مالکیت نهادی، هموارسازی سود و ریسک سقوط آتی قیمت سهام: هموارسازی به ‌قصد تحریف یا انتقال اطلاعات؟

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار مالی، گروه حسابداری، دانشکدة مدیریت و اقتصاد، دانشگاه ارومیه

2 دانش آموختة دورة کارشناسی ارشد حسابداری، دانشکدة اقتصاد و مدیریت، دانشگاه ارومیه.

چکیده

اقدامات مدیران در راستای نگهداشت اخبار بد و محرمانه در داخل شرکت از عوامل سقوط قیمت سهام است. از طرفی، هموارسازی سود به ‌عنوان ابزاری برای انتقال اطلاعات محرمانه بوده و در نقطة مقابل، می‏تواند با انگیزۀ تحریف اطلاعات انجام ­گیرد. از این‏رو، هموارسازی سود تأثیری دو سویه بر ریسک سقوط قیمت سهام خواهد داشت. در این راستا، مالکیت نهادی نیز به عنوان عامل نظارتی درون سازمانی بر رفتار مدیران مؤثر بوده و می­تواند رابطة بین هموارسازی سود با ریسک سقوط آتی قیمت را تحت تاثیر قرار دهد. بر همین اساس، پژوهش حاضر به بررسی رابطة هموارسازی سود و ریسک سقوط آتی قیمت سهام و اثر مالکیت نهادی بر این رابطه می‏پردازد. نمونة پژوهش مشتمل بر 102 شرکت پذیرفته ‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‏های 1381 الی 1394 است. برای آزمون فرضیه­ ها از الگوی رگرسیونی در حالت داده ­های ترکیبی استفاده ‌شده است. نتایج نشان داد، هموارسازی سود احتمال ریسک سقوط آتی قیمت سهام را کاهش می‏دهد. همچنین نتایج نشان می­دهد، مالکیت نهادی منجر به کاهش ریسک سقوط آتی قیمت سهام می­شود ولی بر رابطة بین هموارسازی سود و ریسک سقوط آتی قیمت سهام، تأثیر ندارد.

کلیدواژه‌ها


مقدمه

سرمایه­گذاران در تصمیم­گیری­های سرمایه­گذاری، توجه ویژه­ای به سود حسابداری دارند و با توجه به گزارشگری آن، انتظارات خود را نسبت به عملکرد فعلی و پیش­بینی عملکرد آتی شرکت تعدیل نموده و اقدام به خرید و فروش یا نگهداری سهام می­کنند که نتیجة آن تغییر قیمت سهام (بازده سهام) را در پی دارد (پترا[1]، 2007). بنابراین، با توجه به اهمیت سود در تصمیم­گیری­ها، مدیران انگیزة لازم برای دست‌کاری سود را پیدا می­کنند. یکی از روش­های مورد استفاده مدیران در رسیدن به سود هدف، هموارسازی است (وایلد[2] و همکاران، 2001). هموارسازی سود عبارت از تلاش مدیریت واحد تجاری برای کاهش نوسان‌های غیرعادی سود تا آن اندازه که اصول حسابداری و صلاحدید مدیریت اجازه داده باشد (بیدلمن[3]، 1973). هموارسازی با توجه به اهداف و انگیزه­های مدیریت مبنی بر انتقال اطلاعات محرمانه و یا تحریف اطلاعات (پنهان کردن اطلاعات) صورت می­گیرد. حال اگر هموارسازی با هدف تحریف و پنهان کردن اخبار بد انجام گیرد، تودة اخبار منفی انباشت شده که با انتشار حجم زیاد این اخبار در دوره‏های آتی، منجر به تغییرات ناگهانی قیمت سهام خواهد شد (چن[4] و همکاران، 2017).

تغییرات ناگهانی قیمت سهام به دو صورت سقوط و جهش قیمت سهام رخ می­دهد. با توجه به اهمیتی که سرمایه­گذاران برای بازده سهام خود قائل هستند، پدیده سقوط قیمت سهام که منجر به کاهش شدید بازده سهام می­شود، در مقایسه با جهش، بیشتر مورد توجه قرار می­گیرد (هاتن[5] و همکاران، 2009). در راستای مبانی مطرح‌شده، سودمندی یا عدم سودمندی هموارسازی برای شرکت و سرمایه­گذاران به ‌عنوان یک سؤال مطرح است، به ‌طوری‌که با توجه به اهداف و انگیزه­های مدیریت می­تواند منجر به کاهش و یا افزایش ریسک سقوط قیمت سهام گردد (چن و همکاران، 2017). همچنین، شواهدی در مورد رابطة معکوس بین مالکان نهادی و سقوط قیمت سهام در آینده وجود دارد و چنین استدلال می­شود که سرمایه­گذاران نهادی از طریق نظارت بر مدیریت مانع از انباشته شدن اخبار بد در شرکت می­شوند (کالن و فانگ[6]، 2013) و با محدود نمودن رفتارهای فرصت­طلبانة مدیریت در گزارشگری مالی می­توانند رابطة بین هموارسازی سود و ریسک سقوط قیمت سهام را تعدیل ­نمایند (چن و همکاران، 2017). لذا، هدف پژوهش حاضر تعیین تأثیر هموارسازی سود بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام و همچنین بررسی تأثیر تعدیل­گر مالکیت نهادی بر رابطة آن­هاست.

 

پیشینة نظری پژوهش

مدیران شرکت‌ها به دلایل و انگیزه‌های مختلفی اقدام به هموار­سازی سود می‌نمایند. انتقال اطلاعات دربارة سود دوره‌های آتی، تحریف سود، افزایش رفاه سهامداران، افزایش رفاه مدیریت از جمله آن دلایل و انگیزه‌ها است (هاشمی و صمدی، 1388). با توجه به انگیزه‌های مدیریت واحدهای تجاری برای هموارسازی سود، دو دیدگاه متضاد مطرح می‌شود، یکی از این دیدگاه‌ها بیان می‌کند، مدیران به‌ منظور دستیابی به پاداش یا حفظ موقعیت شغلی خود اقدام به هموارسازی­ سود می‌کنند. در نتیجه هموار­سازی سود، تحریف در سود است و اطلاعات گمراه‏کننده در اختیار استفاده­کنندگان صورت‌های مالی و بازار قرار خواهد داد (جایرمن[7]، 2008). در این دیدگاه، چنین متصور می­شود که مدیران در راستای انگیزه­ها و منافع شخصی خود تمایل دارند تا از انتشار اخبار بد خودداری کرده و آن­ها را در داخل شرکت انباشت نمایند. نگهداشت اخبار بد، توسط مدیران تا یک آستانة معین ادامه می­یابد و زمانی که به نقطة اوج رسید، تداوم به عدم افشای آن غیرممکن و پرهزینه بوده و مدیر مجبور به افشای آن خواهد شد. متعاقباً حجم عظیمی از اخبار بد یک‌باره وارد بازار شده و به سقوط قیمت سهام منجر خواهد شد (هاتن و همکاران، 2009؛ چن و همکاران، 2017). در مقابل، در دیدگاه دوم چنین استدلال می‌شود که هموار­سازی سود به ‌عنوان ابزاری برای مدیران در راستای انتقال اثربخش اطلاعات محرمانه دربارۀ عملکرد آتی شرکت است (چانی[8] و همکاران، 1995). از این‏رو، در این دیدگاه هموارسازی دارای محتوای اطلاعاتی زیادی برای سرمایه­گذاران بوده (تاکر و زاروئین[9]، 2006؛ بادرتسچر[10] و همکاران، 2012) و با توجه به انتشار اطلاعات محرمانۀ شرکت (حاوی اخبار خوب و اخبار بد) و ممانعت از انباشت اخبار بد در داخل شرکت منجر به کاهش ریسک سقوط آتی قیمت سهام خواهد شد (چن و همکاران، 2017).

یکی دیگر از عوامل مهم و مؤثر بر ریسک سقوط قیمت سهام که در مطالعات پیشین مورد توجه قرارگرفته نقش سهامداران نهادی است (کیم[11] و همکاران، 2011؛ کالن و فانگ، 2013؛ چن و همکاران، 2017). سرمایه­گذاران نهادی از طریق جمع­آوری اطلاعات و قیمت‏گذاری به‌طور ضمنی و از طریق ادارة نحوة عمل شرکت، به‌طور صریح بر شرکت نظارت می­کنند. سهامداران نهادی در تجزیه‌ و تحلیل اطلاعات دورة جاری برای پیش­بینی عملکرد آتی توانایی بیشتری داشته و از تحلیل­گران بیشتری نیز استفاده می­کنند؛ بنابراین، در مورد شرکت‏هایی که سهامداران نهادی بیشتری دارند قیمت سهام دارای محتوای اطلاعاتی زیادی دربارة عملکرد آتی واحد تجاری خواهد بود (جیامبالو[12] و همکاران، 2002). سرمایه­گذاران نهادی از طریق نظارت بر مدیریت مانع از انباشته شدن اخبار بد در شرکت می­شوند و به دلیل برقراری یک جریان روان اطلاعاتی، سرمایه­گذاران به‌راحتی می­توانند عملکرد شرکت را مورد ارزیابی قرار دهند. در نتیجه، احتمال سقوط قیمت سهام در شرکت­های با ساز و کارهای نظارتی قوی تضعیف می­شود (کیم و همکاران، 2011؛ کالن و فانگ، 2013).

