بررسی تأثیر معیارهای اعتماد بیش از حد مدیران ارشد بر خطر سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار گروه حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران

2 مربی و عضو هیات علمی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.

3 کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.

چکیده

هدف این پژوهش، بررسی تأثیر معیارهای اعتماد بیش از حد مدیران ارشد بر خطر سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران است. برای تعیین میزان اعتماد بیش از حد مدیران از پنج معیار شامل سرمایه­گذاری بیش از حد، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، خالص جریان‌های نقدی، سیاست تقسم سود و نسبت مخارج سرمایه استفاده شده است. بدین منظور یک فرضیه اصلی و پنج فرضیه فرعی برای بررسی این موضوع تدوین و داده‏های مربوط به 99 شرکت عضو بورس اوراق بهادار تهران برای دوره­ی زمانی بین سال­های 1384 تا 1393 مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته است. الگوی رگرسیون پژوهش با استفاده از روش داده‌های تابلویی با رویکرد اثرات ثابت، بررسی و آزمون شده است. نتایج به­دست آمده نشان می­دهد از میان معیارهای انتخابی برای اعتماد بیش از حد مدیریتی، سرمایه­گذاری بیش از حد، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، خالص جریان‌های نقدی، سیاست تقسم سود و نسبت مخارج سرمایه تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارند. علاوه براین، نتایج پژوهش نشان می­دهد معیار اصلی اعتماد بیش از حد مدیریتی تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.
The aim of this study is to investigate the effect of CEO Overconfidence on future Stock Price Crashes of listed Companies in Tehran Stock Exchange. These five dimensions of CEO Overconfidence our tests: excess investment, Total cash flow, The debt-to-equity ratio, dividend yield is zero and the ratio of capital expenditure. For this purpose comprehensive hypothesis and five secondary hypothesis are developed and data on the 99 companies in Tehran Stock Exchange were analyzed. This regression model using panel data with fixed effects approach, reviews and tests. The results showed that the concentration of excess investment, Total cash flow, The debt-to-equity ratio, dividend yield is zero and the ratio of capital expenditure has significant positive impact future on Stock Price Crashes. Also, the results showed that the Comprehensive measure CEO Overconfidence has significant positive impact future on Stock Price Crashes.
 

کلیدواژه‌ها


بررسی تأثیر معیارهای اعتماد بیش از حد مدیران ارشد بر خطر سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران

 

محمدرمضان احمدی

تاریخ دریافت: 13/10/1397            تاریخ پذیرش: 15/12/1397

[1]

محمدحسین قلمبر[2]

سیدصابر درسه[3]

 

چکیده                                                                 

هدف این پژوهش، بررسی تأثیر معیارهای اعتماد بیش از حد مدیران ارشد بر خطر سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران است. برای تعیین میزان اعتماد بیش از حد مدیران از پنج معیار شامل سرمایه­گذاری بیش از حد، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، خالص جریان‌های نقدی، سیاست تقسم سود و نسبت مخارج سرمایه استفاده شده است. بدین منظور یک فرضیه اصلی و پنج فرضیه فرعی برای بررسی این موضوع تدوین و داده‏های مربوط به 99 شرکت عضو بورس اوراق بهادار تهران برای دوره­ی زمانی بین سال­های 1384 تا 1393 مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته است. الگوی رگرسیون پژوهش با استفاده از روش داده‌های تابلویی با رویکرد اثرات ثابت، بررسی و آزمون شده است. نتایج به­دست آمده نشان می­دهد از میان معیارهای انتخابی برای اعتماد بیش از حد مدیریتی، سرمایه­گذاری بیش از حد، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، خالص جریان‌های نقدی، سیاست تقسم سود و نسبت مخارج سرمایه تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارند. علاوه براین، نتایج پژوهش نشان می­دهد معیار اصلی اعتماد بیش از حد مدیریتی تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.

واژه‌های کلیدی:خطر سقوط آتی قیمت سهام، اعتماد بیش از حد مدیران، سرمایه‌گذاری بیش از حد و نسبت مخارج سرمایه­ای.

1- مقدمه

بسیاری از پژوهشگران نظیر چن و همکاران[i] (2001؛346)، بر این باورند که تغییرات قیمت سهام یک شرکت از مدیریت اطلاعات داخلی آن ناشی می‌شود. در شرایطی که اطلاعات به‌صورت تصادفی وارد بازار می‌شود و فرایند انتشار اطلاعات بدون توجه به خوب یا بد بودن آن، به‌صورت سیستماتیک انجام می‌گیرد، می‌توان گفت که اطلاعات منتشرشده دارای توزیع متقارن است. به‌عبارت‌دیگر، اگر مدیران همه­ی اطلاعات را به ‌سرعت افشا کنند، این عمل سبب می‌شود که بازده سهام دارای توزیع متقارن باشد. بدین معنی که متوسط حجم بازده مثبت در مورد اخبار خوب، بایستی با متوسط حجم بازده منفی در رابطه با اخبار بد برابر باشد (کوتاری و همکاران[ii]،2009؛ 243)؛ اما مدیران همواره انگیزه دارند تا اطلاعات و اخبار منفی را از سرمایه‌گذاران پنهان کرده و آن‌ها را در داخل شرکت انباشت کنند. برای مثال، ممکن است از طریق منظور نمودن هزینه‌های یک دوره به‌عنوان دارایی، باعث کاهش هزینه‌ها و گزارش سود بیش‌تر در صورت‌های مالی شوند. نتیجه­ی این عملیات منجر به این می‌شود که تصویر واحد تجاری بهتر از وضعیت واقعی به نظر رسیده و انگیزه­ی افراد برون‌سازمانی برای سرمایه‌گذاری در واحد تجاری افزایش یابد (بل[iii]،2009؛279). این تمایل از انگیزه‌های مدیریتی متعددی ازجمله قراردادهای پاداش مبتنی بر ارقام حسابداری و مسائل مربوط به دوره­ی تصدی و اعتبار مدیران ناشی می‌شود (واتس و زیمرمن[iv]،2003؛615).

مدیران واحدهای اقتصادی به همان اندازه که به انتشار اخبار خوب در خصوص شرکت متمایل هستند؛ سعی در پنهان نمودن اخبار بد نیز دارند. این انگیزه‌های متفاوت افشاگری از عوامل گوناگونی ریشه می‌گیرد، مثل قراردادهای پرداخت پاداش و نگرانی‌های شغلی (بل، 2009؛279). اگر مدیران قادر به پنهان نمودن اخبار بد برای یک مدت‌زمان طولانی باشند، به نظر می‌رسد که اطلاعات منفی درون یک شرکت ذخیره خواهد شد. با این وجود، یک محدودیت برای مدیران از لحاظ میزان اخبار بدی که می‌توانند جذب کنند و به‌طور موفقیت‌آمیزی پنهان کنند وجود دارد. این محدودیت به این دلیل است، که اگر در یک ‌زمان خاص، مقدار اخبار بد جمع‌آوری‌شده به یک آستانه و یا حد مشخص و ویژه‌ای رسید، از آن به بعد ادامه پنهان نمودن آن‌ها یا بسیار پرهزینه بوده و یا به‌طورکلی غیرممکن خواهد شد. زمانی که جمع‌آوری اخبار بد به آخرین نقطه (نقطه سرازیری) رسید، همه آن‌ها به‌طور ناگهانی انتشاریافته و موجب بازده‌های منفی بالا، برای سهامی می‌شود، که بازار با آن‌ها سازگاری یافته است و این همان سقوط قیمت هست (هاتن و همکاران[v]،2009؛68؛ کوتاری و همکاران،2009؛244).

اطمینان بیش از حد مدیریتی یکی از مهم­ترین یافته­های علم روان شناسی در حوزه قضاوت و تصمیم­گیری است. روان شناسان دریافتند افراد توانایی‌هایشان را در انجام درست وظایف، بیش از اندازه برآورد می­کنند و این تخمین بیش از اندازه با اهمیتی که شخص برای وظایف قائل است، رابطه مستقیم دارد. هم­چنین روانشناسان به این نتیجه رسیدند که افراد در هنگام تصمیم­گیری و قضاوت، به اطلاعات برجسته، وزن بیشتری می­دهند؛ بنابراین، مدیران بیش اطمینان به­ طور نظام‌مندی بازده آتی ناشی از پروژه­های سرمایه­گذاری را بیش از حد تخمین می­زنند یا به بیانی، احتمال و اثر رویدادهای مطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را بیش از حد برآورد می­کنند و احتمال و اثر رویدادهای نامطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را کمتر از حد تخمین می­زند (هیتن،2002؛34).در نتیجه، مدیران بیش اطمینان تمایل به درک اشتباه از پروژه‌های در جریان با ارزش فعلی خالص منفی به‌عنوان ایجاد ارزش ‌دارند. آن‌ها هم­چنین نمی‌تواند به‌ طور منطقی به فرایند بازخورد منفی در مورد پروژه‌ها عمل کنندو پس از مشاهده بازخورد منفی، مدیرعامل بیش اطمینان تمایل به چشم‌پوشی بازخورد منفی دارد و هنوز هم معتقدند که این پروژه‌ها دارای آینده­ی امیدوار کننده هستند. این ابراز از اعتماد به نفس بیش‌ از حد مدیرعامل منجر به ادامه دادن به پروژه‌های با ارزش فعلی خالص منفی برای مدت طولانی می‌شود. عملکرد ضعیف این پروژه‌های بد تجمع می‌یابد و در نهایت در سررسید نهایی خود محقق و در نتیجه منجر به سقوط قیمت سهام می‌شود (بون کیم و همکاران، 2015؛2).

در ارتباط با تشریح علل و منشأ سقوط قیمت سهام برخی از پژوهشگران توجه خود را معطوف به مکانیزم بازار مالی و رفتار سرمایه­گذران و نظریه­هایی مطرح کردند که می­تواند به نظریه اثرات اهرمی، نوسانات معکوس، حباب تصادفی قیمت سهام و تفاوت عقاید اشاره کرد (چن و همکاران،2001؛347). برخی دیگر از صاحب­نظران نیز علت سقوط قیمت سهام را در چارچوب تئوری نمایندگی تفسیر می­کنند. در این چارچوب چنین استدلال می­شود مدیران در راستای انگیزه­ها و منافع شخصی خود نظیر قراردادهای پاداش و موقعیت شغلی، تمایل دارند تا از انتشار اخبار بد خوداری کرده و آن‌ها را در داخل شرکت انباشت نمایند. نگهداشت اخبار بد توسط مدیران تا یک آستانه معین ادامه می­یابد و زمانی که به نقطه اوج رسید. تداوم به عدم افشای آن غیر ممکن و پر هزینه بوده و مدیر مجبور به افشای آن خواهد شد. پس از آن حجم عظیمی از اخبار بد یکباره وارد بازار شده و به سقوط قیمت سهام منجر می­شود (جین و مایرز، 2006؛258). پژوهش حاضر از طریق ارائه دلیل رفتاری برای خطر سقوط قیمت سهام موجب توسعه ادبیات نظری خواهد شد. این دلیل رفتاری با دلایل اقتصادی بیان شده در مطالعات پیشین مطابقت دارد. دلایل اقتصادی، بر موازنه مدیران از هزینه و منفعت مربوط به نگهداری منابع مازاد برای سرمایه­گذاری در پروژه­هایی با ناخالص منفی تمرکز داشته و انتظارات مدیران را جانبداری فرض نمی­کنند. اعتماد به نفس بیش از حد مدیریت یکی از ویژگی­های مدیریتی است که بر سوگیری منفی در انتظارات مدیریت تکیه دارد. دلیل رفتاری با دلایل نطریه نمایندگی بیان شده در مطالعات پیشین نیر، مطابقت دارد. بر اساس نظریه نمایندگی، انگیزه مدیران در نگهداری اخبار بد با دلیل فرصت­طلبانه­ای چون انگیزه­های قدرت طلبانه یا مدیریت سود ارتباط دارد.

