغیر ها در جدول فوق، متغیر مستقل اصلی CONS(TA) بر متغیر وابسته UP(MAAR) تاثیری ندارد (مقدار معنی داری آزمون بیشتر از 05/0 می­باشد). متغیرهای LDAY و OFF_SIZE در سطح معنی داری 05/0و متغیر ROA در سطح معنی داری 01/0 بر متغیر وابسته مؤثر است. میزان تاثیر این متغیرها با مقدار بتا مشخص شده است.جدول همبستگی بین متغیرها نیز عدم ارتباط بین این دو متغیر را تأیید می­کند. بنابراین متغیر مستقل اصلی مدل معنی دار نمی باشد، در نتیجه بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه ارتباط معنا داری وجود ندارد. لذا فرضیه اول پژوهش تأیید نمی گردد.

 

فرضیه2: ارتباط معنا دار بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه برای شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی بالا نسبت به شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی پائین، نمایان تر است.

 

جهت آزمون فرضیه دوم باید نمونه را به دو گروه عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پایین تقسیم بندی نماییم. برای تقسیم بندی از 4 شاخص مرتبط با عدم تقارن اطلاعات (رشد فروش، اندازه شرکت، عمر شرکت و حاکمیت شرکتی) استفاده می نماییم .برای این عمل میانه هر شاخص را گرفته و به دو گروه بالاتر و پایین تر از میانه تقسیم بندی می نماییم. عدم تقارن اطلاعاتی بالا شامل گروه (رشد فروش بالا، اندازه پایین، عمر کوتاه و حاکمیت شرکتی ضعیف) و عدم تقارن اطلاعاتی پایین شامل گروه (رشد فروش پایین، اندازه بالا، عمر بالا و حاکمیت شرکتی قوی) می باشد.سپس برای گروه های 8 گانه آزمون های آماری انجام گردید و نتایج متمرکز در جدول شماره 7 خلاصه گردیده است.

 

جدول شماره 7. خلاصه ای از آزمون آماری فرضیه دوم

Corp gove

Frim size

Frim age

Growth

 

 

Strong

Weak

Large

Small

Old

Young

Low

High

 

 

057/0

(665/0)

124/0

(361/1)

238/0

(380/1)

011/0- (129/0-)

135/0

(679/1)

015/0

(174/0)

051/0

(517/0)

104/0

(286/1)

Coefficient

T

Intercept

003/0

(016/0)

172/0-

(905/0-)

320/0-

(460/1-)

220/0

(717/0)

302/0-

(468/1-)

199/0

(863/0)

085/0-

(353/0-)

227/0

(009/1)

Coefficient

T

Cons.TA

281/0-

(681/1-)

*291/0-

(864/1-)

*452/0-

(681/2-)

113/0-

(607/0-)

*483/0-

(826/2-)

*267/0-

(759/1-)

*518/0-

(286/3-)

234/0-

(375/1-)

Coefficient

T

LDAY

130/0-

(492/0-)

*469/0-

(799/1-)

*511/0-

(701/1-)

012/0

(038/0)

*529/0-

(191/2-)

094/0-

(332/0-)

167/0-

(668/0-)

435/0-

(561/1-)

Coefficient

T

OFF-SIZE

024/0-

(106/0-)

076/0-

(397/0-)

038/0-

(178/0-)

066/0

(356/0)

045/0

(191/0)

*357/0-

(819/1-)

156/0

(647/0)

083/0-

(375/0-)

Coefficient

T

OWN_S

145/0-

(850/0-)

169/0

(996/0)

137/0

(776/0)

172/0-

(889/0-)

273/0

(533/1)

176/0-

(099/1-)

084/0

(507/0)

005/0-

(032/0-)

Coefficient

T

OWN_L

144/0

(852/0)

006/0-

(032/0-)

184/0

(982/0)

038/0

(211/0)

03/0

(18/0)

219/0

(121/1)

03/0

(168/0)

087/0

(496/0)

Coefficient

T

TS

153/0-

(643/0-)

066/0

(357/0)

07/0-

(327/0-)

153/0

(837/0)

082/0

(383/0)

131/0-

(583/0-)

022/0

(113/0)

017/0-

(074/0-)

Coefficient

T

VOL

011/0

(071/0)

228/0

(404/1)

200/0

(131/1)

006/0-

(035/0-)

166/0

(03/1)

205/0

(291/1)

03/0-

(167/0-)

229/0

(489/1)