در راستای مبانی مطرح‌شده، وجود سهامداران نهادی منجر به محدود شدن رفتارهای فرصت‏طلبانة مدیریت در گزارشگری مالی می­گردد و با توجه به اینکه هموارسازی سود می‏تواند به‌قصد تحریف انجام گیرد، انتظار می­رود که ارتباط مثبت بین هموارسازی سود و ریسک سقوط برای شرکت­های با سهامداران نهادی بالا مقدار ضعیفی باشد. در مقابل، در دیدگاه دوم هموارسازی سود که دلالت بر انتقال اطلاعات محرمانه دارد، انتظار می­رود اثر منفی هموارسازی سود بر ریسک سقوط قیمت سهام، در شرکت­های با سهامداران نهادی بالا تقویت گردد (چن و همکاران، 2017).

 

پیشینة تجربی پژوهش

مطالعات انجام ‌شده در ارتباط با هموارسازی سود را می‌توان به دو دسته کلی طبقه‌بندی نمود. نتایج برخی پژوهش‌ها به نقش هموارسازی در انتقال اطلاعات و افزایش محتوای اطلاعاتی سود سندیت می‌دهد. به‌عنوان‌مثال تاکر و زاروئین (2006)، رحمانی و بشیری‌منش (1390) و هاشمی و صمدی (1388) نشان دادند که هموارسازی سود قدرت پیش­بینی سرمایه­گذاران را افزایش داده و باعث می‌شود تا اطلاعات بیشتری از سود‌های آتی در قیمت سهام منعکس شود. در دیدگاه مقابل حقیقت و رایگان (1387) به شیوه مشابه نشان دادند که هموارسازی سود منجر به کاهش رابطة بازده جاری سهام و سود‌های آتی شده و لذا هموارسازی به‌قصد تحریف اطلاعات انجام‌شده است. چن و همکاران (2017) نیز نشان دادند که احتمال سقوط آتی قیمت سهام در شرکت‌هایی با درجه بالاتری از هموارسازی بیشتر است. به بیانی دیگر هموارسازی با قصد انباشت اخبار بد و محرمانه انجام‌گرفته است که درنهایت پس از گذر میزان اخبار انباشت شده از نقطه اوج، آشکارا شدن یک‌باره آن‌ها در سال­های آتی، منجر به سقوط قیمت سهام گردیده است.

در ارتباط بین ریسک سقوط قیمت سهام و مالکیت نهادی، کالن و فانگ (2013) نشان دادند، شواهد محکمی در مورد رابطه معکوس بین مالکان نهادی و سقوط قیمت سهام در آینده وجود دارد و چنین استدلال کردند که سرمایه­گذاران نهادی از طریق نظارت بر مدیریت مانع از انباشته شدن اخبار بد در شرکت می­شوند. در این راستا، نتایج چن و همکاران (2017) نیز حاکی از آن است که در شرکت­های با سهامداران نهادی بالا ارتباط مثبت بین هموارسازی سود و ریسک سقوط قیمت سهام مقدار ضعیفی است به عبارتی مالکان نهادی اثر تحریفی هموارسازی سود را کاهش می‌دهد.

شماری دیگری از مطالعات، ویژگی‏های دیگر سود که می‏تواند با ریسک سقوط قیمت سهام مرتبط باشد را بررسی نموده‏اند. به عنوان نمونه، در ارتباط با ریسک سقوط قیمت سهام هاتن و همکاران (2009) و فروغی و همکاران (1390) به بررسی تأثیر عدم شفافیت سود بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام پرداختند و نشان دادند بین عدم شفافیت اطلاعات مالی و ریسک سقوط قیمت سهام رابطة مستقیم وجود دارد. آن­ها با استفاده از عدم شفافیت سود (بر مبنای اقلام تعهدی) به تفسیر تمایل عمومی شرکت­ها در نگهداری اطلاعات و بررسی ارتباط آن با ریسک سقوط آتی قیمت سهام پرداختند. به بیانی، آن­ها در پژوهش خود عدم شفافیت گزارشگری مالی را بر مبنای اقلام تعهدی و بدون توجه به جریان­های نقدی اندازه گرفتند. این در حالی است که لی[13] (2012) پژوهش خود نشان داد، جریان نقدی عملیاتی یک معیار مهم در ارزیابی عملکرد است که می‏تواند توسط گروه مدیریت، مدیریت شود. یافته­های چنگ[14] و همکاران (2014) حاکی از رابطة مستقیم و معنادار بین عدم شفافیت جریان نقدی عملیاتی و ریسک سقوط قیمت سهام است. فخاری و حسینی (1392) نیز نشان دادند که بین جریان­های نقدی عملیاتی و ریسک سقوط قیمت سهام رابطة منفی وجود دارد.

شماری از پژوهشگران نیز تأثیر عواملی همچون کیفیت افشا، محافظه‏کاری، گزارشگری مالی متهوارانه را با ریسک سقوط قیمت سهام بررسی نمودند. به عنوان نمونه، سونگ[15] (2015) در بررسی تأثیر افشای حسابداری بر همزمانی قیمت سهام و ریسک سقوط قیمت نشان داد که اگر شرکت­ها سیاست افشای حسابداری بهتری داشته باشند، هم‌زمانی قیمت سهام و ریسک سقوط قیمت پایین­تری خواهند داشت. همچنین، حیدری و عبدی (1395) در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که کیفیت افشای بالاتر با ریسک سقوط قیمت سهام پایین­تری مرتبط است. دیدار و همکاران (1396) به این نتیجه رسیدند که افشای اختیاری اطلاعات تأثیر معناداری بر ریسک سقوط قیمت سهام ندارد. کیم[16] و ژانگ (2010) نیز نشان دادند که محافظه­کاری به‌عنوان یک ویژگی کیفی از اطلاعات حسابداری منجر به کاهش سقوط قیمت سهام می­گردد. رضازاده و بکشلو (1393) بیان می­کنند که گزارشگری مالی متهورانه با به تأخیر انداختن گزارش اخبار بد و گزارش اخبار خوب با سرعت عمل بالا به آگاهی­بخشی قیمت سهام آسیب می­زند.

تعدادی از پژوهش‏ها نیز رابطة بین جنبه‏های فردی مدیریت و تعارض‏های نمایندگی را مورد مطالعه قرار داده‏اند. در این رابطه، کیم و ژانگ (2014) با بررسی ارتباط بین اطمنیان بیش از حد مدیریت و ریسک سقوط قیمت سهام نشان دادند پس از کنترل مدیریت سود که می‏تواند ناشی از مسائل نمایندگی باشد، ویژگی‏ اطمینان بیش از حد مدیریت، احتمال ریسک سقوط قیمت سهام را افزایش می‏دهد. حیدری و همکاران (1396) به بررسی تأثیر تعارض‏های نمایندگی بر ریسک سقوط قیمت سهام پرداختند. نتایج نشان دادد، بین هزینه‏های نمایندگی نشئت گرفته از جدایی مالکیت از مدیریت و ریسک سقوط قیمت سهام ارتباط معناداری وجود ندارد. خواجوی و رحمانی (1397) در بررسی اثر خودشیفتگی مدیران بر خطر سقوط قیمت سهام، نشان دادن که دو شاخص هورمون تستوسترون مدیران و پاداش نقدی اختصاص یافته به مدیران با یک معیار ریسک سقوط تاثیر مثبتی بر خطر سقوط قیمت سهام دارند، ولی با معیار دوم تاثیر منفی بر خطر سقوط قیمت سهام دارند.