شایان ذکر است، تاکنون تأثیر معیارهای اعتماد به نفس بیش از حد بر خطر سقوط قیمت سهام و شکست حباب قیمتی که ناشی از ارائه سودهای تصنعی و بدون نوسان باشد در جامعه آماری شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام نشده است. لازم به ذکر است در کشورهای در حال توسعه مانند ایران که بازار سرمایه آنان از کارایی چندانی برخوردار نیست و در تحقیقات متعدد عدم کارایی یا کارایی بسیار ضعیف آن تأیید شده، همواره خطر تشکیل حباب قیمتی و سقوط آتی قیمت سهام و تحمیل زیان­های غیر عادی بر سرمایه­گذاری وجود داشته و خود این امر موجب بالا رفتن ریسک سرمایه­گذاری گردیده و در شرایطی که مسئولین اقتصادی سعی بر هدایت پس اندازهای عامه مردم (بخش خصوص) به سمت بازار سرمایه دارند و در راستای کم کردن سهم دولت در تصدی اقتصادی و شکوفای اقتصاد ملی می­باشند، انجام تحقیقاتی که منجر به عدم تشکیل حباب قیمتی می­شود، ضمن نوآوری بسیار مفید و کارگشا هست؛ بنابراین با توجه به اهمیت سرمایه­گذاری و بازار سهام در سطح اقتصاد ملُی، تأثیر معیارهای اعتماد به نفس بیش از حد بر خطر سقوط قیمت سهام با استفاده از پنج معیار اعتماد به تفس بیش از حد مدیران اجرایی: سرمایه‌گذاری بیش ‌از حد، خالص جریان‌های نقدی شرکت، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام شرکت، سیاست تقسیم سود و نسبت مخارج سرمایه‌ای شرکت پرداخته شده است. این معیارها با توجه به تأثیری که بر عدم شفافیت محیط گزارشگری مالی و ارزش شرکت دارند، موجب تغییر در خطر سقوط آتی قیمت سهام می­شوند.

 

2-  پیشینه نظری پژوهش

2-1- اعتماد بیش ‌از حد مدیران

از دیدگاه نظری فرضیه سلسله‌مراتب بالاتر، مطرح‌شده توسط همبرگ[vi] و میسون بیان می‌کنند که خصوصیات مدیران ارشد، سبک تصمیم‌گیری آنان را تحت تأثیر قرار می‌دهد. یکی از ویژگی‌های جالب مدیریتی، اطمینان بیش‌ازحد است. روانشناسان به این نتیجه رسیدند افرادی که دارای اطمینان بیش‌ازحد بوده، امکان موفقیت خود را بیش‌ازحد ارزیابی می‌کنند، موفقیتشان را مدیون توانایی‌های خود دانسته و نقش شانس و عوامل خارجی را در این امر کمتر از حد ارزیابی می‌کنند (ون و همکاران[vii]، 2007؛11). اطمینان بیش‌ازحد سبب می‌شود انسان دانش و مهارت خود را بیش‌ازحد و ریسک‌ها را کمتر از حد تخمین زده و احساس کند که روی مسائل و رویدادها کنترل دارد، درحالی‌ که ممکن است در واقع این‌گونه نباشد (لیالستانی و همکاران،1389؛32). اطمینان بیش‌ازحد یک ویژگی شخصی است که می‌توانند به ‌صورت اریب رفتاری و داشتن اعتقادات غیرواقعی (مثبت) در رابطه با هریک از جنبه‌های یک پیشامد در شرایط عدم اطمینان تعریف شود، در این صورت در برآورد میانگین اغراق خواهد شد (اسکال[viii]، 2008؛35).

اطمینان بیش ‌از حد مدیرعامل به‌صورت مستعد بودن مدیرعامل برای پیش‌بینی بسیار مثبت نتایج، با تخمین بیش از احتمال وقوع نتایج، تعریف می‌شود (مل مندیر و همکاران[ix]، 2008؛22). یک مدیر با اطمینان بیش‌ از حد، به‌ طور سیستماتیک بازده‌ آتی ناشی از پروژه‌های سرمایه‌گذاری را بیش‌ازحد تخمین زده، یا می‌توان گفت احتمال و اثر رویدادهای مطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را بیش‌ازحد و احتمال و اثر رویدادهای نامطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را کمتر از حد تخمین می‌زند (هیتون[x]، 2002؛34). لذا انتظار می‌رود مدیران با اطمینان بیش از حد، دارای مخارج سرمایه‌ای بالاتری بوده و سرمایه‌گذاری بیش‌از حد در پروژه‌های سرمایه‌گذاری انجام ‌دهند (مل مندیر و همکاران، 2005؛652). اطمینان بیش ‌از حد یکی از مهم‌ترین مفاهیم مالی مدرن رفتاری که طبق مبانی نظری، وجود دارد این ویژگی در مدیران سبب تخمین بیش ‌از حد بازده پروژه‌ها گردیده و بر نحوه شناسایی سود و زیان و مبلغ دفتری دارایی و بدهی‌ها تأثیرگذار است (احمد و دوئلمن،2013؛3).

 

2-2- معیارهای اعتماد بیش از حد مدیریت

  • ·       سرمایه­گذاری بیش ­از حد

واحد تجاری زمانی کارا در سرمایه­گذاری تعریف می­شود که همه پروژه­هایی را که ارزش فعلی خالص مثبت داشته باشد، انتخاب کند؛ بنابراین، در شرایطی که هیچ اصطکاکی مثلاً انتخاب ناسازگار یا هزینه نمایندگی وجود ندارد، سرمایه­گذاری نا­کارا، صرف­نظر کردن از فرصت­های سرمایه‌گذاری با ارزش فعلی مثبت است(کم سرمایه­گذار). به­علاوه سرمایه­گذاری نا­کارا شامل انتخاب پروژه­هایی با ارزش فعلی خالص منفی نیز می­شود (بیش سرمایه­گذاری). حداقل دو معیاری نظری برای تعیین کارایی سرمایه­گذاری وجود دارد: اولاً این­که، اگر یک شرکت تصمیم به تأمین مالی گیرد، هیچ تضمینی وجود ندارد که سرمایه­گذاری صحیحی با آن انجام شود. برای مثال مدیران ممکن است با انتخاب پروژه­های نامناسب در جهت منافع خویش و یا حتی سوء استفاده از منابع موجود، اقدام به سرمایه­گذاری نا کارا نمایند؛ دوم این­که یک شرکت نیاز دارد به منظور تأمین مالی فرصت­های سرمایه­گذاری، منابع را جمع­آوری نمایند (هیتن،2002؛35). در یک بازار کارا، همه پروژه­های با ارزش فعلی خالص مثبت باید تأمین شود؛ هرچند بخش عمده­ای از ادبیات موجود در حوزه مالی نشان داده است که محدودیت­های مالی، توانایی مدیران را برای تأمین مالی محدود می­سازد (هو بارد[xi]، 1998)، زیرا شرکت­های مواجه با محدودیت مالی ممکن است به دلیل هزینه­های زیاد تأمین مالی، از قبول و انجام پروژه­های با ارزش فعلی خالص مثبت صرف نظر نمایند که این­کار به کم سرمایه­گذاری منجر می­شود. ریچاردسون (2006)نشان می­دهد که عوامل زیادی ازجمله محدودیت مالی بر حساسیت سرمایه­گذاری تأثیر می­گذارد که یکی از این عوامل رفتاری اعتماد بیش از حد مدیران ارشد شرکت­هاست. اکثر مدیرانی که دارای اعتماد به نفس بالا هستند، نسبت به تصمیمات خود و نتایج آن‌ها علی­الخصوص در زمینه تصمیمات سرمایه­گذاری بسیار خوش‌بین هستند (کوپر و همکاران[xii]،1988؛98). این مدیران به دلیل خوش‌بینی بیش از حد، ممکن است جریان‌های نقدی حاصل از پروژه­ها را اشتباهاً بسیار مطلوب پیش­بینی کرده و از این رو، بسیاری از پروژه­ها را بیشتر از ارزش واقعی­شان ارزش گذاری کنند. از طرف دیگر، آن‌ها اعتقاد دارند که بازار شرکت آن‌ها را کمتر از واقع ارزش گذاری می­کند و باعث می­شود تأمین مالی خارجی پرهزینه باشد. به همین دلیل، در صورتی که شرکت دارای منابع داخلی باشد، ممکن است مدیرانی با اعتماد به نفس بیش از حد، تمایل بیشتری به بیش از سرمایه­گذاری از خود نشان دهند، اما در صورتی که تأمین مالی پروژه­ها نیازمند منابع خارجی باشد، ممکن است کم سرمایه­گذاری صورت گیرد (مل مندیر و همکاران،2005؛653).

 

  • ·       نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام

یکی از مهم­ترین تصمیم­های پیش روی مدیران واحد تجاری تصمیم­های مربوط به تأمین مالی است. تأمین مالی یکی از اجزای ضروری عملیات هر واحد تجاری است. بدون دسترسی به تأمین مالی توان رشد واحد تجاری در معرض خطر قرار می­گیرد، زیرا در زمان حاضر محیطی که شرکت­ها در آن فعالیت می­کنند، محیط در حال رشد و رقابتی است و شرکت­ها نیز جهت پیشرفت و رشد نیاز به توسعه فعالیت­های خود از طریق سرمایه­گذاری جدید دارند. انجام پروژه­های صنعتی نیازمند تهیه منابع مالی و وجه نقد مورد نیاز است و در این راستا شرکت­ها ناگزیر به استفاده از سازوکارهای تأمین مالی می­باشند. منابع تأمین مالی واحد تجاری به دو دسته تقسیم می­شوند: 1) منابع مالی داخلی؛ مانند سود انباشته و اندوخته­ها 2) منابع مالی خارجی؛ مانند انتشار اوراق بهادار مشارکت و اوراق بهادار. مدیران واحد تجاری نسبت به اینکه از کدام یک از روش­های تأمین مالی استفاده کنند تصمیم­گیری می­کنند. عوامل زیادی همچون مشکلات نمایندگی، عدم تقارن اطلاعاتی، اندازه شرکت، درماندگی مالی و غیره بر تصمیم­گیری مدیران و احد تجاری مؤثر است. علاوه براین فاکتورها و عوامل موجود در شرکت­ها، برخی از ویژگی­های شخصیتی مدیران نیز جزء عوامل مهم در تصمیم گیری­های شرکت به حساب می­آید (برتراند[xiii]،2003؛1170)؛ که یکی از این عوامل رفتاری اعتماد بیش از حد مدیران ارشد شرکت­هاست. مدیرانی که سودآوری خود را بیش از حد تخمین می­زنند و یا به سودآوری واحد تجاری خوش‌بین هستند، احساس می­کنند بازار سرمایه اوراق بهادار سهام آن‌ها را کمتر از واقع ارزش گذاری می­کند از این رو در مواردی که واحد تجاری به تأمین مالی نیاز داشته باشد مدیران تأمین مالی را از طریق انتشار اوراق بدهی را به انتشار سهام ترجیح می­دهند.