Coefficient

T

INTEG

364/0-

(627/1-)

182/0

(039/1)

026/0

(141/0)

084/0-

(386/0-)

108/0

(533/0)

143/0-

(754/0-)

1/0-

(563/0-)

084/0

(394/0)

Coefficient

T

EXCH

022/0-

(083/0-)

134/0

(664/0)

163/0

(803/0)

 

210/0

(915/0)

058/0

(238/0)

062/0

(302/0)

138/0

(487/0)

Coefficient

T

UMREP

069/0

(417/0)

031/0

(198/0)

187/0

(111/1)

127/0

(669/0)

064/0

(377/0)

214/0

(391/1)

08/0

(475/0)

082/0

(490/0)

Coefficient

T

LEV

008/0

(047/0)

*318/0

(9/1)

318/0

(670/1)

149/0

(783/0)

229/0

(322/1)

159/0

(978/0)

138/0

(864/0)

*336/0

(972/1)

oefficient

T

ROA

45

44

44

45

45

44

46

43

 

N

294/0

402/0

367/0

143/0

394/0

331/0

359/0

357/0

 

R2

123/2

046/2

246/2

072/2

422/2

111/2

271/2

134/2

 

Durbinwatson

108/1

683/1

495/1

486/0

627/1

319/1

495/1

385/1

 

F

منبع : یافته­های پژوهشگر  (ادامه جدول شماره 7)

 

در جدول فوق ضرایب بتا و آماره آزمون t(در پرانتز) داده شده است. متغیرهای مستقل و کنترلی مؤثر توسط علامت * مشخص شده است.با توجه به مدل رگرسیونی در سطح 4 متغیر)رشد فروش، اندازه شرکت، عمر شرکت و حاکمیت شرکتی(، متوجه می­شویم، که متغیر مستقلCONS(TA)در سطح معنی داری (05/0) برای شرکت های با عدم تقارن اطلاعاتی بالا (رشد فروش بالا، اندازه کوچک، عمر کم و حاکمیت شرکتی ضعیف) بر متغیر وابسته   UP(MAAR) تأثیر گذار نیست .در نتیجه،ارتباط معنا دار بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه برای شرکتهایی با عدم تقارن اطلاعاتی بالا نسبت به شرکتهایی با عدم تقارن اطلاعاتی پایین ، نمایان تر نیست.بنابراین فرضیه دوم پژوهش نیز تأییدنمی گردد.

 

6- بحث و نتیجه گیری

در این پژوهش رابطه بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های اولیه عمومی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ، مورد بررسی قرار گرفت.فرضیه اول در خصوص بررسی رابطه بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مطرح و آزمون گردید. نتایج نشان داد، بین این دو متغیر رابطه معنی داری وجود ندارد این نتایج نشان می دهد که محافظه کاری از طریق فراهم آوردن اطلاعات قابل تاییدتر برای سهامداران و محدود کردن انگیزه فرصت طلبانه مدیران،عدم تقارن اطلاعاتی را میان تمامی ذینفعان عرضه اولیه سهام کاهش می دهد و باعث می شود قیمت گذاری کمتر از واقع سهام کاهش یابد، حال آنکه در تحقیقات گذشته ارتباط مثبت و منفی محافظه کاری با کمتر قیمت گذاری مورد تأیید قرار گرفته است.به طور مثال، نتایج پژوهش لین و تیان [xiii](2012) ،نشان داد بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه در بورس اوراق بهادار چین رابطه معنا دار و معکوسی وجود دارد.نتایج تحقیق رحمانی و غلامزاده (1388)،نشان داد که محافظه کاری حسابداری در گزارش های مالی شرکت ها پس از درج نام آنها در بورس اوراق بهادار کاهش می یابد.فرضیه دوم در خصوص بررسی ارتباط معنادار بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه برای شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی بالا نسبت به شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی پایین، نمایان تر است، مطرح و آزمون گردید. نتایج نشان داد، متغیر مستقل محافظه کاری در سطح معنی داری (05/0) در شرکتهایی که دارای رشد فروش بالا هستند نسبت به شرکت هایی که رشد فروش پایین دارند بر متغیر وابسته کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه تأثیر گذار نیست و  همچنین متغیر محافظه کاری بر متغیر  کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه در شرکت های جوان تر نسبت به شرکت های پیرتر تأثیر گذار نیست و در ضمن، گروه بندی شرکت ها بر اساس اندازه و حاکمیت شرکتی نیز این یافته ها را تایید کرد ، حال آنکه در تحقیقات گذشته ارتباط مثبت و منفی محافظه کاری با کمتر قیمت گذاری مورد تأیید قرار گرفته است.به طور مثال، نتایج پژوهش لین و تیان (2012) ، نشان داد ارتباط معنادار بین محافظه کاری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه برای شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی بالا نسبت به شرکت هایی با عدم تقارن اطلاعاتی پایین، نمایان تر است. نتایج به دست آمده از این پژوهش با نتایج پژوهش لین و تیان در سال2012 هم خوانی ندارد. این محققین در تحقیق خویش به بررسی رابطه بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه در بورس اوراق بهادار چین پرداختند.نتایج تحقیق آن ها نشان داد بین محافظه کاری حسابداری و کمتر قیمت گذاری عرضه های عمومی اولیه در بورس اوراق بهادار چین رابطه معنا دار و معکوسی وجود دارد.نتایج به دست آمده از این پژوهش با نتایج پژوهش حجازی و حق بین (1387) ،هم خوانی دارد.این محققین در تحقیق خویش به بررسی ناهنجاری های اولین عرضه عمومی سهام در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی سال های 1375-1386 پرداختند.نتایج این پژوهش نشان می دهد که در مورد سهامی که برای اولین بار در بورس اوراق بهادار تهران عرضه می شوند، در زمان اولین عرضه عمومی و نسبت به ارزش اسمی سهام، گران فروشی صورت می گیرد.در این پژوهش دلایل احتمالی رد شدن فرضیه ها را میتوان موارد زیر عنوان نمود:

1)    ناهمگن بودن دوره تحقیق : دوره مورد بررسی در این تحقیق شامل سال های 1392-1382می باشد، لیکن، در طول این دوران،دوره هایی مانند سال 1382 دوران رونق بورس و سال 1383 دوران رکود بورس بوده است که در تمامی این دوران در این تحقیق، همگن فرض شده اند، لذا این احتمال وجود دارد که با در نظر گرفتن شرایط مذکور، نتایج متفاوتی حاصل گردد.

2)    عدم وجود آرشیو غنی از  اطلاعات مربوط به عرضه عمومی اولیه سهام

3)    با توجه به تعداد کم شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، اعتبار بیرونی تحقیق ممکن است زیر سوال برود. چرا که نتایج ممکن است به کشور های دیگر قابلیت تعمیم نداشته باشد

 



1- دانشیار، مدیریت بازرگانی ، دانشگاه علامه طباطبایی ، تهران ، ایران، نویسنده اصلی.   Saeida@gmail.com          

2- کارشناس ارشد حسابداری، واحد یزد، دانشگاه آزاداسلامی، یزد، ایران ،  مسئول مکاتبات.



[i]. Alavi et al

[ii]. Ball

[iii]. Dechow et al

[iv]. Basu

[v]. Bliss

[vi]. Lin & Tian

[vii]. Einar et al

[viii]. Jean-François et al

[ix]. James

[x]. Lara et al

[xi]. Aggarwal et at

[xii]. Givoly & Hayn

[xiii]. Lin & Tian

فهرست منابع

1)    باقر زاده، سعید، محمد رضا نیکبخت و ایرج نوروش،(1390)،"عوامل موثر بر بازده کوتاه مدت سهام عرضه های عمومی اولیه (IPOs) در بورس اوراق بهادار تهران"،پژوهش های مدیریت در ایران، دوره 15،شماره 1(پیاپی70)،صص 77-107.

2)    حجازی، رضوان و زینت حق بین، (1387)،"ناهنجاری های اولین عرضه عمومی سهام در بورس اوراق بهادار تهران"،فصلنامه بورس اوراق بهادار، دوره 1، شماره 3، صص 135-166.

3)    خدامی پور، احمد و محمد قدیری، (1389)،"بررسی رابطه میان اقلام تعهدی و عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران"،مجله پیشرفت های حسابداری دانشگاه شیراز، دوره دوم، شماره دوم، پیاپی 3/59، صص 1-29.

4)    ﺧﻮش ﻃﯿﻨﺖ، محسن و فرزانه ﯾﻮﺳﻔﯽ اﺻﻞ، (1386)، "راﺑﻄﻪ ﺑﯿﻦ ﺗﻘـﺎرن و ﻋـﺪم ﺗﻘـﺎرن اﻃﻼﻋﺎﺗﯽ ﺑﺎ ﻣﺤﺎﻓﻈﻪ ﮐﺎری"،ﻓﺼﻞ ﻧﺎﻣﻪ ﻣﻄﺎﻟﻌﺎت ﺣﺴﺎﺑﺪاری، ﺷﻤﺎره 20، صص 37 -59.