به صورت کلی می‏توان عنوان داشت، طی چند سال اخیر پژوهش‏های مختلفی در رابطه با عوامل مؤثر بر ریسک سقوط قمیت سهام انجام شده است که اشاره به نتایج این مطالعات در حوصلة یک مقاله نمی‏گنجد. با این وجود، نتایج شماری از پژوهش‏ها که تا حدودی مرتبط با موضوع پژوهش حاضر بود به صورت کوتاه در مطالب فوق مورد اشاره قرار گرفت. نتایج شماری از بررسی‏ها نیز به صورت موردی (خارج از حوزة مطالعة پژوهش حاضر) و خلاصه در ادامه بیان گردیده است. به عنوان نمونه، برادران حسن­زاده و تقی­زاده خانقاه (1397) به این نتیجه رسیدند که استراتژی متنوع‌سازی شرکتی بر خطر سقوط قیمت سهام تأثیر مثبت دارد. چنگ[17] و همکاران (2018) بیان می­کنند که اجتناب مالیاتی حاصل شده از بی­ثباتی درآمد، روشی برای پیش­بینی ریسک سقوط آتی قیمت است. بن نصر و قوما[18] (2018) در طی پژوهشی به این نتیجه رسیدند که سطح بالایی از استانداردهای رفاه کارکنان به ریسک سقوط آتی قیمت سهام کمک می­کند. هو و وانگ[19] (2018) در پژوهش خود نشان دادند که روابط سیاسی شرکتی به کاهش ریسک سقوط آتی قیمت سهام منجر می­گردد.

 

فرضیه­های پژوهش

همانطور که در مبانی نظری پژوهش بیان شد، دو دیدگاه متضاد نسبت به هموارسازی سود توسط مدیریت مطرح است. در دیدگاه اول چنین بیان می­شود که مدیران به‌منظور دستیابی به پاداش یا حفظ موقعیت شغلی خود اقدام به هموار­سازی­ سود می‌کنند. در نتیجه هموار­سازی سود، تحریف در سود است و اطلاعات گمراه­کننده در اختیار استفاده­کنندگان صورت‌های مالی و بازار قرار خواهد داد. عدم انتشار به موقع اخبار بد و انباشت آن در داخل شرکت منجر خواهد شد تا در آینده این اخبار به یک­باره وارد بازار شده و سقوط قیمت سهام را در پی داشته باشد.

در مقابل، در دیدگاه دوم چنین بیان می‌شود که هموار­سازی سود به‌عنوان ابزاری برای مدیران در راستای انتقال اثربخش اطلاعات محرمانه دربارۀ عملکرد آتی شرکت است. از این‏رو، در این دیدگاه هموارسازی دارای محتوای اطلاعاتی زیادی برای سرمایه­گذاران بوده و با توجه به انتشار اطلاعات محرمانۀ شرکت (حاوی اخبار خوب و اخبار بد) و ممانعت از انباشت اخبار بد در داخل شرکت منجر به کاهش ریسک سقوط آتی قیمت سهام خواهد شد. بنابراین، اگر هموارسازی سود به قصد تحریف اطلاعات باشد، به سقوط قیمت سهام منجر خواهد شد و اگر به قصد انتقال اطلاعات باشد، کاهش سقوط قیمت سهام را در پی خواهد داشت. در این ­راستا، فرضیۀ اول پژوهش به شرح زیر تدوین می­گردد:

ü     فرضیۀ اول: هموارسازی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام تأثیر دارد.

پیرو مبانی نظری مطرح شده، سرمایه­گذاران نهادی در شرکت نقش نظارتی فعالی دارند، این سهامداران در تجزیه‌ و تحلیل اطلاعات توانایی بیشتری داشته و از تحلیل­گران بیشتری نیز استفاده می­کنند. از این­رو، در شرکت­های با میزان بالای مالکان نهادی، قیمت سهام دارای محتوای اطلاعاتی زیادی است. سرمایه­گذاران نهادی از طریق نظارت بر مدیریت مانع از انباشت اخبار بد در داخل شرکت می­شوند و به دلیل برقراری یک جریان روان اطلاعاتی، سرمایه­گذاران به‌راحتی می­توانند عملکرد شرکت را مورد ارزیابی قرار دهند. در نتیجه، احتمال سقوط قیمت سهام در شرکت­های با سازوکارهای نظارتی قوی تضعیف می­شود. پیرو این مبانی، فرضیۀ دوم پژوهش بشرح زیر تدوین می­گردد:

ü     فرضیۀ دوم: درصد مالکیت نهادی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام تأثیر دارد.

همچنین، وجود سهامداران نهادی منجر به محدود شدن فرصت­طلبی مدیریتی در گزارشگری مالی می­گردد و با توجه به اینکه هموارسازی سود  (هموارسازی به‌قصد تحریف) یکی از پیامدهای گزارشگری مالی فرصت­طلبانه است، انتظار می­رود ارتباط مثبت بین هموارسازی سود و ریسک سقوط برای شرکت­های با سهامداران نهادی بالا، مقدار ضعیفی باشد. در مقابل، در دیدگاه دوم هموارسازی سود که دلالت بر انتقال اطلاعات محرمانه دارد، انتظار می­رود اثر منفی هموارسازی سود بر ریسک سقوط قیمت سهام، در شرکت­های با سهامداران نهادی بالا تقویت گردد. در این ­راستا، فرضیۀ سوم پژوهش به شرح زیر تدوین می­گردد:

ü     فرضیۀ سوم: درصد مالکیت نهادی بر رابطة بین هموارسازی سود و ریسک سقوط آتی قیمت سهام تأثیر دارد.

 

روش­ پژوهش

پژوهش حاضر از نظر هدف کاربردی بوده و روش مورد استفاده همبستگی است. داده‌های مورد نیاز و اطلاعات مالی، از طریق مراجعه به صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار و بانک­ اطلاعاتی ره‌آورد نوین جمع­آوری شده است.

جامعة آماری شامل کلیة شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده و قلمرو زمانی پژوهش، سال‌های 1386 تا 1392 است. از آنجایی‌که در الگوی‌های رگرسیونی مورد استفاده اطلاعات پنج سال قبل و دو سال بعد نیز جزو متغیرهای مورد مطالعه است، از این‌رو، اطلاعات و داده‌های مورد نیاز برای دورة زمانی 1381 تا 1394 جمع‌آوری ‌شده است. در این پژوهش، حجم جامعة غربال‌شده برابر تعداد شرکت‌های موجود در جامعة آماری است که بایستی، به‌منظور قابل ‌مقایسه بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفندماه باشد؛ طی بازة زمانی پژوهش، سال مالی خود را تغییر نداده باشد؛ معاملات سهام شرکت طی دورة پژوهش، بیش از 3 ماه متوقف نشده باشد؛ کلیة داده‌های مورد نیاز برای شرکت‌های مورد بررسی موجود و در دسترس باشد؛ جزو شرکت‌های واسطه­گری مالی[20] (بانک‌ها، سرمایه­گذاری و لیزینگ) نباشد. با توجه به معیارهای عمومی ذکر شده، 102 شرکت به عنوان نمونة نهایی پژوهش انتخاب گردید. به‌منظور آزمون فرضیه‌ها (در سطح اطمینان 95 درصد) از الگوی رگرسیونی با استفاده از نرم‌افزارهای Eviews8 و Stata13 استفاده شد.

 

الگوی‌ آزمون فرضیه­های پژوهش

به‌منظور آزمون فرضیه­های اول، دوم و سوم، مشابه با پژوهش­ چن و همکاران (2017) از الگوی­های رگرسیونی زیر استفاده‌شده است.

الگوی (1)

 

الگوی (2)

 

الگوی (3)

 

: ریسک سقوط آتی قیمت سهام است که برای اندازه­گیری آن از سه معیار مشروح ( ) استفاده ‌شده است. : هموارسازی سود. : سهامداران نهادی. : متغیرهای کنترلی.

جهت بررسی تأثیر هموارسازی سود بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام ضریب  در الگوی (1) و برای بررسی تأثیر مالکیت نهادی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام ضریب  در الگوی (2) و همچنین جهت بررسی تأثیر تعدیل­گر مالکیت نهادی بر رابطه بین هموارسازی و ریسک سقوط قیمت سهام در الگوی (3) ضریب  بررسی می­شود. درصورتی‌که این ضرایب در سطح اطمینان 95 درصد معنادار باشند، دلیلی بر رد فرضیه­های پژوهش وجود ندارد.

با توجه به اینکه برای اندازه­گیری متغیر وابسته پژوهش از سه معیار استفاده‌شده است، الگوهای (1)، (2) و (3) نیز با استفاده از هر معیار به‌طور جداگانه برآورد شده است. در برآورد الگو با استفاده از معیار  بسته به ماهیت صفر و یکی بودن این معیار از الگوی رگرسیون لاجیت و برای بررسی اعتبار و قدرت توجیه الگوی از آزمون هاسمر – لمشو و ضریب تعیین مک فادن استفاده‌شده است. در برآورد الگو با دو معیار دیگر ریسک سقوط قیمت سهام ( ) از الگوی رگرسیون معمولی و به‌منظور انسجام نتایج در برآورد پارامترهای الگوی، مواردی همچون ناهمسانی واریانس (با آزمون راست­نمایی (LR))، عدم وجود هم­خطی (با آزمون تورم واریانس (VIF)) و عدم وجود خودهمبستگی بین باقیمانده­ها (با آزمون وولدریج (Wooldridge)) بررسی‌شده است. برای رفع مشکل ناهمسانی واریانس از روش حداقل مربعات تعمیم­یافته استفاده شد.