 

  • ·       بازده سود سهام صفر (سیاست تقسیم سود).

سیاست تقسیم سود، جنبه مهمی از مدیریت مالی است؛ زیرا مدیران در قالب این سیاست تصمیم می­گیرند از نتیجه عملیات، یعنی سود، چه مبلغی بین سهامداران توزیع کنند و چه مبلغی را به صورت سود سنواتی در شرکت نگه‌دارند در عین حالی که سرمایه­گذاران به دریافت سود حاصل از سرمایه­گذاری خود علاقه­مندند، مدیران ارزان­ترین و مهم­ترین منبع مالی برای رشد، توسعه و تأمین مالی نیازهای خود را تقسیم نکردن سود می­دانند (معاونت مطالعات اقتصادی و توسعه بازار،1389) نظریه­های تقسیم سود و عوامل ذکر شده، براین فرض استوارند که مدیران هنگام تصمیم­گیری منطقی رفتار می­کنند. مدیران دچار بیش اطمینانی یا خوش‌بینی هستند و این بیش اطمینانی بر سود تقسیمی اخلال ایجاد می­کند. مدیران بیش اطمینان بازده­های آتی پروژه­های واحد تجاری را بیش از حد برآورد می­کنند. از این رو ممکن است احتمال بزرگی شوک­های مثبت جریان‌های نقدی آتی حاصل از این پروژه­ها را بیشتر برآورد کنند و در مقابل برآورد کمتری از شوک­های منفی داشته باشند. آن‌ها براین باورند واحد تجاری تحت مدیریتشان در بازار سرمایه کمتر از حد ارزش­گذاری شده و ترجیح می­دهند از منابع مالی خارج از سازمان کمتر استفاده کنند. به بیان دیگر انتظار می­رود سود نقدی کمتری تقسیم کنند (ایشکاوا و تاکاهاشی، 2010؛38). هم­چنین بن دیوید و همکاران[xiv] (2007) معتقدند اگر مدیران دارای اعتماد بیش از حد نیاز به سرمایه­گذاری بیشتری داشته باشند، سود نقدی کمتری پرداخت می­کنند.

 

  • ·       نسبت مخارج سرمایه­ای

مخارج سرمایه­ای، مخارج هستند که به حفظ، تداوم فعالیت یا افزایش ظرفیت تولید کالا و خدمات می­انجامند و برای شرکت سودآوری آتی دارند (شاکری،1382) مخارج سرمایه­ای عمدتاً صرف خرید، ساخت، بهسازی و تعمیرات دارایی‌های ثابت می­شود. مدیری که اطمینان بیش از حد دارد، به طور نظام‌مندی بازده آتی ناشی از پروژه­های سرمایه­گذاری را بیش از حد برآورد می­کند و احتمال و اثر رویدادهای مطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را بیش از حد برآورد می­کند و احتمال و اثر رویدادهای نامطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را کمتر از حد تخمین می­زند (هیتن، 2002؛34)؛ بنابراین انتظار می­رود مدیرانی که اطمینان بیش از حد دارند، از طریق افزایش عدم تقارن اطلاعاتی نسبت به جریان‌های نقدی آتی منجر به افزایش نوسانات قیمت آتی سهام، کاهش ارزش شرکت و افزایش مخارج سرمایه­ای شرکت شوند (بن، گراهام و هاروی،2010؛4).

 

2-3- اعتماد بیش از حد مدیریت و خطر سقوط قیمت سهام

بحران مالی اخیر علاقه را به درک و پیش‌بینی سقوط قیمت سهام تحریک کرده است. چند مدل نظری نشان می‌دهد که مدیران شرکت‌ها انگیزه­ای برای پنهان کردن اخبار بد و به تعویق انداختن خاتمه پروژه‌های دارای ارزش فعلی خالص منفی دارند. هنگامی‌که خبر بد یا عملکرد بد تجمع می‌یابد و از نقطه اوج عبور کند، همه آن‌ها به یکباره بیرون خواهد آمد و در نتیجه قیمت سهام کاهش می‌یابد (بن ملیچ و همکاران،2010؛ 1170؛ و جین و مایرز،2006؛259)؛ مانند بسیاری از مطالعات در ادبیات تئوری نمایندگی سنتی، یک ویژگی این مدل این است که مدیران منطقی سود موردنظر را بیش از حد ارزیابی می‌کنند و ممکن است مشکلات مخاطرات اخلاقی بوجود آید. به‌عنوان‌مثال، در مدل بن ملچ و همکاران[xv] (2010)، الگوی سهام مبتنی بر جبران خسارت باعث می‌شود مدیران خودخواهانه به مخفی کردن خبر بد در مورد رشد شرکت برای حداکثر رساندن ارزش منابع سهام خود عمل کنند. به‌طور مشابه، بلک و لئو[xvi] (2007) در الگویی فرض می‌کنند که انگیزه­ی دستیابی به سود بالاتر برای جبران خسارت مدیران را به تأخیر انداختن انحلال پروژه‌های بد تشویق می‌کند.

مدیران بیش اطمینان تمایل به بیش ‌از حد ارزیابی کردن جریان‌های نقدی پروژه‌های سرمایه‌گذاری خود و هم­چنین توانایی‌های خود در مورد عملکرد خوب دارند (مل مندیر و تیت،2005؛651و مل مندیر و همکاران،2011؛1689) درنتیجه، مدیران بیش اطمینان تمایل به درک اشتباه از پروژه‌های در جریان با ارزش فعلی خالص منفی به‌عنوان ایجاد ارزش‌دارند. آن‌ها هم­چنین نمی‌تواند به‌طور منطقی به فرایند بازخورد منفی در مورد چنین پروژه‌هایی عمل کنند (ساندر[xvii]،2010؛3 و تیلور و همکاران[xviii]، 1995؛195)؛ و پس از مشاهده بازخورد منفی، مدیرعامل منطقی اصلاح انتظار او رو به پایین است و ممکن است نتیجه‌گیری کرد که پروژه‌های با ارزش فعلی خالص منفی مربوط به عملیات قبل هستند، درحالی‌که مدیران بیش اطمینان با انجام چنین کاری با شکست مواجه می‌شود. در عوض، مدیرعامل بیش اطمینان تمایل به چشم‌پوشی بازخورد منفی دارد و هنوز هم معتقدند که این پروژه‌ها دارای آینده­ی امیدوارکننده می­باشند. علاوه بر این مدیرعامل بیش اطمینان که به دست‌چین کردن طرح‌های سرمایه‌گذاری معتقد است اوست که توانایی کنترل نتیجه و احتمال شکست را دست‌کم می‌گیرد (مل مندیر و تیت،2005؛651). این ابراز از اعتماد بیش‌از حد مدیرعامل منجر به ادامه دادن به پروژه‌های با ارزش فعلی خالص منفی برای مدت طولانی می‌شود. عملکرد ضعیف این پروژه‌ها بد تجمع می‌یابد و در نهایت در سررسید نهایی خود محقق و در نتیجه منجر به سقوط قیمت سهام می‌شود (بون کیم و زانگ،2013؛3).

اعتماد بیش‌ از حد مدیران نیز در عرضه اطلاعات مالی به بازار سهام تأثیر می‌گذارد. از آنجا که اعتماد بیش ‌از حد مدیران اجرایی اشتباهاً به درک نامناسبی از انجام پروژه­های با خالص جریان‌های نقدی با ارزش فعلی خالص منفی به‌عنوان پروژه­های با ارزش فعلی خالص مثبت می‌انجامد، آن‌ها می‌توانند تمایل به ارائه آزاد از افشای محرمانه بازخورد منفی در مورد پروژه­ها داشته باشند. دلیل این امر این است که مدیران بیش اطمینان معتقدند که سرمایه‌گذاران بی‌حوصله که متمایل به اخبار کوتاه‌مدت عمل می‌کنند، مدیران را مجبور به ارائه اطلاعات به‌ظاهر مثبتی از پروژه‌های در جریان با ارزش فعلی خالص منفی موقت می‌کنند. چنین مدیران اجرائی حتی ممکن است از اقلام تعهدی حسابداری مثبت و افشای داوطلبانه برای انتقال باورهای خوش‌بینانه خود در مورد چشم‌انداز بلندمدت شرکت به بازار سهام استفاده کنند؛ بنابراین، اعتماد بیش ‌از حد مدیرعامل شرکت نیز می‌تواند به احتکار خبر بد منجر شود که به‌ نوبه خود منجر به سقوط قیمت سهام در آینده می‌شود (بون کیم و همکاران،2015؛4).

 

3- پیشینه تجربی پژوهش

چن و همکاران (2001) در پژوهشی با عنوان " پیش‌بینی سقوط قیمت سهام: حجم معاملات، بازده گذشته و چولگی شرطی قیمت سهام" به بررسی عوامل مؤثر بر عدم تقارن در بازده سهام پرداختند آن‌ها در مطالعه خود مجموعه‌ای از مدل­های رگرسیونی مقطعی را به منظور پیش‌بینی چولگی منفی بازده روزانه سهام مورد استفاده قرار دادند و از داده­های مربوط به شرکت­های پذیرفته شدهدر بورس آمریکا (AMEX) و بورس نیویورک (NYSE) برای ارزیابی مدل­های مذکور استفاده کردند. محققین با تأکید بر مدل عقاید متفاوت هانگ و آستین، در بررسی­های خود به این نتیجه رسیدند که بازده سهامی که حجم معاملات آن نسبت به شش ماه گذشته افزایش چشمگیری داشته است و هم‌چنین سهامی که طی 36 ماه گذشته دارای بازه مثبت بوده است. با احتمال بیشتری با چولگی منفی مواجه می­شود.

هانگ و آستین (2003) در رابطه با خطر سقوط قیمت سهام به این رابطه پرداختند که ناهمگنی رفتارهای سرمایه‌گذاران خود دلیلی برای سرعت بخشیدن به سقوط قیمت سهام است. یافته‌های آن‌ها نشان می­دهد اگر تفاوت نظر در رفتار سرمایه‌گذاران زیاد باشد سرمایه‌گذاران تندرو با شنیدن کوچک‌ترین اخبار بد نامطلوب به فروش سریع سهام خود مبادرت می­ورزند، همچنین سعی می‌کنند هر چه سریع‌تر از بازار خارج شوند که این حرکت در نهایت به سقوط قیمت سهام منجر می­شود. به‌علاوهآن‌ها اثبات کردند اخبار نهایی انباشته شده در شرکت در زمان تنزل بازار تمایل بیشتری به آشکار شدن پیدا می­کنند که نتیجه آن تعدیل شدید و منفی بازده­­ سهام.

جین و مایرز (2006) مدلی را گسترش دادند که بیان می­نمود، عدم شفافیت اطلاعات به مدیران فرصت بیشتری برای پوشاندن اخبار بد از ذینفعان شرکت می­دهد؛ و درنهایت زمانی که این اخبار بد انباشته شده در شرکت انتشار پیدا کند. باعث ایجاد یک تعدیل منفی و شدید در بازده سهام یا همان سقوط قیمت سهام می­شود.