5)    دستگیر، محسن و مهدی علیخانی بوانی، (1385)، "عرضه اولیه سهام : پدیده ارزان فروشی سهام و فرضیات مرتبط با آن"،ماهنامه بورس، شماره 85، صص 30-33.

6)    رضا زاده،جواد وعبداله آزاد،(1387)،"رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و محافظه کاری در گزارشگری مالی"،بررسی های حسابداری و حسابرسی، دوره 15،شماره 54، صص 63-80 .

7)    رحمانی،علی و مسعود غلامزاده لداری،(1388)،"ماکلیت عمومی در بازار سرمایه محافظه کاری در گزارشگری مالی"،تحقیقات حسابداری و حسابرسی،دوره 1،شماره 4،صص6-11.

8)    صادقی شریف،جلال و محمد اکبر السادات،(1390)،"بررسی تأثیر مدیریت سود بر بازدهی بلند مدت عرضه های عمومی اولیه با استفاده از مدل سه عاملی فاما و فرنج در بورس اوراق بهادار تهران"،تحقیقات مالی،دوره 13، شماره 32، صص 57-72.

9)    قائمی،محمد حسین و محمد رضا وطن پرست،(1384)،"بررسی نقش اطلاعات حسابداری در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اورق بهادار تهران"،بررسی های حسابداری و حسابرسی، دوره12 ، شماره 41، صص 85-103.

10)   مجتهد زاده،ویدا،(1380)،"محافظه کاری"،مجله حسابدار، شماره 145، صص22-24.

11)    Aggarwal, R., Leal, R., and Hernandez, L,(1993), "The Aftermarket Performance of Initial Public Offerings in Latin America", Financial Management. Vol. 22(1),PP. 42–53.

12)    Alavi , Arash . Kien Pham , Peter . My Pham , Toan ,( 2008), "Pre-IPO Ownership Structure and Its Impact on The IPO Process" , Journal of Banking and Finance,Vol.32(11),PP.2361-2375.

13)    Ball, R.,(2001), "Infrastructure Requirements for an Economically Efficient System of Public Financial Reporting and Disclosure", Brookings–Wharton Papers on Financial Services. pp.127–169.

14)    Basu,S.,(1997), "The Conservatism Principle and The Asymmetric Timelinessof Earnings", Journal of Accounting and Economics. Vol.24(1),PP. 3–37.

15)    Bliss J. H., (1924), "Management Through Accounts", The Ronald Press Co., New York. Conservatism, Http://Ssrn.Com/Abstract=1758934

16)    Dechow, Patricia, Ge, Weili, Schrand,Catherine ,(2010), "Understanding Earnings Quality:A Review of The Proxies, Their Determinants and Their Consequences", Journal of Accounting and Economics. Vol.50(2-3),PP.344-401.

17)    Einar Bakke, Tore E. Leite Karin S. Thorburn,(2010), "Public Information and IPO Underpricing",24th Australasian Finance and Banking Conference 2011 Paper; ECGI - Finance Working Paper No. 322

18)    Givoly, D., & Hayn, C, (2000), " The Changing Time-Series Properties of Earnings, Cash Flows and Accruals: Has Financial Reporting Become More Conservative? ", Journal of Accounting and Economics. Vol. 29(3),PP. 287–320.

19)    James C. Spindler, (2009), "IPO Underpricing, Disclosure, and Litigation Risk", University of Southern California Law and Economics Working Paper Series

20)    Jean-François Gajewski,  Nesrine Bouzouita, and Carole Gresse, (2012), "Liquidity Benefits from IPO Underpricing : Ownership Dispersion or Information Effect".

21)    Lara, Juan Manuel Garcia, Osama, Beatriz Garcia Penalva, Fernando, (2007),"Cost of Equity and Accounting Conservatism", IESE Business School, University of Navarra.

22)    Ljungqvist , Alexander,(2005), "IPO Underpricing" , Tuck School Of Business at Dartmouth , Handbook of Corporate Finance : Empirical Corporate Finance , Vol.1 , Chapter.12,PP412-423.

23) Z. Jun Lin, Zhimin Tian, (2012), "Accounting Conservatism and IPO Underpricing: China Evidence", Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, Vol .21(2),PP 127- 144