 

متغیرهای پژوهش

متغیر وابستة پژوهش، ریسک سقوط قیمت سهام است که با سه معیار ( )، ( ) و ( ) و برای افق زمانی دو سال آتی به شرح زیر اندازه­گیری می‏گردد:

طبق تعریف هاتن و همکاران (2009) و کیم و همکاران (2011) اگر قیمت سهم شرکتی در دورة تحت بررسی دچار کاهش شدید شده باشد، قیمت سهم آن شرکت در آن دوره سقوط کرده است. از آنجا که ممکن است کاهش­های شدید قیمت سهم درنتیجة کاهش عمومی قیمت‏ها در بازار باشد، باید به وضعیت عمومی بازار نیز توجه داشت و کاهش شدید بازده سهم را در مقایسه با بازدهی بازار معنی کرد. به همین منظور برای محاسبة بازده خاص شرکت از الگوی رگرسیون سری زمانی به شرح الگوی (4) استفاده‌شده است.

           الگوی 4)

 

در این رابطه  بازدهی ماهانة شرکت،  بازدهی ماهانة بازار و  معرف ماه­های سال است. باقیمانده­های الگوی (4) بازده خاص شرکت نسبت به بازار را نشان می­دهند که برای نزدیک کردن توزیع آن­ها به توزیع نرمال از رابطة (1) استفاده ‌شده است.

رابطة 1)

 

در رابطة (1)،  بازده خاص شرکت است. طبق این تعریف با فرض نرمال بودن توزیع بازده­های خاص، دورة سقوط دوره­ای است که طی آن بازده خاص شرکت، 3.09 انحراف معیار کمتر از میانگین بازده خاص آن باشد.

 متغیری مجازی است که اگر شرکت طی دو سال آتی حداقل یک دورة سقوط را تجربه کرده باشد، مقدار آن برابر یک و در غیر این صورت صفر خواهد بود.

برای اندازه­گیری معیار دوم ( ) ابتدا میانگین بازده خاص شرکت­ها محاسبه و سپس داده­های مربوط به آن به دو دسته کمتر از میانگین و بیشتر از میانگین تفکیک‌ شده و واریانس هر کدام به ‌طور مجزا محاسبه گردید. سپس برای محاسبة  از رابطة (2) استفاده ‌شده است.

رابطة 2)

 

در این رابطه  برابر با واریانس مشاهدات کمتر از میانگین  و نشان‌ دهنده واریانس مشاهدات بزرگ­تر از میانگین برای بازده خاص شرکت i در دو سال آتی است.

معیار سوم ( ) معرف چولگی منفی بازده ماهانة خاص شرکتi  ( ) در دو سال آتی بوده و از رابطة (3) محاسبه‌شده است.

         رابطة 3)

(-(n(  

در این رابطه n تعداد ماه­هایی است که بازده آن­ها محاسبه‌شده است.

 

متغیر مستقل

متغیر مستقل پژوهش حاضر هموارسازی سود ( ) است که به پیروی از فرانسیس[21] و همکاران (2004) به شرح رابطة (4) محاسبه می‌شود.

رابطة 4)

 

ISi,t: به ‌عنوان، نسبت نوسانات درآمد با توجه به نوسانات جریان‌های نقدی در طول بازة زمانی پنج‌ساله اخیر اندازه‌گیری می‌شود. هرچه حاصل این کسر بزرگ‌تر باشد، هموارسازی بیشتر صورت گرفته است.  سود قبل از اقلام غیرمترقبه در سال t. : جریان‌های نقدی عملیاتی منهای جریان‌های نقدی اقلام غیرمترقبه در سال t. : مجموع دارایی‌ها در سال t-1.

 

متغیر تعدیل­گر

متغیر تعدیل­گر پژوهش حاضر سهامداران نهادی ( ) است، نهادی بودن سهامداران نهادی بر مبنای استاندارد حسابداری شمارۀ 20 ایران و بیانیۀ 18 هیئت اصول حسابداری تعیین‌شده است. بر اساس بیانیۀ مذکور سرمایه­گذاری مستقیم یا غیرمستقیم در دست‌کم 20 درصد سهام با حق رأی واحد سرمایه پذیر، به اعمال‌نفوذ مؤثر درآن‌واحد منجر می­شود (فروغی و همکاران، 1390). این متغیر به‌عنوان درصد مالکیت سهامداران نهادی در پایان سال t است.

 

متغیرهای کنترلی

مهم­ترین متغیر کنترلی در این پژوهش مدیریت سود است که هم شاخصی از انگیزه­های نمایندگی و هم معیاری برای شفاف نبودن اطلاعات محسوب می­گردد. برای اندازه­گیری مدیریت سود از معیار اقلام تعهدی اختیاری بر اساس الگوی تعدیل شده جونز استفاده‌شده است. در این الگوی اقلام تعهدی اختیاری از تفاوت کل اقلام تعهدی و اقلام تعهدی غیراختیاری به دست می­آید. بدین منظور ابتدا الگوی رگرسیونی شماره (5) به روش مقطعی سالانه برآورد شده و سپس با استفاده از پارامترهای برآورد شده از آن، برای محاسبه اقلام تعهدی غیراختیاری برای هر سال-شرکت از رابطه (5) استفاده‌شده است.

 

الگوی 5)

 

 رابطة 5)

 

: مجموع اقلام تعهدی شرکت i در پایان سال t، مجموع اقلام تعهدی، از تفاوت سود خالص و جریان وجوه نقد عملیاتی محاسبه‌شده است. : مجموع دارایی­ها در سال t-1.

: تغییر در فروش خالص شرکت در سال t نسبت به سال قبل. : خالص دارایی­های ثابت شرکت i در پایان سال t. : جمع اقلام تعهدی غیراختیاری شرکت i در سال t. : تغییر در حساب­های دریافتنی شرکت i در سال t نسبت به سال قبل.

درنهایت معیار مدیریت سود (عدم شفافیت) به‌صورت قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری با استفاده از رابطه (6) محاسبه‌شده است.

رابطه 6)

  

:معیار مدیریت سود (عدم شفافیت) است که به پیروی از چن و همکاران (2017) از مجموع سه سال اخیر این معیار استفاده‌شده است.

همچنین، با استناد به نتایج هاتن و همکاران (2009) مبنی بر رابطه غیرخطی بین مدیریت سود و سقوط قیمت سهام، علاوه بر مدیریت سود، توان دوم آن نیز در الگوی نهایی کنترل‌شده است.

سایر متغیرهای کنترلی پژوهش به پیروی از هاتن و همکاران (2009) و چن و همکاران (2017):

: بازده دارایی‌های شرکت i که عبارت است از نسبت سود خالص به مجموع دارایی‏های شرکت در ابتدای سال. : اهرم مالی که عبارت است از نسبت کل بدهی­ها به کل دارایی­های شرکت i در پایان سال. : اندازه شرکت، عبارت از لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام شرکت i. : نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام طی سال t.

میانگین ( )، انحراف معیار ( )  و چولگی منفی ( ) بازده ماهانه خاص شرکت طی سال t.

 

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی: آمار توصیفی متغیرهای پژوهش به‌صورت خلاصه در نگارة (1) نشان داده‌شده است.

نگارة (1). آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیرها

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف‌معیار

معیار دوم ریسک سقوط

223/0-

228/0-

634/1

454/2-

54/0

معیار سوم ریسک سقوط

241/0-

221/0-

285/4

536/4-

169/1

هموارسازی سود

582/2

731/1

648/22

091/0

644/2

درصد مالکیت نهادی

227/50

85/52

71/98

0

891/28

میانگین بازده خاص شرکت

002/0-

001/0-

068/0

066/0-

01/0

انحراف معیار بازده خاص شرکت

037/0

033/0

289/0

0

024/0

چولگی منفی بازده خاص شرکت

28/0-

278/0-

285/4

536/4-

287/1

عدم شفافیت

386/0

296/0

178/4

021/0

322/0

اهرم مالی

565/0

56/0

701/1

118/0

183/0

اندازه شرکت

61/26

481/26

021/31

169/23

393/1

ارزش بازار به ارزش دفتری

774/1

505/1

438/13

092/44-

207/2

بازده دارایی­ها

149/0

12/0

528/1

277/0-

156/0

فراوانی متغیر مجازی معیار اول ریسک سقوط

معیار اول ریسک سقوط

یک

صفر

جمع

61

653

714

منبع: یافته‏های پژوهش

آزمون ناهمسانی واریانس­ها

از مهم­ترین فروض الگوی رگرسیون خطی این است که اجزای اخلال ظاهر شده در تابع رگرسیون، دارای واریانس همسان هستند. معمولا برای برررسی ناهمسانی واریانس­ها از آزمون ناهمسانی واریانس (LR) استفاده می­گردد. نتایج این آزمون بشرح نگارۀ (2) ارائه می­گردد.