اخوالم و پاسترناک (2007) در پژوهشی با عنوان اعتماد بیش از حد و حجم سرمایه­گذاری به بررسی رابطه میان رفتار سرمایه­گذاران و ظرفیت سرمایه‌گذاری‌شان در کشور فنلاند پرداختند. روش کار به این شکل بود سرمایه­گذاران در برابر واکنش به اخبار جدید مثبت و منفی مورد آزمایش قرار گرفتند و عکس‌العمل آن‌ها در جهت­ها مثبت و منفی از دیدگاه ظرفیت و آستانه سرمایه­گذاران تحلیل شد. یافته­های این پژوهش نشان داد که سرمایه‌گذاران جزئی­تر و با اعتماد به نفس بالاتر، آسیب بیشتری از رفتارهای سرمایه‌گذاری‌شان می­بینند. در پایان، آن‌ها با جمع­آوری نتایج حاصله به این باور دست یافتند که رفتار سرمایه­گذار با اندازه و حجم سرمایه­گذاری تغییر کرده و از آن متأثر است.

مل مندیر و همکاران (2008) در بررسی رفتار مدیران دریافتند که خصوصیات شخصی آن‌ها، به ویژه اعتماد بیش از حد مدیریتی، ممکن است به انحرافاتی در تصمیمات سرمایه­گذاری شرکت منجر شود و این مدیران خوش‌بین به طور معنی داری حساسیت سرمایه­گذاری بیشتری به جریان‌های نقدی آزاد به ویژه در شرکت­های سهامی دارند. نتایج آن‌ها نشان داد که مدیران با اعتماد به نفس بیش از حد، تأمین مالی از طریق بدهی را به انتشار سهام ترجیح می­دهند.

هاتن و همکاران (2009) در پژوهشی با عنوان "گزارشگری مالی غیر شفاف،  و خطر سقوط قیمت سهام"رابطه عدم شفافیت گزارشگری مالی و خطر سقوط را بررسی کردن‌اند. آن‌ها با استفاده از مدیریت سود به عنوان معیار عدم شفافیت اطلاعات مالی، به این نتیجه رسیدند عدم شفافیت اطلاعات مالی با افشای اطلاعات کم­تر در ارتباط است. به­علاوه شرکت­هایی که دارای صورت‌های مالی غیر شفاف هستند، بیشتر در معرض سقوط قیمت سهام قرار می­گیرند. فیر چیلد (2009) در پژوهشی با عنوان اعتماد بیش از حد مدیریتی، مسئله نمایندگی، تصمیمات مالی و عملکرد شرکت، بیان می­کند که یک مدیر با اعتماد به نفس بیش از حد، توانایی­های خود را بیش از حد واقع،  دودیت­های مالی را کمتر از واقع در نظر می­گیرد. بررسی­های وی مشخص کرد که با در نظر گرفتن عامل مسئله نمایندگی در حالت کم کاری مدیریت، یک رابطه مثبت میان اعتماد به نفس مدیریتی و اهرم بدهی شرکت وجود دارد.

هوانگ و همکاران (2011)، در پژوهشی به بررسی تأثیر اعتماد به نفس بیش از حد مدیران بر حساسیت سرمایه­گذاری جریان‌های نقدی و هم­چنین، بررسی تأثیر هزینه­های نمایندگی بر رابطه مذکور پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد که به طور میانگین اعتماد به نفس بیش از حد مدیران باعث افزایش حساسیت-جریان‌های نقدی می­شود و در شرکت­هایی که هزینه نمایندگی بالاتری دارند این اثر به میزان قابل‌توجهی بیشتر است.

احمد و اسکات (2012) به بررسی رابطه اعتماد بیش از حد و محافظه‌کاری پرداختند و به این نتیجه رسیدند که مدیران با اطمینان بالا بازده­های آتی حاصل از سرمایه­گذاری را بیش از حد تخمین می­زنند بنابراین شناسایی ضرر و خسارت را به تأخیر می­اندازند و عموماً کمتر از حسابداری محافظه‌کارانه بهره می­برند؛ بنابراین نتایج تحقیق نشان می­دهد که اعتماد بیش از حد مدیریتی با محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی رابطه منفی دارند.

کرامر و لئو (2012) در پژوهشی با استفاده از معیارهای اندازه­گیری اعتماد به نفس بیش از حد مل مندیر و تیت (2005 و 2008) در رابطه با زمان اعمال اختیارهای معامله در دست مدیریت، به بررسی تأثیر اعتماد بیش از حد مدیران بر دیدگاه تحلیلگران پرداختند. نتایج آن‌ها نشان داد، تحلیلگران سودهای شرکت­هایی را که دارای مدیران با اعتماد به نفس بیش از حد هستند، خوش‌بینانه تلقی می­کنند.

احمد و دوئلمن (2013) در پژوهشی با عنوان اطمینان بیش از حد مدیریتی بر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی پرداخته و هم­چنین نقش نظارت خارجی قوی را بر این تأثیرات بررسی کرده­اند و نشان دادند که اطمینان بیش از حد مدیریتی باعث کاهش محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی شده و نظارت خارجی قوی سبب کاهش تأثیر اطمینان بیش از حد مدیریتی بر محافظه‌کاری نمی­گردد.

دشماخ و همکاران (2013) به این نتیجه رسیدند که مدیران دارای اعتماد بیش از حد به دلیل اینکه دارای تأمین مالی خارجی به منظور سرمایه­گذاری در شرکت را پرهزینه می­دانند، در صورت نیاز به سرمایه­گذاری بیش­تر در آینده، سود نقدی کم­تری تقسیم می­کنند، هم­چنین آن‌ها به این نتیجه رسیدند که در شرکت­های دارای رشد کم­تر و وجوه نقد کم­تر، این رابطه منفی شدیدتر است.

بون کیم و همکاران (2015) در پژوهش به برسی رابطه بین اعتماد بیش‌ازحد مدیران و خطر سقوط قیمت سهام پرداختند. آن‌ها با استفاده از نمونه‌های برای دوره 1993-2010 به این نتیجه رسیدند که خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌های با مدیران اجرایی بیش اطمینان بیشتر از شرکت‌های که دارای مدیران غیر بیش اطمینان هستند. درنهایت، به این نتیجه رسیدند که اثر اعتماد بیش‌ازحد مدیرعامل شرکت برای شرکت‌های با سیاست‌های حسابداری محافظه‌کارانه‌تر بر خطر سقوط کمتر است.

عرب صالحی و همکاران (1393) در پژوهشی به بررسی تأثیر اعتماد به نفس بیش از حد مدیران ارشد بر حساسیت سرمایه­گذاری- جریان‌های نقدی پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می­دهد که اعتماد به نفس بیش از حد مدیران ارشد باعث افزایش حساسیت سرمایه­گذاری- جریان‌های نقدی می‌شود.

فروغی و نبخبه فلاح (1393) در پژوهشی به بررسی تأثیر اطمینان بیش از حد مدیریتی بر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می­دهد اثر اطمینان بیش از حد مدیریتی بر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی منفی و معنادار است به عبارتی و جود ویژگی اطمینان بیش از حد در مدیران ارشد، سبب کاهش محافظه‌کاری در فرایند گزارشگری مالی می­شود.

مشایخ و بهزاد پور (1393) در پژوهشی به بررسی تأثیر بیش اطمینانی مدیران و سیاست تقسیم سود در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد بین بیش اطمینانی مدیران و تقسیم سود شرکت ارتباط منفی و معناداری وجود دارد؛ به‌گونه‌ای که مدیران بیش اطمینان تقسیم سود کمتری دارند.

چاوشی و همکاران (1394)، در پژوهشی به بررسی رابطه اعتماد به نفس بیش از حد مدیران و انتخاب سیاست تأمین مالی در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. سرمایه­گذاری جریان‌های نقدی و نتایج این پژوهش عدم رابطه اعتماد بیش از حد مدیران و تصمیم­های مالی هست. علاوه براین نشان دادند رابطه­ی فرصت­های رشد، سودآوری اندازه شرکت و ریسک درماندگی رابطه معناداری با تصمیم­های مالی دارند.

حجازی و همکاران (1394) در پژوهشی به بررسی اثر بازار، نقد شوندگی و تکانه بر تغییرات عمده قیمت سهام پرداختند.نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های این پژوهش، بیانگر رابطه‌ی معنادار بین متغیرهای مورد بررسی و تغییرات عمده قیمت سهام هست؛ و هم­چنین نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد در میان عوامل مورد بررسی، عامل نقدشوندگی مهم‌ترین متغیر برای توضیح احتمال کاهش قیمت سهام، بیش از %5-، %10-، %20- و %30- و عامل بازار اثرگذارترین متغیر بر احتمال افزایش قیمت سهام بیش از %10+، %20+ و %30+ هست. 

پور زمانی و قمری (1393) در پژوهشی به بررسی ارتباط بین کیفیت گزارشگری مالی و سرعت تعدیل قیمت سهام پرداختند.نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که در بازار سرمایه‌ایران رابطه میان تغییرات کیفیت گزارشگری مالی و سرعت تعدیل قیمت معنی‌دار نبوده و با بهبود کیفیت گزارشگری مالی، سرعت تعدیل قیمت سهام تغییر معنی‌داری از خود نشان نمی‌دهد. هم­چنین یافته‌های آن نشان داد که در بورس اوراق بهادار ایران سرعت تعدیل قیمت سهام نسبت به اخبار خوب و بد دارای الگوی رفتاری متقارن بوده و اختلاف معنی‌داری در میانگین سرعت تعدیل قیمت سهام نسبت به اخبار خوب و اخبار بد وجود ندارد. از دیگر یافته‌های این پژوهش می‌توان به رابطه مثبت و معنی‌دار اندازه و حجم معاملات تأخیری شرکت با سرعت تعدیل قیمت سهام هم در سطح اخبار خوب و هم در سطح اخبار بد اشاره کرد.

 

4-  فرضیه­های پژوهش

فرضیه اصلی پژوهش:اعتماد بیش از حد مدیریتی تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.

در این پژوهش برای اندازه‌گیری اعتماد بیش از حد مدیریتی از پنج معیار سرمایه‌گذاری بیش ‌از حد، جمع خالص جریان‌های نقدی شرکت، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام شرکت، سیاست تقسیم سود و نسبت مخارج سرمایه‌ای شرکت مطابق پژوهش بون کیم و همکاران (2015) استفاده شده که فرضیه­های فرعی این پژوهش به شرح زیر هست.

فرضیه فرعی اول:سرمایه‌گذاری بیش‌از حد تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.

فرضیه فرعی دوم:جمع خالص جریان‌های نقدی شرکت تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.

فرضیه فرعی سوم: نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام شرکت تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.

فرضیه فرعی چهارم: سیاست تقسیم سود تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.

فرضیه فرعی پنجم:نسبت مخارج سرمایه‌ای شرکت تأثیر مثبت معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد.

5- جامعه آماری و روش نمونه‌گیری

جامعه آماری این پژوهش شامل شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی سال 1384 تا 1393 است. در این پژوهش به منظور نمونه‌گیری از روش نمونه‌گیری هدفمند (حذف سیستماتیک) استفاده شده است، بدین منظور کلیه شرکت­های جامعه که دارای شرایط زیر بوده­اند، به عنوان نمونه انتخاب و بقیه حذف شده­اند؛

1)      به منظور قابل مقایسه بودن اطلاعات، پایان سال مالی 29 اسفند باشد.

2)      به منظور همگن بودن اطلاعات، فعالیت آن‌ها تولیدی باشد.

3)      معاملات سهام آن‌ها طی دوره پژوهش بیش از سه ماه در بورس اوراق بهادار تهران متوقف نشده باشد.

4)      اطلاعات مربوط به متغیرهای انتخاب شده در این پژوهش در دسترس باشد.

با اعمال شرایط مذکور از بین شرکت­های پذیرفته در بورس اوراق بهادار تهران، تعداد 99 شرکت به عنوان نمونه آماری این پژوهش انتخاب شدند.

 

6-  الگوی پژوهش

با توجه به چارچوب نظری و پیشینه­ی پژوهش، الگوی پژوهش از نوع رگرسیون چند متغیره است. بنابراین، مدل زیر برای انجام آزمون فرضیه­ها انتخاب شده­ است (بون کیم و همکاران، 2015).

الگوی 1جهت آزمون فرضیه­های فرعی یکم تا پنجم استفاده شده است.

 

 

 

 

الگوی 2جهت آزمون فرضیه اصلی استفاده شده است.

 

 

 

متغیرهای الگو در جدول 1 تعریف شدند.

جدول 1- تعریف متغیرهای الگو

نماد

متغیر مورد بررسی

NCSKEW

چولگی منفی بازده ماهانه سهام

OVERINV

سرمایه‌گذاری بیش‌ازحد

ACQUIRE_INDADJ

جمعخالصجریان­هاینقدیشرکت

debt-to-equity

نسبتبدهیبهحقوقصاحبانسهام شرکت

DIVYLD

سیاست تقسیم سود

CAPEX

نسبت مخارج سرمایه‌ای

Overconfident CEO

اعتماد بیش از حد مدیریت

CRASH

چولگی منفی بازده سهام سال قبل

DUALITY

عدم تجانس سرمایه­گذاران

STD

انحراف معیار بازده ماهانه بازده سهام

RET

میانگین بازده ماهانه بازده سهام

SIZE

اندازه شرکت

MTB

نسبت ارزش بازار به دفتری حقوق صاحبان سهام

LEV

اهرم مالی

ROE

شاخص سودآوری

OPAQUE

عدم شفافیت اطلاعات مالی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

7- اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش

  • ·       متغیرهای مستقل

برای اندازه‌گیری اطمینان بیشازحد مدیریتی از پنج معیار زیر استفاده می‌شود؛ که درصورتی که حداقل سه معیار از پنج معیار یک باشد عدد یک و در غیر اینصورت صفر را اختیار می­نماید (بون کیم و همکاران، 2015).

معیار اول، سرمایه‌گذاری بیش از حد ( :مطابق با پژوهش احمددوئملن (2013) و اسجراند و زوزچمن (2011) عبارت است از مفهوم مازاد سرمایه‌گذاری که از رگرسیون رشد دارایی‌ها نسبت به رشد فروش در سطح صنعت به شرح رارابطه ( به دست می‌آید و در صورتی که باقی‌مانده رابطه 3 برای شرکت مثبت باشد به این معناست که دران شرکت سرمایه‌گذاری بیش‌ازحد انجام‌شده و برای متغیر عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر لحاظ می‌شود (کیم و همکاران، 2014).

 

: رشد دارایی‌های در سال t:

 

: رشد فروش در سال t:

 

 

معیار دوم، جمعخالصجریان‌هاینقدی: یک متغیر ساختگی بوده که در صورتیخالصجریان‌های نقدی شرکت i در سال مالیt بیشتر از میانه جمعخالصجریان‌های نقدی ­همان دوره شرکت‌های صنعت مربوطه عضو نمونه باشد، بیانگر اطمینان بیش از مدیریتی بوده عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر را اختیار می‌نماید .

معیار سوم، نسبتبدهیبهحقوقصاحبانسهام:یک متغیر ساختگی بوده که در صورتیکهنسبتبدهیبهحقوقصاحبانسهامشرکتi در سال مالی tبیشتر از میانه نسبت بدهی به حقوق صاحبان همان دوره شرکت‌های صنعت مربوطه عضو نمونه باشد، بیانگر اطمینان بیش از مدیریتی بوده عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر را اختیار می‌نماید. نسبت بدهیبهحقوقصاحبانسهامبه عنوان مجموعبدهی بلندت مدت و کوتاه‌مدت تقسیم‌بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام تعریف می­شود .

معیار چهارم، سیاست تقسیم سود ( ):یک متغیر ساختگی بوده که اگر شرکتسود نقدیتوزیعنکرده باشدبرابربا یکودر غیر اینصورتبرابرباصفراست. بازدهسودسهامصفراست.

معیار پنجم،نسبت مخارج سرمایه­ای ( ):این معیار به استناد پژوهش بن دیوید و همکاران (2010) و مالمندیر و تیت (2005) یک متغیر ساختگی بوده که در صورتی نسبت مخارج سرمایه‌ای شرکت i در سا مالی t بیشتر از میانه مخارج سرمایه‌ای همان دوره شرکت‌های صنعت مربوطه عضو نمونه باشد، بیانگر اطمینان بیش از مدیریتی بوده و  عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر را اختیار می‌نماید. نسبت مخارج سرمایه­ای شرکت در سال  tبر اساس  رابطه 4 از تقسیم مخارج سرمایه­ای به کل دارایی­های شرکت i در پا ن سال t-1  محاسب می‌شود. 

رابطه (4)

 

 مخارج سرمایه­ای، مخارجی که صرف خرید یا بهبود و ارتقای دارایی‌های مولد مانند: ماشین‌آلات، ساختمان­های تجاری و تولیدی، وسایل نقلیه و... در سال  tشود و بر اساس مطالعه لولن بدریناس (1997) از تفاوت خالص ارزش دفتری دارایی‌های ثابت در ابتدا و پایان دوره مالی به علاوه هزینه استهلاک محاسبه می‌گردد.

:کل دارایی‌ها در پایان سال t-1

 

  • ·       متغیر وابسته پژوهش

اندازه‌گیری سقوط قیمت سهام

برای اندازه‌گیری سقوط قیمت سهام از مدل ضریب چولگی (چن و همکاران 2001) و مدل (هاتن و همکاران 2009) استفاده شده و به شرح رابطه 5 می‌باشد.

رابطه (5)

 

 

در مدل فوق : بازده ماهانه خاص شرکت  j در ماه  θ طی سال مالی و  n تعداد ماه­های مشاهده ‌شده بازده طی سال مالی می‌باشد. در مدل فوق هرچه مقدار ضریب چولگی منفی بیشتر باشد، آن شرکت در معرض سقوط قیمت سهام بیشتر خواهد بود.

بازده ماهانه خاص شرکت که با w نشان داده می‌شود برابر است با لگاریتم طبیعی عدد 1 به‌علاوه عدد باقی‌مانده که از فرمول 6 محاسبه‌ شده است.

رابطه (6)

 

 

 باقیمانده یاپسماند شرکت j در ماه  θ است و عبارت است از بازده باقیمانده یا پسماند.

رابطه (7)

 

 

در فرمول 7   بازده سهام شرکت j در ماه t می‌باشد و  بازده ماهانه بازار بر اساس (شاخص بازار) خواهد بود.

 

 

  • ·       متغیرهای کنترلی

عدم تجانس سرمایه‌گذاران (DTURN): عبارت است از متوسط گردش تصادفی سهام در سال مالی جاری منهای متوسط گردش تصادفی سهام در سال گذشته. متوسط گردش تصادفی سهام، از طریق تقسیم حجم معاملات ماهانه سهام بر مجموع تعداد سهام منتشر شده طی ماه به دست می­آید.

ضریب منفی چولگی بازده ماهانه خاص شرکت i در سال t.

انحراف معیار بازده ماهانه خاص شرکت i در سال t.

میانگین بازده ماهانه خاص شرکت i در سال t.

اندازه شرک که برابر با لگاریتم جمع ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت iدر سال t.

  نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t.

 اهرم مالی شرکت است که برابر با تسهیلات مالی تقسیم‌بر جمع دارایی‌های شرکت i در سال t.

برابر است با سود خالص تقسیم‌بر جمع حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t.

 

عدم شفافیت اطلاعات مالی (OPAQUE):یک معیار مبتنی بر حسابداری که با استفاده از میزان اقلام تعهدی محاسبه می‌گردد. با استفاده از مدل تعدیل‌شده جونز (1997) و به‌صورت مقطعی (سال‌به‌سال) اقلام تعهدی اختیاری را اندازه‌گیری کرده و به‌عنوان شاخص کیفیت اطلاعات مالی بکار برده است؛ بنابراین در این پژوهش از الگوی تعدیل‌شده جونز برای بررسی عدم شفافیت اطلاعات مالی استفاده شده است‌. در الگوی یادشده در اولین قدم ارتباط مجموع اقلام تعهدی برای یک دوره زمانی مشخص که به دوره رویداد معروف است با متغیر‌های فروش و ناخالص اموال و ماشین‌آلات و تجهیزات استفاده شده که مدل تعدیل‌شده جونز توسط کوتاری و همکاران (2005) مطابق پژوهش (بون کیم و همکاران، 2015) به شرح رابطه 8 می‌باشد:

رابطه (8)

 

 

در این رابطه  معرف مجموع اقلام تعهدی است که به صورت رابطه 9 قابل محاسبه است:

 

رابطه (9)

 

 

در معادله 8 و 9 متغیر‌‌ها به شرح زیر هستند:

تغییر در دارایی‌‌های جاری سال جاری نسبت به سال قبل:

 تغییر در وجه نقد سال جاری نسبت به سال قبل:

 تغییر در بدهی‌‌های سال جاری نسبت به سال قبل

 تغییر در حصه کوتاه­مدت بدهی‌‌های بلند­مدت سال جاری نسبت به سال قبل:

هزینه استهلاک دارایی‌های مشهود و نامشهود سال جاری:

هم­چنین،  مجموع دارایی‌های شرکت در سال قبل‌، ، تفاوت فروش سال جاری نسبت به سال قبل و ، اموال‌، ماشین‌آلات و تجهیزات ناخالص و  خطای برآورد ، و پارامتر‌‌های خاص شرکت است. پس از تخمین پارامتر‌‌های الگوی 8‌، اقلام تعهدی غیراختیاری ( ) به شرح رابطه 10 برای "دوره برآورد" محاسبه می‌گردند‌.

رابطه (10)

 

 

در مدل فوق معرف تغییر در خالص حساب‌های دریافتنی سال جاری نسبت به سال قبل است‌.

در مرحله آخر اقلام تعهدی اختیاری (DA) به شرح 11 محاسبه می‌شود:

 

 

 

پس از محاسبه اقلام تعهدی اختیاری، عدم شفافیت اطلاعات مالی از طریق رابطه رابطه 12 اندازه‌گیری می­شود:

 

 

: هموارسازی سود شرکت i در سال مالی t؛ : نماد قدر مطلق، : اقلام تعهدی اختیاری شرکت i در پایان سالt-1-  اقلام تعهدی اختیاری شرکتiدر پایان سال t-2 : اقلام تعهدی اختیاری شرکت i در پایان سالt-3.