نگارۀ (2). نتایج آزمون ناهمسانی واریانس (LR)

الگوی

مقدار آماره

معناداری

نتیجه

الگوی آزمون فرضیه­ اول (معیار )

88/309

000/0

ناهمسان

الگوی آزمون فرضیه­ اول (معیار )

07/410

000/0

ناهمسان

الگوی آزمون فرضیه­ دوم (معیار )

84/314

000/0

ناهمسان

الگوی آزمون فرضیه­ دوم (معیار )

02/413

000/0

ناهمسان

الگوی آزمون فرضیه­ سوم (معیار )

65/314

000/0

ناهمسان

الگوی آزمون فرضیه­ سوم (معیار )

25/412

000/0

ناهمسان

منبع: یافته‏های پژوهش

با توجه به اینکه در همه الگوی­ها نتایج آزمون ناهمسانی واریانس گویای مشکل ناهمسانی واریانس­ها بود. بنابراین، برای رفع مشکل از روش حداقل مربعات تعمیم یافته (GLS) در الگوی­های نهایی رگرسیون استفاده شد.

 

آزمون خودهمبستگی

از فروض مهم الگوی کلاسیک خطی این است که خودهمبستگی یا خودهمبستگی سریالی بین اجزاء اخلالی که در تابع رگرسیون جامعه وارد می­شود، وجود ندارد. معمولاً جهت برررسی مشکل خودهمبستگی سریالی بین باقیمانده­های الگوی­ از آزمون وولدریج (Wooldridge) استفاده می­شود. نتایج آزمون وولدریج به­صورت خلاصه در نگارۀ (3) ارائه شده است.

نگارۀ (3). نتایج آزمون خودهمبستگی (Wooldridge)

الگوی

مقدار آماره

معناداری

نتیجه

الگوی آزمون فرضیه­ اول (معیار )

895/0

38/0

مشکل خودهمبستگی ندارد

الگوی آزمون فرضیه­ اول (معیار )

121/1

33/0

مشکل خودهمبستگی ندارد

الگوی آزمون فرضیه­ دوم (معیار )

914/0

376/0

مشکل خودهمبستگی ندارد

الگوی آزمون فرضیه­ دوم (معیار )

111/1

332/0

مشکل خودهمبستگی ندارد

الگوی آزمون فرضیه­ سوم (معیار )

914/0

375/0

مشکل خودهمبستگی ندارد

الگوی آزمون فرضیه­ سوم (معیار )

103/1

334/0

مشکل خودهمبستگی ندارد

منبع: یافته‏های پژوهش

نتایج آزمون وولدریج در نگارۀ (3) حاکی از عدم وجود خودهمبستگی سریالی بین باقی­مانده­های الگوی­ها است. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسون در جداول مربوط به نتایج تخمین­ها می­تواند نشان از عدم وجود مشکل در برآوردهای نهایی باشد.

 

آزمون همخطی

از فروض الگوی رگرسیون خطی این است که بین متغیرهای توضیحی (Xها) همخطی وجود نداشته باشد. برای بررسی همخطی بین متغیرهای مستقل پژوهش آزمون تورم واریانس (VIF) بررسی می­گردد. درصورتی که مقادیر VIF کمتر از 5 باشد بین متغیرهای مستقل پژوهش هم­خطی شدید وجود ندارد. نتایج این آزمون در نگارۀ (4) ارائه شده است. با توجه به اینکه مقادیر VIF کمتر از 5 است بنابراین، بین متغیرهای مستقل پژوهش همخطی شدید وجود ندارد.

نگارۀ (4). نتایج آزمون همخطی (VIF)

متغیرها

VIF

1/VIF

نتیجه

هموارسازی سود

21/1

823/0

عدم وجود مشکل همخطی

درصد مالکیت نهادی

14/1

88/0

عدم وجود مشکل همخطی

میانگین بازده خاص شرکت

08/1

927/0

عدم وجود مشکل همخطی

انحراف معیار بازده خاص شرکت

1/1

908/0

عدم وجود مشکل همخطی

چولگی منفی بازده خاص شرکت

03/1

968/0

عدم وجود مشکل همخطی

عدم شفافیت

09/2

479/0

عدم وجود مشکل همخطی

توان دوم معیار مدیریت سود

87/1

534/0

عدم وجود مشکل همخطی

اهرم مالی

59/1

63/0

عدم وجود مشکل همخطی

اندازه شرکت

19/1

841/0

عدم وجود مشکل همخطی

ارزش بازار به ارزش دفتری

15/1

871/0

عدم وجود مشکل همخطی

بازده دارایی­ها

89/1

529/0

عدم وجود مشکل همخطی

منبع: یافته‏های پژوهش

 

انتخاب الگوی مناسب برآورد الگوی­ها

در برآورد روابط مربوط به آزمون فرضیه‌ها با استفاده از داده‌های ترکیبی، برای تعیین نوع داده‌های ترکیبی (تابلویی یا تلفیقی) از آزمون F لیمر (چاو) و همچنین برای تعیین اثرات ثابت یا اثرات تصادفی داده­های تابلویی از آزمون هاسمن استفاده‌ می­شود (افلاطونی، 1394). نتایج این آزمون­ها در نگارۀ (5) ارائه می­گردد.

نگارۀ (5). نتایج آزمون F لیمر (چاو)

آزمون

F لیمر

روش

مقدار آماره

معناداری

الگوی آزمون فرضیه­ اول (معیار  )

16/1

151/0

تلفیقی

الگوی آزمون فرضیه­ اول (معیار  )

032/1

403/0

تلفیقی

الگوی آزمون فرضیه­ دوم (معیار  )

128/1

2/0

تلفیقی

الگوی آزمون فرضیه­ دوم (معیار  )

006/1

469/0

تلفیقی

الگوی آزمون فرضیه­ سوم (معیار  )

145/1

172/0

تلفیقی

الگوی آزمون فرضیه­ سوم (معیار  )

01/1

458/0

تلفیقی

منبع: یافته‏های پژوهش

نتایج آزمون F لیمر در نگارۀ (5) حاکی از تلفیقی بودن داده­ها است، ازاین­رو، نیازی به اجرای آزمون هاسمن نمی­باشد.

 

آزمون فرضیۀ اول پژوهش

نتایج آزمون فرضیة اول پژوهش مبنی بر تأثیر هموارسازی سود بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام با استفاده از معیار اول ریسک سقوط ( ) و الگوی رگرسیون لاجیت و همچنین معیار دوم ( ) و سوم ( ) به روش حداقل مربعات تعمیم­یافته به‌صورت خلاصه در نگارة (6) ارائه گردیده است.

نتایج حاصل از برآورد الگوی­ها نشان می­دهد که با هر سه معیار الگوی در سطح اطمینان موردنظر (95 درصد) معنی‌دار است. برآورد الگوی مربوط به معیار اول حاکی از آن است که مقدار ضریب تعیین مک فادن برابر با 121/0 بوده و نشان می‌دهد حدود 12 درصد تغییرات متغیر وابسته را مجموعه متغیرهای توضیحی توجیه می‌کند. همچنین، مقدار کای اسکوار آزمون هاسمر- لمشو که مقادیر پیش‌بینی‌شده توسط الگوی را با مقادیر واقعی مقایسه کرده است، برابر با 887/5 بوده و از مقدار بحرانی جدول کمتر است لذا، نتیجه آزمون هاسمر نشان می­دهد که خطای پیش­بینی­ها معنادار نبوده و فرض صفر این آزمون مبنی بر نکویی برازش الگوی پذیرفته می­شود.

نتایج حاصل از برآورد الگوی رگرسیونی مربوط به معیارهای دوم و سوم ریسک سقوط نشان می­دهد که الگوی با هر دو معیار معنادار است و ضریب تعیین تعدیل‌شده به ترتیب برابر 131/0 و 133/0 بوده و حاکی از آن است که حدود 13 درصد از تغییرات متغیر  و همچنین حدود 13 درصد از تغییرات متغیر  توسط مجموعه متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می­شود. ضریب برآوردی برای متغیر هموارسازی سود با هر سه معیار متغیر وابسته ریسک سقوط منفی و معنادار بوده (به ترتیب، 193/0- ، 011/0- و 025/0-) و نشان می­دهد که هموارسازی منجر به کاهش ریسک سقوط می­گردد. لذا، دلیلی بر رد فرضیة فرضیه اول پژوهش وجود ندارد.