7-2- تجزیه و تحلیل اطلاعات

در بخش آمار توصیفی، تجزیه و تحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های مرکزی همچون میانگین و میانه و شاخص‌های پراکندگی انحراف معیار انجام شده­ است. هم­چنین، برای آزمون فرضیه­ها از الگوی رگرسیون داده­های ترکیبی استفاده شده است. برای انتخاب از بین روش­های الگوهای رگرسیونی ترکیبیو الگوی داده­های تابلویی با اثرات ثابت از آزمون F لیمر استفاده می­شود. اگر در آزمون F لیمر روش داده­های ترکیبی انتخاب شود، کار تمام است اما اگر روش داده­های تابلویی با اثرات ثابت انتخاب شود لازم است تا آزمون هاسمن نیز انجام شود. از آزمون هاسمن برای تعیین استفاده از الگوی اثرات ثابت در مقابل الگوی اثرات تصادفی استفاده می­شود (افلاطونی،1392).

به دلیل اینکه نتایج حاصل از این پژوهش می­تواند در فرایند تصمیم‌گیری استفاده شود، این پژوهش از لحاظ هدف کاربردی است. هم­چنین، این پژوهش از لحاظ ماهیت توصیفی- همبستگی است، زیرا در این نوع پژوهش­ها محقق به دنبال ارزیابی ارتباط بین دو یا چند متغیر است. در این پژوهش به منظور تجزیه و تحلیل داده­ها و استخراج نتایج پژوهش از نرم­افزار Excel 2010 و 8 Eviews استفاده شده است. هم­چنین، سطح اطمینان مورد استفاده برای آزمون فرضیه­ها و بررسی فروض کلاسیک رگرسیون 95 درصد است. علاوه بر این، به منظور آزمون فرضیه­ها از روش اثرات ثابت استفاده شده است. در داده­های ترکیبی به منظور انتخاب بین داده­های تابلویی و داده­های تلفیقی از آزمون F لیمر استفاده شد و بر اساس این آزمون، داده­های ثابت (Fixed) برای آزمون فرضیات انتخاب گردید. برای برآورد پارامترهای مدل­های رگرسیون، آزمون فروض کلاسیک از اهمیت ویژه­ای برخوردار است. از جمله مهم‌ترین این فروض فرض­های مربوط به خود همبستگی، عدم هم­خطی و عدم ناهمسانی واریانس بین باقیمانده‌های مدل است. نتایج این آزمون نشان می­دهد که باقیمانده مدل­های مورد بررسی دارای توزیع نرمال هستند. به منظور تشخیص وجود خود همبستگی بین باقیمانده­ها، از آزمون دوربین واتسون (DW) استفاده شد. مقدار این آماره برای مدل­های پژوهش، نشان دهنده­ی نبود خود همبستگی بین باقیمانده­هاست.

 

8- یافته­های پژوهش

8-1- آمار توصیفی

نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در جدول 2نشان داده شده است.

 

 

جدول 2- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

عنوان

نماد

چولگی منفی بازده ماهانه سهام

NCSKEW

320/0-

429/3-

242/4

242/4-

807/3

246/0

071/1

سرمایه‌گذاری بیش‌ازحد

OVERINV

409/0

0

1

0

492/0

232/0

053/1

جمع خالص جریان‌های نقدی

ACQUIRE_INDADJ

450/0

0

1

0

497/0

411/0-

169/1

نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام

debt-to-equity

554/0

1

1

0

495/0

433/0

187/1

سیاست تقسیم سود

CAPEX

590/0

1

1

0

490/0

204/0-

0416/1

نسبت مخارج سرمایه‌ای

DIVYLD

229/0

0

1

0

420/0

585/1

515/3

اعتماد بیش از حد مدیریت

Overconfident CEO

393/0

0

1

0

448/0

538/0

289/1

چولگی منفی بازده سهام دوره قبل

DTURN

189/0-

012/0-

524/11

233/12-

411/2

436/0-

956/10

عدم تجانس سرمایه­گذاران

STD

0633/0

0595/0

143/0

0081/0

0233/0

576/0

140/3

انحراف معیار بازده ماهانه سهام

RET

0456/0-

091/0-

363/1

324/-

185/0

3332/3

938/11

میانگین بازده ماهانه سهام

CRASH

488/0

462/3

242/4

242/4-

775/3

216/0-

058/1

اندازه شرکت

SIZE

603/5

466/5

607/7

062/4

698/0

493/0

175/3

نسبت ارزش بازار به دفتری حقوق صاحبان سهام

MTB

229/2

666/1

886/9

242/0

823/1

621/1

598/5

اهرم مالی

LEV

628/0

643/0

971/0

097/0

174/0

563/0-

923/2

شاخص سودآوری

ROE

356/0

365/0

974/0

726/0-

288/0

597/0-

903/4

عدم شفافیت اطلاعات مالی

OPAQUE

515/0

290/0

705/7

009/0

804/0

230/0

074/3

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 2 آمار توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش را نشان می‌‌دهد که بیانگر پارامترهای توصیفی برای هر متغیر به صورت مجزاست. این پارامترها عمدتاً شامل اطلاعات مربوط به شاخص­های مرکزی­، نظیر بیشینه، کمینه، میانگین و میانه و همچنین اطلاعات مربوط به شاخص‌های پراکندگی نظیر انحراف معیار است. مهم‌ترین شاخص مرکزی میانگین است که نشان دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص مناسبی برای نشان دادن مرکزیت داده­هاست. برای مثال میانگین متغیر اهرم مالی (LEV) برابر است با 628/0 است که نشان می‌دهد بیشتر داده­های مربوط به این متغیر حول این نقطه تمرکز یافته‌اند. میانه یکی دیگر از شاخص­های مرکزی است که وضعیت را نشان می­دهد. همان گونه که در جدول 2 مشاهده می­شود، میانه متغیر نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام (MTB) برابر با 666/1 که نشان می­دهد نیمی از داده­ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار هستند. به طور کلی، پارامترهای پراکندگی معیاری برای تعیین میزان پراکندگی داده­ها با یکدیگر یا میزان پراکندگی آن‌ها نسبت به میانگین است از جمله مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. مقدار این پارامتر برای متغیر ضریب چولگی منفی (NCSKEW) برابر 807/3 و برای متغیر انحراف معیار بازده سهام شرکت (STD) برابر با 0233/0 است که نشان می­دهد در بین متغیرهای پژوهش،NCSKEW و STD به ترتیب دارای بیشترین و کمترین میزان پراکندگی هستند. هم­چنین، لازم به توضیح است به منظور اجتناب از تأثیر داده­های پرت بر نتایج پژوهش، کلیه داده­های پرت متغیرها در سطح یک درصد حذف شده­اند.

 

8-2- آمار استنباطی

قبلازبرازشالگوهالازماستتاآزمون F لیمربه­منظور بررسیاستفادهازروشداده‏هایتابلوییبااثراتثابتدر مقابلروشداده­هایترکیبیبرایالگوهایمزبور انجامشود. نتایجحاصلازآزمون F لیمر برای الگوهای مزبور در جدول 3 نشان داده شده است.

 

جدول 3- نتایج آزمون F لیمر برای الگو­های تحقیق

الگوی مورد بررسی

آماره

سطح خطا

روش پذیرفته شده

الگوی شماره (1)

686/1

002/0

الگوی اثرات تابت

الگوی شماره (2)

661/1

003/0

الگوی اثرات تابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به آماره و سطح خطای آزمون F لیمر برای تمامی الگوها، لازم است برای انتخاب از بین الگوی داده­های تابلویی با اثرات ثابت یا داده­های تابلویی با اثرات تصادفی، آزمون هاسمن نیز انجام شود. نتایج مربوط به آزمون هاسمن نیز در جدول 4 نشان داده شده است.

 

جدول 4- نتایج آزمون هاسمن برای الگو­های پژوهش

الگوی مورد بررسی

آماره

سطح خطا

روش پذیرفته شده

الگوی شماره (1)

693/136

000/0

الگوی اثرات ثابت

الگوی شماره (2)

148/134

000/0

الگوی اثرات تابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همانطور که در جدول 4 قابل مشاهده است، نتایج حاکی از آن است که الگوی داده­های تابلویی با اثرات ثابت برای الگو­ی (1 و 2) روش ارجح است؛ بنابراین، در ادامه به تخمین الگوهای پژوهش با توجه به روش ارجح پرداخته شد. حال در ادامه نتایج تخمین الگوی پژوهش در جدول (5 و 6) با روش داده­های تابلویی با اثرات ثابت نشان داده شده است.

 

جدول 5- نتایج حاصل از برآورد الگوی 1 پژوهش برای آزمون فرضیه­های فرعی اول تا پنجم

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عنوان

نماد

عدد ثابت

 

440/4

242/1

214/0

سرمایه‌گذاری بیش‌ازحد

OVERINV

650/0

838/2

0047/0

جمعخالصجریان‌هاینقدیشرکت

ACQUIRE_INDADJ

504/0

144/3

0017/0

نسبتبدهیبهحقوقصاحبانسهام شرکت

debt-to-equity

642/0

064/2

0395/0

نسبت مخارج سرمایه‌ای

CAPEX

490/0

0181/3

0027/0

سیاست تقسیم سود

DIVYLD

875/0

217/2

0270/0

انحراف معیار بازده سهام

STD

469/2

342/0

732/0

میانگین بازده ماهانه سهام

RET

361/0

337/0

736/0

عدم تجانس سرمایه­گذاران

DTURN

0352/0

999/0

3181/0

چولگی منفی بازده سهام دوره قبل

CRASH

215/0

316/5

000/0

اندازه شرکت

SIZE

231/1-

944/1-

0523/0

نسبت ارزش بازار به دفتری حقوق صاحبان سهام

MTB

309/0

139/3

0018/0

اهرم مالی

LEV

883/0-

708/-

478/0

شاخص سودآوری

ROE

588/0

214/2

2252/0

عدم شفافیت اطلاعات مالی

OPAQUE

368/0

091/2

0369/0

ضریب تعیین

487/0

ضریب تعیین تعدیل شده

388/0

آماره­ی دوربین-واتسون

443/2

آماره­ی F

925/4

احتمال آماره­ی F

000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج قابل مشاهده در جدول 5 و با توجه آماره‌ی F بدست آمده (925/4) و سطح خطای آن (000/0)، می‌توان ادعا کرد که در مجموع الگوی تحقیق از معناداری بالایی برخوردار است. هم­چنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیل شده بدست آمده برای الگو که برابر 38 درصد است، می‌توان بیان کرد که در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل تحقیق بیش از 38 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره‌ی دوربین واتسون که برابر 443/2 است، می‌توان ادعا کرد که خود همبستگی مرتبه‌ی اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد.