 

 مک – فادن

آزمون هاسمر (معناداری)

آمارۀ LR (معناداری)

دوربین – واتسون

 تعدیل‌شده

ضریب تعیین ( )

آمارۀ F (معناداری)

بازده دارایی­ها

ارزش بازار به ارزش دفتری

اندازه شرکت

اهرم مالی

توان دوم معیار مدیریت سود

عدم شفافیت

چولگی منفی بازده خاص شرکت

انحراف معیار بازده خاص شرکت

میانگین بازده خاص شرکت

هموارسازی سود

عرض از مبدأ

متغیرها

نگارة  (6): تأثیر هموارسازی سود بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام

121/0

887/5 (435/0)

695/50 (000/0)

-

-

-

-

114/1

273/0

411/0-

967/1

283/8-

815/1

248/0

935/18-

17/32

193/0-

341/7

ضریب

معیار اول ( )

799/0

517/2

249/3-

014/2

045/2-

641/2

548/2

484/2-

851/1

45/2-

191/2

آمارۀ z

424/0

011/0

001/0

044/0

04/0

008/0

01/0

013/0

064/0

014/0

028/0

معناداری

-

-

-

87/1

131/0

143/0

755/11 (000/0)

072/0-

006/0

004/0-

134/0

058/0-

179/0

129/0

204/1

163/4

011/0-

214/0-

ضریب

معیار دوم ( )

742/0-

991/0

406/0-

539/1

838/0-

168/3

201/9

777/1

305/3

06/2-

773/0-

آمارۀ t

458/0

322/0

684/0

124/0

402/0

001/0

000/0

075/0

001/0

039/0

439/0

معناداری

-منبع: یافته‏های پژوهش

-

-

892/1

133/0

145/0

998/11 (000/0)

238/0-

005/0

012/0-

112/0

113/0-

347/0

256/0

275/4

402/5

025/0-

065/0-

ضریب

معیار سوم ( )

163/1-

507/0

622/0-

659/0

852/0-

159/3

173/9

046/3

155/2

403/2-

123/0-

آمارۀ t

245/0

612/0

533/0

509/0

394/0

001/0

000/0

002/0

031/0

016/0

901/0

معناداری

آزمون فرضیۀ دوم و سوم پژوهش

نتایج آزمون فرضیة دوم پژوهش مبنی بر تأثیر مالکیت نهادی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام و همچنین، نتایج آزمون فرضیه سوم پژوهش مبنی بر تأثیر تعدیل­گر مالکیت نهادی بر رابطة بین هموارسازی سود و ریسک سقوط آتی قیمت سهام؛ با استفاده از معیار اول ریسک سقوط ( ) با الگوی رگرسیون لاجیت و با معیار دوم ( ) و سوم ( ) ریسک سقوط به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته به‌صورت خلاصه برای فرضیه دوم در نگارة (7) و برای فرضیه سوم در نگارة (8) ارائه گردیده است.

نتایج حاصل از برآورد الگوی­های رگرسیونی مربوط به فرضیة دوم پژوهش نشان می­دهد که الگوی با هر سه معیار معنادار بوده و اعتبار آن تأئید می­شود. مقدار ضریب تعیین مک فادن مربوط به معیار اول نشان می‌دهد که در حدود 13 درصد تغییرات متغیر وابسته را مجموعه متغیرهای توضیحی توجیه می‌کند. همچنین، مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شدة مربوط به معیارهای دوم و سوم نشان‌دهندة این است که در حدود 14 درصد از تغییرات هر دو معیار (  و ) ریسک سقوط قیمت سهام توسط مجموعه متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می­شود. ضریب برآوردی برای متغیر مالکیت نهادی با هر سه معیار متغیر وابسته ریسک سقوط منفی و معنادار بوده (به ترتیب، 01/0-، 001/0- و 003/0-) و نشان می­دهد که مالکیت نهادی منجر به کاهش ریسک سقوط می­گردد. لذا، فرضیة دوم پژوهش با هر سه معیار ریسک سقوط رد نخواهد شد.

نتایج آزمون فرضیة سوم نشان می­دهد که با هر سه معیار ریسک سقوط الگوی معنی‌دار است. مقدار ضریب تعیین مک فادن مربوط به معیار اول برابر با 132/0 بوده و بیان­گر آن است که حدود 13 درصد تغییرات متغیر وابسته را مجموعه متغیرهای توضیحی توجیه می‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نیز حاکی از آن است که حدود 14 درصد از تغییرات متغیر  و  توسط مجموعه متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می­شود. ضریب برآوردی برای متغیر تعدیل­گر مالکیت نهادی ( ) با هیچ‌کدام از معیارهای متغیر وابسته ریسک سقوط معنادار نبوده و نشان می­دهد که مالکیت نهادی بر رابطة بین هموارسازی و ریسک سقوط تأثیر معناداری ندارد. لذا، فرضیة سوم پژوهش با هر سه معیار ریسک سقوط رد می­گردد.

 مک – فادن

آزمون هاسمر (معناداری)

آمارۀ LR (معناداری)

دوربین – واتسون

ضریب تعیین ( )-  تعدیل‌شده

آمارۀ F (معناداری)

بازده دارایی­ها

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

اندازه شرکت

اهرم مالی

توان دوم معیار مدیریت سود

عدم شفافیت

چولگی منفی بازده خاص شرکت

انحراف معیار بازده خاص شرکت

میانگین بازده خاص شرکت

درصد مالکیت نهادی

هموارسازی سود

عرض از مبدأ

متغیرها

نگاره (7): تاثیرمالکیت نهادی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام

132/0

279/6 (392/0)

206/55 (000/0)

-

-

-

346/1

304/0

354/0-

292/2

439/8-

803/1

23/0

639/18-

577/31

01/0-

195/0-

047/6

ضریب

معیار اول ( )

967/0

752/2

814/2-

339/2

068/2-

615/2

359/2

429/2-

831/1

115/2-

401/2-

826/1

آمارۀ z

333/0

005/0

004/0

019/0

038/0

008/0

018/0

015/0

067/0

034/0

016/0

067/0

معناداری

-

-

-

885/1

155/0           141/0

708/11 (000/0)

033/0-

007/0

001/0

197/0

081/0-

175/0

125/0

13/1

066/4

001/0-

009/0-

282/0-

ضریب

معیار دوم ( )

349/0-

109/1

028/0

211/2

206/1-

122/3

909/8

685/1

264/3

255/3-

678/1-

04/1-

آمارۀ t

727/0

267/0

977/0

027/0

228/0

001/0

000/0

092/0

001/0

001/0

093/0

298/0

معناداری

-منبع: یافته‏های پژوهش

-

-

905/1

153/0     _ 14/0

593/11 (000/0)

142/0-

006/0

003/0-

217/0

157/0-

343/0

249/0

03/4

581/5

003/0-

02/0-

205/0-

ضریب

معیار سوم ( )

696/0-

541/0

172/0-

265/1

225/1-

16/3

824/8

893/2

253/2

136/3-

927/1-

403/0-

آمارۀ t

486/0

588/0

863/0

206/0

22/0

001/0

000/0

003/0

024/0

001/0

054/0

686/0

معناداری

.

آ. هاسمر (معناداری)-  مک – فادن

آمارۀ LR (معناداری)

دوربین – واتسون

ضریب تعیین ( )-  تعدیل‌شده

آمارۀ F (معناداری)

بازده دارایی­ها

ارزش بازار به ارزش دفتری

اندازه شرکت

اهرم مالی

توان دوم معیار مدیریت سود

عدم شفافیت

چولگی منفی بازده خاص شرکت

انحراف معیار بازده خاص شرکت

میانگین بازده خاص شرکت

درصد مالکیت نهادی * هموارسازی سود

درصد مالکیت نهادی

هموارسازی سود

عرض از مبدأ

متغیرها

نگاره (8): تأثیر تعدیل­گر مالکیت نهادی بر رابطه بین هموارسازی و ریسک سقوط آتی قیمت سهام

197/8 (224/0)      _ 132/0

306/55 (000/0)

-

-

-

41/1

304/0

359/0-

346/2

511/8-

787/1

233/0

589/18-

622/31

001/0

012/0-

228/0-

216/6

ضریب

معیار اول ( )

001/1

742/2

827/2-

354/2

08/2-

587/2

379/2

427/2-

839/1

315/0

623/1-

695/1-

851/1

آمارۀ z

316/0

006/0

004/0

018/0

037/0

009/0

017/0

015/0

065/0

752/0

104/0

09/0

064/0

معناداری

-

-

886/1

154/0            _ 14/0

704/10 (000/0)

039/0-

006/0

001/0

19/0

065/0-

173/0

125/0

173/1

074/4

001/0

002/0-

014/0-

26/0-

ضریب

معیار دوم ( )

391/0-

087/1

006/0

121/2

797/0-

038/3

908/8

736/1

245/3

345/0

498/2-

033/1-

943/0-

آمارۀ t

695/0

277/0

994/0

034/0

425/0

002/0

000/0

082/0

001/0

73/0

012/0

301/0

345/0

معناداری

-منبع: یافته‏های پژوهش

-

905/1

153/0         _ 138/0

575/10 (000/0)

139/0-

006/0

003/0-

211/0

173/0-

342/0

247/0

094/4

445/5

001/0-

03/0-

017/0-

197/0-

ضریب

معیار سوم ( )

67/0-

553/0

197/0-

224/1

09/1-

094/3

748/8

927/2

193/2

18/0-

08/2-

672/0-

381/0-

آمارۀ t

503/0

579/0

843/0

221/0

275/0

002/0

000/0

003/0

028/0

857/0

037/0

501/0

702/0

معناداری

نتیجه­گیری و پیشنهادها

در پژوهش حاضر، تأثیر هموارسازی سود بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام بررسی شد. همان­طوری که در مبانی نظری پژوهش بیان گردید، هموارسازی با توجه به اهداف و انگیزه­های مدیریت مبنی بر انتقال اطلاعات محرمانه و یا تحریف اطلاعات (پنهان کردن اطلاعات) صورت می­گیرد. اگر هموارسازی با هدف تحریف و پنهان کردن اخبار بد انجام گیرد، تودة اخبار منفی انباشت شده و با انتشار حجم زیاد این اخبار در سال­های آتی منجر به تغییرات ناگهانی قیمت سهام، بصورت سقوط قیمت خواهد شد. ولی اگر هموارسازی با هدف انتقال اطلاعات محرمانه (اخبار خوب و بد) انجام گیرد، با ایجاد جریان روان اطلاعات به سرمایه­گذاران و کاهش انباشت اخبار بد در داخل شرکت، کاهش ریسک سقوط قیمت سهام را در پی خواهد داشت. بنابراین، سودمند و یا مضر بودن هموارسازی برای شرکت و سرمایه­گذاران به‌عنوان یک سؤال مطرح است، به‌طوری‌که با توجه به اهداف و انگیزه­های مدیریت می­تواند منجر به کاهش و یا افزایش ریسک سقوط قیمت سهام گردد. دراین­راستا، نتایج آزمون فرضیۀ اول نشان داد، هموارسازی سود در بازار سرمایة ایران بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام تأثیر منفی و معنی­داری دارد؛ بنابراین، بر مبنای این نتایج می­توان ادعا نمود که هموارسازی به‌قصد انتقال اطلاعات محرمانه مدیریت صورت گرفته ­است. به­ بیانی، هموارسازی سود به کاهش انباشت اخبار بد و در نتیجه کاهش انتقال این اخبار به سال­های آتی منجر می­گردد. این نتایج با پژوهش چن و همکاران (2017) در تضاد است. آن‌ها نشان دادند که هموارسازی تأثیر مثبت بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام دارد. نتایج آزمون فرضیه اول همچنین با نتایج حقیقت و رایگان (1387) مبنی بر تحریفی بودن هدف هموارسازی سود، متناقض است. ولی همسو با نتایج تاکر و زاروئین (2006) و رحمانی و بشیری منش (1390) است که بیان می­کنند هموارسازی به‌قصد انتقال اطلاعات محرمانه مدیریت انجام می­گیرد.

فرضیۀ دوم پژوهش حاضر به بررسی تأثیر مالکیت نهادی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام و فرضیۀ سوم نیز به بررسی اثر تعدیل­گر مالکیت نهادی بر رابطه بین هموارسازی سود و ریسک سقوط آتی قیمت سهام پرداخته است. دراین­راستا، مبانی نظری حاکی از رابطۀ معکوس بین مالکان نهادی و ریسک سقوط قیمت سهام است. به بیانی، سرمایه­گذاران نهادی از طریق نظارت بر مدیریت مانع از انباشته شدن اخبار بد در شرکت می­شوند و با محدود نمودن فرصت­طلبی مدیریتی در گزارشگری مالی می­توانند رابطه بین هموارسازی سود و ریسک سقوط قیمت سهام را تعدیل ­نمایند. پیرو این مبانی نظری، نتایج آزمون فرضیه دوم نشان داد که مالکیت نهادی بر ریسک سقوط تأثیر منفی و معناداری دارد؛ بنابراین، با این تئوری که سازوکارهای نظارتی قوی همچون مالکیت نهادی با نظارت بر مدیریت مانع از انباشته شدن اخبار بد شده و به دلیل برقراری یک جریان روان اطلاعات، سرمایه­گذاران را در ارزیابی بهتر عملکرد شرکت یاری می­نماید، همسو بوده و با نتایج پژوهش­های کیم و همکاران (2011)، کالن و فانگ (2013) مشابه است.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول و دوم در حالی است که نتایج آزمون فرضیه سوم پژوهش نشان داد که مالکیت نهادی بر رابطه بین هموارسازی و ریسک سقوط آتی قیمت سهام در بازار اوراق بهادار ایران، تأثیر معناداری ندارد و با توجه به نتیجه فرضیه اول مبنی بر تأثیر منفی هموارسازی بر ریسک سقوط نمی­توان بیان کرد که مالکیت نهادی این رابطه را تقویت می­کند. بنابراین، با مبانی بیان شده در این راستا که مالکیت نهادی می­تواند با نقش نظارتی خود رابطه بین هموارسازی سود و ریسک سقوط قیمت سهام را تعدیل نماید، همسو نیست. این یافته­ها با نتایج به‌دست‌آمده در پژوهش چن و همکاران (2017) در مشابه نیست.

همچنین، متغیر عدم شفافیت اطلاعات مالی (متغیر کنترلی) در تمامی الگوی­های برآورد شده با ریسک سقوط قیمت سهام رابطه مثبت دارد و این تئوری که عدم شفافیت اطلاعات منجر به افزایش ریسک سقوط می­گردد را تائید می­کند و همسو با نتایج چن و همکاران (2017)، هاتن و همکاران (2009) و فروغی و همکاران (1390) است.

در کل نتایج این پژوهش حاکی از آن است که ایجاد روندی هموار و پایدار از سود حسابداری و نیز حضور سهامداران نهادی در ترکیب مالکیت واحدهای تجاری می­تواند منجر به بهبود جریان اطلاعاتی و انتقال اطلاعات محرمانه به بازار سرمایه شده و از نوسان و تغییرات ناگهانی قیمت سهام بکاهد؛ بنابراین، به سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان پیشنهاد می­گردد به‌منظور حفظ سلامت مالی و سرمایه­گذاری خود به روند سود و ترکیب سهامداران شرکت مورد سرمایه‏گذاری توجه نمایند. همچنین، مدیران واحدهای تجاری مدنظر داشته باشند که به‌منظور بهبود کارایی بازار سرمایه می­توانند اطلاعات محرمانه و انتظارات خود از عملکرد آتی شرکت را از طریق هموار نمودن سود حسابداری به بازار انتقال دهند البته تا جایی که این اقدام موجب تحریف اطلاعات و گمراه کردن سرمایه­گذاران نگردد.

در ارتباط با موضوع پژوهش پیشنهادهای زیر ارائه می­شود:

  1. اثر سایر معیارهای حاکمیت شرکتی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام بررسی گردد.
  2. شواهدی مبنی بر این وجود دارد که اثر هموارسازی در محیط­های اطلاعاتی قوی و ضعیف متفاوت است؛ بنابراین، پیشنهاد می­شود موضوع پژوهش حاضر به تفکیک در محیط­های مختلف اطلاعاتی بررسی گردد.

 

منابع

ü   برادران حسن‏زاده، رسول، و تقی­زاده خانقاه، وحید، (1397)، تأثیر استراتژی متنوع‌سازی شرکتی بر خطر سقوط قیمت سهام با تأکید بر هزینه‌های نمایندگی،مجلة دانش حسابداری، دوره 9، شماره 1، صص 90-63.

ü   حقیقت، حمید، رایگان، احسان، (1387)، نقش هموارسازی سود بر محتوای اطلاعاتی سودها در خصوص پیش‌بینی سودهای آتی، مجلة بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 15، شماره 54، صص 46-33.

ü   حیدری، مهدی، عبدی، سهراب، (1395)، تأثیر کیفیت افشا و عدم شفافیت جریان نقدی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام، چهاردهمین همایش ملی حسابداری ایران، ایران، ارومیه.