 

جدول 6- نتایج حاصل از برآورد الگوی 2 پژوهش برای آزمون فرضیه اصلی پژوهش

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عنوان

نماد

عدد ثابت

 

263/6

355/2

0188/0

اعتماد بیش از حد مدیران اجرایی

Overconfident CEO

584/0

090/2

0375/0

عدم تجانس سرمایه­گذاران

DTURN

0347/0

859/0

390/0

انحراف معیار بازده سهام

STD

765/0

126/0

899/0

میانگین بازده ماهانه سهام

RET

272/0

363/0

716/0

چولگی منفی بازده سهام دوره قبل

CRASH

243/0

056/6

0000/0

اندازه شرکت

SIZE

374/1-

184/3-

0015/0

نسبت ارزش بازار به دفتری حقوق صاحبان سهام

MTB

301/0

843/2

0046/0

اهرم مالی

LEV

600/0-

490/0-

624/0

شاخص سودآوری

ROA

619/0

0914/1

275/0

عدم شفافیت اطلاعات مالی

OPAQUE

658/2

355/2

0295/0

ضریب تعیین

470/0

ضریب تعیین تعدیل شده

372/0

آماره­ی دوربین-واتسون

431/2

آماره­ی F

799/4

احتمال آماره­ی F

000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج قابل مشاهده در جدول 6 و با توجه آماره‌ی F بدست آمده (799/4) و سطح خطای آن (000/0)، می‌توان ادعا کرد که در مجموع الگوی پژوهش از معناداری بالایی برخوردار است. همچنین، با توجه به ضریب تعیین تعدیل شده بدست آمده برای الگو که برابر 37 درصد است، می‌توان بیان کرد که در مجموع متغیرهای مستقل و کنترل تحقیق بیش 37 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آماره‌ی دوربین واتسون که برابر 431/2 است، می‌توان ادعا کرد که خود همبستگی مرتبه‌ی اول میان باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد.

 

9-  نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش

  • آزمون فرضیه­ اول

فرضیه­ اول به بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری بیش ‌از حد بر خطر سقوط آتی قیمت سهام می‌پردازد. با توجه به نتایج بدست آمده در جدول 5 از برآورد الگو، ضریب متغیر سرمایه‌گذاری بیش‌ از حد برابر 650/0 است و با توجه به P-Value آن که برابر با 0047/0 که کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، ضریب مثبت متغیر نشان دهنده آن است که سرمایه‌گذاری بیش ‌از حد خطر سقوط آتی قیمت سهام را افزایش داده و سبب کاهش عملکرد آتی می­شود. در نتیجه، این فرضیه در سطح اطمینان 95/0 مورد تأیید قرار می­گیرد. نتیجه این فرضیه منطبق بر مبانی نظری و مطابق با پژوهش بون کیم و همکاران (2015) است.

  • ·       آزمون فرضیه­ دوم

فرضیه­ دوم به بررسی جمع خالص جریان‌های نقدی بر خطر سقوط آتی قیمت سهام می­پردازد. با توجه به نتایج بدست آمده در جدول 5 از برآورد الگو، ضریب متغیر جمع خالص جریان‌های نقدی 504/0 است و با توجه به P-Value آن برابر با 0017/0 که کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، ضریب مثبت متغیر نشان دهنده آن است که جمع خالص جریان‌های نقدی خطر سقوط آتی قیمت سهام را افزایش داده و موجب کاهش عملکرد آتی می­شود. در نتیجه، این فرضیه در سطح اطمینان 95/0 مورد تأیید قرار می­گیرد. نتیجه این فرضیه منطبق بر مبانی نظری و مطابق با پژوهش بون کیم و همکاران (2015) است.

  • ·       آزمون فرضیه­ سوم

فرضیه­ سوم به بررسی نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام بر خطر سقوط آتی قیمت سهام می­پردازد. با توجه به نتایج بدست آمده در جدول 5 از برآورد الگو، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام برابر 642/0 است و با توجه به P-Value آن برابر با 0395/0 که کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، ضریب مثبت متغیر نشان دهنده آن است که نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام خطر سقوط آتی قیمت سهام را افزایش داده و سبب کاهش در کاهش عملکرد آتی و ارزش شرکت می­شود. در نتیجه، این فرضیه در سطح اطمینان 95/0 مورد تأیید قرار می­گیرد. نتیجه این فرضیه منطبق بر مبانی نظری و مطابق با پژوهش بون کیم و همکاران (2015) است.

  • ·       آزمون فرضیه چهارم

فرضیه­ چهارم به بررسی تأثیر سیاست تقسیم سود بر خطر سقوط آتی قیمت سهام می­پردازد. با توجه به نتایج بدست آمده در جدول 5 از برآورد الگو، ضریب متغیر سیاست تقسیم سود برابر 490/0 است و با توجه به P-Value آن برابر با 0027/0 که کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، ضریب مثبت متغیر نشان دهنده آن است که سیاست تقسیم سود خطر سقوط آتی قیمت سهام را افزایش داده و سبب کاهش در عملکرد آتی می­شود. در نتیجه، این فرضیه در سطح اطمینان 95/0 مورد تأیید قرار می­گیرد.

  • ·       آزمون فرضیه پنجم

فرضیه­پنجم به بررسی تأثیر نسبت مخارج سرمایه‌ای بر خطر سقوط آتی قیمت سهام می­پردازد. با توجه به نتایج بدست آمده در جدول 5 از برآورد الگو، ضریب متغیر نسبت مخارج سرمایه‌ای برابر 875/0 است و با توجه به P-Value آن برابر با 0270/0 که کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، ضریب مثبت متغیر نشان دهنده آن است که نسبت مخارج سرمایه‌ای خطر سقوط آتی قیمت سهام را افزایش داده و سبب کاهش در عملکرد آتی می­شود. در نتیجه، این فرضیه در سطح اطمینان 95/0 مورد تأیید قرار می­گیرد. نتیجه این فرضیه منطبق بر مبانی نظری و مطابق با پژوهش بون کیم و همکاران (2015) است.

  • ·       آزمون فرضیه اصلی

فرضیه اصلی به بررسی اعتماد بیش از حد مدیریتی بر خطر سقوط آتی قیمت سهام می­پردازد. با توجه به نتایج بدست آمده در جدول 6 از برآورد الگو، ضریب متغیر اعتماد بیش از حد مدیریتی برابر 0930/2 است و با توجه به P-Value آن برابر با 0370/0 که کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین، ضریب مثبت متغیر نشان دهنده آن است که اعتماد بیش از حد مدیریتی خطر سقوط آتی قیمت سهام را افزایش داده و سبب کاهش در عملکرد آتی می­شود. در نتیجه، این فرضیه در سطح اطمینان 95/0 مورد تأیید قرار می­گیرد. نتیجه این فرضیه منطبق بر مبانی نظری و مطابق با پژوهش بون کیم و همکاران (2015) است.

 

10-  بحث و نتیجه­گیری

در این پژوهش به بررسی تأثیر معیارهای اعتماد بیش از حد مدیریتی بر خطر سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‏های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته شده است. معیارهای مورد بررسی برای اعتماد بیش از حد مدیریتی شامل پنج معیار سرمایه­گذاری بیش از حد، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، خالص جریان‌های نقدی، سیاست تقسم سود و نسبت مخارج سرمایه استفاده شده است. بدین منظور پنج فرضیه فرعی و یک فرضیه اصلی برای بررسی این موضوع تدوین و داده­های موجود مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته است. مطابق با مبانی نظری انتظار بر این بود که در شرکت­هایی که مدیران بیش اطمینان دارند، به­ طور نظام‌مندی بازده آتی ناشی از پروژه­های سرمایه­گذاری را بیش از حد تخمین می­زنند یا به بیانی، احتمال و اثر رویدادهای مطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را بیش از حد برآورد می­کنند و احتمال و اثر رویدادهای نامطلوب بر جریان‌های نقدی شرکت را کمتر از حد تخمین می­زند (هیتن،2002). در نتیجه، مدیران بیش اطمینان تمایل به درک اشتباه از پروژه‌های در جریان با ارزش فعلی خالص منفی به‌عنوان ایجاد ارزش ‌دارند. آن‌ها هم­چنین نمی‌تواند به‌ طور منطقی به فرایند بازخورد منفی در مورد پروژه‌ها عمل کنندو پس از مشاهده بازخورد منفی، مدیرعامل بیش اطمینان تمایل به چشم‌پوشی بازخورد منفی دارد و هنوز هم معتقدند که این پروژه‌ها دارای آینده­ی امیدوار کننده هستند.این ابراز از اعتماد بیش‌ از حد مدیرعامل منجر به ادامه دادن به پروژه‌های با ارزش فعلی خالص منفی برای مدت طولانی می‌شود. عملکرد ضعیف این پروژه‌ها بد تجمع می‌یابد و درنهایت در سررسید نهایی خود محقق و در نتیجه منجر به سقوط قیمت سهام می‌شود. نتایج بدست آمده از تخمین مدل پژوهش نیز بیانگر آن است؛ که از میان معیار­های اعتماد بیش از حد مدیریتی متغیر­های سرمایه­گذاری بیش از حد، نسبت بدهی به حقوق صاحبان سهام، خالص جریان‌های نقدی، سیاست تقسم سود و نسبت مخارج سرمایه تأثیر مثبت و معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد. افزون بر این، معیار اصلی اعتماد بیش از حد مدیریتی تأثیر مثبت و معناداری بر خطر سقوط آتی قیمت سهام دارد. بدین معنی است که اطمینان بیش از حد یکی از تورش­های رفتاری و عوامل روانشناختی است که از خوش­بینی نشأت می­گیرد. وجود این خصیصه رفتاری در اندیشه مدیران سبب می­شود تا آن‌ها به طور اشتباه بازده حاصل از پروژه­های جدید سرمایه­گذاری را بیش از حد تخمین زده و پس از شروع این پروژه­ها نیز علیرغم مشاهده عملکرد منفی همچنان نسبت به آینده خوش‌بین باشند. تداوم به فعالیت چنین پروژه­هایی و عدم افشای اطلاعات صحیح در مورد آن‌ها که در خیال مدیریت به منظور حداکثر نمودن منافع سهامداران انجام می­گیرد، در نهایت منجر می­شود تا عملکرد منفی و اخبار بد آن به یکباره در سرسید نمایان شده و سبب کاهش شدید قیمت سهام گردد. نتایج این فرضیه­ها منطبق با مبانی نظری و با پژوهش بون کیم و همکاران (2015) مطابقت دارد. همچنین مطابق با پژوهش­های پیشین (کوتاری و همکاران، 2009 و بون کیم و همکاران، 2015) رابطه مثبت و معناداری بین عدم شفافیت اطلاعات مالی و خطر سقوط قیمت سهام یافت می­شود؛ یعنی در صورت وجود عدم شفافیت در گزارشگری مالی مدیران به علل متعدد، از جمله حفظ شغل خود، از افشای اخبار منفی خودداری می­کنند. با ادامه روند عدم افشای اخبار منفی، این نوع اطلاعات در داخل شرکت انباشت شده و هنگامی‌که به یکباره وارد بازار می­شود، به سقوط قیمت سهام منجر می­گردد.

در خصوص این مقاله پیشنهادهای زیر ارائه می‌شود.

  • ·       با توجه به نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش مبنی بر وجود رابطه­ی معنادار میان معیارهای اعتماد بیش از مدیران اجرایی بر خطر سقوط آتی قیمت سهام پیشنهاد می­شود که کلیه استفاده­کنندگان در تصمیمات سرمایه­گذاری خود همواره باید این نکته را مدنظر قرار دهند که به موازات افزایش میزان عدم شفافیت اطلاعات مالی به هر دلیلی (از جمله معیارهای اعتماد به نفس بیش از حد مدیران اجرایی) منجر به افزایش ریسک سرمایه­گذاری می­شود. به عبارتی دیگر سرمایه­گذاران ریسک گریز هیچ­گاه شرکت­هایی را که در آن‌ها عدم شفافیت اطلاعات مالی در سطح حداکثر هست به عنوان شرکت­های مطلوب جهت سرمایه­گذاری در نظر نمی­گیرند.
  • افزون بر این، به مالکان و مدیران که نقش مهمی در تصمیم‌گیری‌های انجام شده در شرکت‌های بورسی دارند، توصیه می‌شود تا در راستای افزایش شفافیت اطلاعاتی در بازار گام بردارند زیرا هر چه شفافیت اطلاعاتی شرکت‌ها افزایش یابد، سرمایه‌گذاران اعتماد بیشتری به شرکت داشته و ریسک کمتری را متحمل می‌شوند. در نتیجه، آن شرکت راحت‌تر می‌تواند برای تأمین نیازهای مالی خود اقدام به تأمین مالی از طریق بازار سهام نماید (با کاهش سطح ریسک هزینه سرمایه نیز کاهش می‌یابد).
  • هم­چنین، به قانون‌گذاران و تدوین کنندگان سیاست‌های مالی توصیه می‌شود تا با حمایت بازارهای مالی و هم­چنین بازار سرمایه از بروز اختلال و نوسان در آن جلوگیری نمایند و قوانین را در جهت افزایش شفافیت اطلاعاتی در بازار سرمایه وضع نمایند زیرا افزایش شفافیت اطلاعاتی در محیط بازار سرمایه سبب بهبود کارایی بازار می‌شود و با توجه به فرضیات بازار کارا، افزایش کارایی بازار در بلندمدت باعث می‌شود سرمایه‌گذاران در بازار آسیب نبینند، در نتیجه، ریسک سرمایه‌گذاری در بلندمدت کاهش یابد.

 

 

 

 



1-استادیار گروه حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران. (نویسنده اصلی) Ahmadi_m@scu.ac.ir

2-مربی و عضو هیات علمی دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.

3-کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.



[i]. Chen, et, al.

[ii]. Kothari, et, al.

[iii]. Ball

[iv]. Watts & Zimmerman

[v]. Hutton, et, al.

[vi].Hambrick

[vii]. Wen, et, al.

[viii].Skala

[ix].Malmendier, et, al.

[x]. Heaton

[xi]. Hubbard

[xii]. Cooper, et,al.

[xiii]. Bertrand

[xiv]. Ben-David

[xv].Benmelech

[xvi].Bleck& Liu

[xvii]. Sunder

[xviii]. Taylor

منابع

1)   افلاطونی، عباس، (1392)، "تجزیه و تحلیل آماری باEviews در تحقیقات حسابداری مالی"، مدیریت مالی و علوم اقتصادی». چاپ اول. تهران: انتشارات ترمه.

2)   پور زمانی، زهرا و منا  قمری، (1393)، "ارتباط بین کیفیت گزارشگری مالی و سرعت تعدیل قیمت سهام"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 6، شماره 21، صص 116-91.

3)   چاوشی، کاظم، محمد رستگار و میرزائی محسن، (1394)، "رابطه اعتماد به نفس بیش از حد مدیران و انتخاب سیاست تأمین مالی در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه بورس اوراق بهادار، دوره 3، شماره 12، صص 42-25.

4)   حجازی رضوان، میرحسین موسوی و مریم دانشور منفرد، (1394)، "اثر بازار، تغییرات نقدشوندگی و تکانه بر تغییرات عمده قیمت سهام"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 7، شماره 26، صص 19-1.

5)   شمش لیالستانی، میر فیض فلاح، حسن قالیباف اصل و سمیرا سرابی نوبخت، (1389)، "بررسی اثر تجربه بر ریسک پذیری، بیش اطمینانی و رفتار توده­وار مدیران شرکت­ها سرمایه­گذاری در بورس اوراق بهادار تهران"، دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، دوره 8، شماره 25، صص 41-29.

6)    عربصالحی، مهدی، هادی امیری و سپیده کاظمی نوری، (1393)، "تأثیر اعتماد به نفس بیش از حد مدیران ارشد بر حساسیت سرمایه­گذاری- جریان‌های نقدی"، پژوهش­های حسابداری مالی، دوره 6، شماره 20، صص 128-115.

7)   فروغی، داریوشو زهرا نخبه فلاح، (1393)، "تأثیر اطمینان بیش از حد مدیریتی بر محافظه‌کاری شرطی و غیرشرطی"،پژوهش­های حسابداری مالی، دوره 6، شماره 19، صص 44-27.

8)   مشایخ، شهناز و سمیرا بهزاد پور، (1393)، "تأثیر بیش اطمینانی مدیران بر سیاست تقسیم سود در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"،بررسی­های حسابداری و حسابرسی، دوره 21، شماره 4، صص 504-485.

9)    Ahmed, A., &Duellman, S, (2012), “Managerial Overconfidence and Accounting Conservatism”, Journal of Accounting Research, Vol. 51,PP. 1–30.

10)              Ball, R, (2009), “Market and Political/Regulatory Perspectives on the Recent Accounting Scandals”, Journal of Accounting Research, Vol. 47, PP. 277-323.

11)                                                                                    Ben-David, I. Graham, J. R. & Harvey, C. R, (2007), “Managerial Overconfidence and Corporate Policies”, Working Paper, Duke University.

12)                                                                                    Ben-David, I. Graham, J.R. & Harvey, C.R, (2010), “Managerial Miscalibration”, Working paper, Duke University.

13)              Benmelech, E. Kandel, E. &Veronesi, P, (2010), “Stock-Based Compensation and CEO (dis) incentives”, Quarterly Journal of Economics, Vol. 125, PP. 1769–1820.

14)                                                                                    Bertrand, M. &Schoar, A, (2003), “Managing with Style: The Effect of Managers on Firm Policies”, Quarterly Journal of Economics, Vol. 118, PP. 1169–1208.

15)              Bleck, A. & Liu, X, (2007), “Market Transparency and the Accounting Regime”, Journal of Accounting Research, Vol. 45, PP. 229–256.

16)Bon Kim, J. & Zhang, L, (2013), “Financial Reporting Opacity and Expected Crash Risk”, Evidence from Implied Volatility Smirks

17)              Bon-Kim, j. Wang, Z.  Zhang, L, (2015), “CEO Overconfidence and Stock Price Crash Risk”, http://ssrn.com/abstract=2331189.

18)                                                                                    Chen, J. Hong, H. & Stein, J, (2001), “Forecasting Crashes: Trading Volume, Past Returns, and Conditional Skewness in Stock Prices”, Journal of Financial Economics, Vol. 61, PP. 345–381.

19)                                                                                    Cooper, A.C. Woo, C. & Dunkelberg, W, (1988), “Entrepreneurs Perceived Chances for Success”, Journal of Business Venturing, Vol. 3, PP. 97–108.

20)                                                                                    Ekholm, A. &Pasternake, D, (2007), “Over Confidence and Investor Size”, European financial management, Vol. 14, No. 1, PP. 82–98. doi: 10.1111/j. 1468-036X.00405.x.

21)                                                                                    Fairchild, R, (2009), “Managerial Overconfidence, Moral Hazard Problems, and Excessive Life-Cycle Debt Sensitivity”, Investment Management and Financial Innovations, 6 (3), PP. 35-42.

22)                                                                                    Heaton, J, (2002), “Managerial Optimism and Corporate Finance”, Financial Management, 31 (2), PP. 33-45.

23)                                                                                    Hong, H. and J. C. Stein, (2003), “Differences of Opinion, Short Sales Constraints, and Market Crashes”, Review of financial studies, 16(2), PP. 487-525.

24)                                                                                    Huang, W., Jiang F., Liu, Z., and Zhang M, (2011), “Agency Cost, Top Executives' Over Confidence, and Investment-Cash Flow Sensitivity- Evidence from Listed Companies in China”, Pacific- Basin Finance Journal, Vol. 19, PP. 261-277.

25)                                                                                    Hubbard, R, (1998), “Capital-Market Imperfections and Investment”, Journal of Economic Literature, 36 (1), PP. 193-225.

26)Hutton, A. Marcus, A. &Tehranian, H, (2009), “Opaque Financial Reports, R2, and Crash Risk”, Journal of Financial Economics, Vol. 94, PP. 67-86. 

27)                                                                                    Ishikawa, M. & Takahashi, H, (2010), "Over Confident  Managers  and External  Financing  Choice",  Review  of Behavioral Finance, Vol. 2, PP. 37–58.

28)                                                                                    Jin, L. and S. C. Myers, (2006), “R2 around the World: New Theory and New Tests”, Journal of financial Economics, 79(2), PP. 257-292.

29)                                                                                    Kothari, S.P. Shu, S. &Wysocki, P.D, (2009), “Do Managers Withhold Bad News?”, Journal of Accounting Research, Vol. 47, PP. 241-276.

30)                                                                                    Kramer, L.A and Liao, C.M, (2012), “The Cost of False Bravado: Management Overcon_Dence and its Impact on Analysts' Views”, North American Finance Conference.

31)                                                                                    Malmendier, U. & Tate, G, (2005), “Does Overconfidence Affect Corporate Investment? CEO Overconfidence”, European Financial Management, 11(5), PP. 649-659.

32)                                                                                    Malmendier, U. & Tate, G, (2008), “Who Makes Acquisitions? CEO Overconfidence and the Market's Reaction”,  Journal of Financial Economics, Vol. 89, PP. 20-43.

33)                                                                                    Malmendier, U. Tate, G. & Yan, J.O.N, (2011), “Overconfidence and Early-Life Experiences: The Effect of Managerial Traits on Corporate Financial Policies”, Journal of Finance, Vol. 66, PP. 1687–1733.

34)                                                                                    Malmendier, U. Tate, G, (2005), “CEO Overconfidence and Corporate Investment”, Journal of Finance, Vol. 60, PP. 2661–2700.

35)                                                                                    Richardson, S, (2006), “Over-investment Offer Cash Flow”, Review of Accounting Studies, Vol. 11, PP. 159–189.

36)Skala, D, (2008), “Overconfidence in Psychology and Finance - an Interdisciplinary Literature Review”,  BankiKredyt, Vol. 4, PP. 33-50.

37)                                                                                    Sunder, S, (2010), “On the Accounting Train: From Crisis to Crisis in Eighty Years”, In Presentation Slides: Available at http://www.som.yale.edu/faculty.

38)                                                                                    Taylor, S.E. & Brown, J.D, (1988), “Illusion and Well-being: A Social Psychological Perspective on Mental Health”, Psychological Bulletin, Vol. 103, PP. 193–210.

39)                                                                                    Watts, R. & J. Zimmerman, )1983(, “Agency Problems, Auditing and the Theory of the Firm: Some Evidence”,Journal of Law and Economics, 26 (3), PP. 613–634.

40)                                                                                    Wen, F. H. Huang, D.L.  lan, Q.J. & Yang, X.G, (2007), “Numerical Simulation for Influence of Overconfidece and Regret Aversion on Return Distribution”, Syetems Engineering-Theroy& Practice, 27(7), PP. 10-18.

 

یادداشت‌ها