ü   حیدری، مهدی.، قادری، بهمن، و عبدی، سهراب، (1396)، نظریة نمایندگی و ریسک سقوط قیمت سهام: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران، مجلة بورس اوراق بهادار، سال 10، شمارة 37، صص 177-151.

ü   خواجوی، شکراله و رحمانی، محسن، (1397)، بررسی اثر خودشیفتگی مدیران بر خطر سقوط قیمت سهام: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران، مجلة دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، دوره 11، شماره، 37، صص 15-1.

ü   دیدار، حمزه، عبدی، سهراب و مصطفی­زاده، وحید، (1396)، افشای اختیاری و ریسک سقوط آتی قیمت سهام، پانزدهمین همایش ملی حسابداری ایران، ایران، تهران.

ü   رحمانی، علی، بشیری منش، نازنین، (1390)، بررسی اثر هموارسازی سود بر آگاهی بخشی قیمت سهام، مجلة پژوهش‌های حسابداری مالی، دوره 3، شماره 3، صص 54-39.

ü   رضازاده، جواد و بکشلو، عاطفه، (1393)، گزارشگری مالی متهورانه و آگاهی­بخشی قیمت سهام، مجلة پژوهش­های کاربردی در گزارشگری مالی، سال سوم، شماره 5، صص 22-7.

ü   فخاری، حسین، حسنی، ماریه، (1392)، بررسی رابطه بین جریان­های نقدی عملیاتی، عدم شفافیت سود و ریسک سقوط قیمت سهام، مجلة پژوهش­های کاربردی در گزارشگری مالی، سال دوم، شماره 2، صص 88-63.

ü   فروغی، داریوش، امیری، هادی، میرزایی، منوچهر، (1390)، تأثیر شفاف نبودن اطلاعات مالی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مجلة پژوهش­های حسابداری مالی، دوره 3، شماره 4، صص 40-15.

ü   هاشمی، سید عباس، صمدی، ولی‌الله، (1388)، آثار هموارسازی سود بر محتوای اطلاعاتی آن در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مجلة تحقیقات حسابداری و حسابرسی، دوره 1، شماره 1، صص 167-148.

ü  Badertscher, B. A., Collins, D. W., & Lys T, Z. )2012(. Discretionary accounting choices and the predictive ability of accruals with respect to future cash flows. Journal of Accounting and Economics, 53 (1-2), 330–352.

ü  Beidleman, C. (1973). Income Smoothing: The Role of Management. The Accounting Review, 48 (4): 653-667.

ü  Ben-Nasra, H. & Ghouma, H. (2018). Employee welfare and stock price crash risk. Journal of Corporate Finance, (48): Pp. 700-725.

ü  Bushee,  B.  J.  (1998).  The  Influence  of  Institutional  Investors  on  Myopic  R&D Investment Behavior. The Accounting Review, 73(3): 305-334.

ü  Callen, J. L. & Fang, X. (2013). Institutional investor stability and crash risk: Monitoring versus short-termism?. Journal of Banking & Finance, 37(8): 3047-3063.

ü  Chaney, Paul K., and Craig M. Lewis. )1995(. Earnings management and firm valuation under asymmetric information, Journal of Corporate Finance (1): 319-345.

ü  Chen, C. Kim, J. B. & Yao, L. (2017). Earnings smoothing: Does it exacerbate or constrain stock price crash risk? . Journal of Corporate Finance, (42): 36-54.

ü  Cheng, C. A. A., Khurana, K. & Zhang, E. (2014). Cash Flow Opacity and Stock Price Crash Risk. Available at: Www.ssrn.com.

ü  Cheng, C.S. A. G, P. Weng, Ch. H. & Wu, Q. (2018). Innovation, Tax Aggressiveness, and Stock Price Crash Risk. Available at SSRN: https://ssrn.com.

ü  Francis, J., LaFond, R. & Olsson, P. M. (2004). Cost of Equity and Earnings Attributes. The Accounting Review, 79 (4): 967–1010.

ü  Hu, G. & Wang. Y. (2018). Political connections and stock price crash risk: The role of intermediary information disclosure. China Finance Review International, 8(2): pp.140-157.

ü  Hutton, A. P., Marcus, A. J. & Tehranian, H. (2009). Opaque Financial Reports, R2, and Crash Risk. Journal of Financial Economics, 94(1): 67-86.

ü  Jayaraman, S. (2008). Earnings Volatility, Cash Flow Volatility, and Informed Trading. Journal of Accounting Research, 46: 809-851.

ü  Jiambalvo, J., Rajgopal, S. & Venkatachalam, M. (2002). Institutional Ownership and the Extent to which Stock Prices Reflect Future Earnings.  Contemporary Accounting Research, 19(1): 117–145.

ü  Jin, L., Myers, S. C. (2006). R2 around the World: New Theory and New Tests. Journal of Financial Economics, 79(2): 257–92.

ü  Kim, J. B., Li, Y. & Zhang, L. (2011). Corporate Tax Avoidance and Stock price Crash Risk: Firm-level Analysis. Journal of Financial Economics, 100(3): 639–662.

ü  Kothari, S. P., Shu, S. & Wysocki, P. D. (2009). Do Managers Withhold Bad News? Journal of Accounting Research, 47(1): 241–276.

ü  Kim, J. B., Zhang, L. (2014). Financial reporting opacity & expected crash risk: Evidence from implied volatility smirks. Contemporary Accounting Research, 31, pp, 851–875.

ü  Lee, L. F. (2012). Incentives to Inflate Reported Cash from Operations Using Classification and Timing. The Accounting Review: 87 (1): 1-33.

ü  Petra, s. t. (2007). The Effect of Cororate Governance on The Informativeness of Earning. Economics of Governance, 8: 129-152.

ü  Song, L. (2015). Accounting disclosure, stock price synchronicity and stock crash risk An emerging-market perspective. International Journal of Accounting & Information Management, 23 (4): 349-363.

ü  Tucker, J. W. & Zarowin, P. A. (2006). Does Income Smoothing Improve Earnings Informativeness?. The Accounting Review, 81 (1): 251-270.

ü  Wild, J. Bernstein, L. & Subramaniam, K. (2001). Financial Statement Analysis. 7th, M.C. Gram Hill, p 25.



[1]. Petra

[2]. Wild et al.

[3]. Beidleman

[4]. Chen et al.

[5]. Hutton et al.

[6]. Callen & Fang

[7]. Jayaraman

[8]. Chaney et al.

[9]. Tucker & Zarowin

[10]. Badertscher et al.

[11]. Kim et al.

[12]. Jiambalvo et al.

[13]. Lee

[14]. Cheng et al.

[15]. Song

[16]. Kim & zhang

[17]. Cheng et al.

[18]. Ben-Nasr & Ghouma

[19]. Hu & Wang

[20]. به دلیل وجود تفاوت در ماهیت فعالیت‏ شرکت‏ها، نهادها و مؤسسه‏های مالی، تفاوت در ساختار اصول راهبری شرکتی، تفاوت در قوانین، مقررات و ضوابط محیط عملیاتی، تمایز در افشای اطلاعات و گزارش‏های مالی (تفاوت در شکل و نحوة طبقه‏بندی اقلام)، تفاوت در معیارهای ارزیابی عملکرد، تفاوت در اقلام دارایی‏ها و بدهی‏های تجاری و سیاست‏های سرمایة درگردش و عوامل مؤثر بر آن و این‏که مؤسسه‏ها و نهادهای مالی ضوابط خاصی دارند که موارد مشابه به آن برای شرکت‏های غیر مالی لازم‏الاجرا نیست، این گروه از شرکت‏ها از نمونة نهایی پژوهش حذف گردیدند.

[21] . Francis et al.

ü   برادران حسن‏زاده، رسول، و تقی­زاده خانقاه، وحید، (1397)، تأثیر استراتژی متنوع‌سازی شرکتی بر خطر سقوط قیمت سهام با تأکید بر هزینه‌های نمایندگی،مجلة دانش حسابداری، دوره 9، شماره 1، صص 90-63.

ü   حقیقت، حمید، رایگان، احسان، (1387)، نقش هموارسازی سود بر محتوای اطلاعاتی سودها در خصوص پیش‌بینی سودهای آتی، مجلة بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 15، شماره 54، صص 46-33.

ü   حیدری، مهدی، عبدی، سهراب، (1395)، تأثیر کیفیت افشا و عدم شفافیت جریان نقدی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام، چهاردهمین همایش ملی حسابداری ایران، ایران، ارومیه.

ü   حیدری، مهدی.، قادری، بهمن، و عبدی، سهراب، (1396)، نظریة نمایندگی و ریسک سقوط قیمت سهام: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران، مجلة بورس اوراق بهادار، سال 10، شمارة 37، صص 177-151.

ü   خواجوی، شکراله و رحمانی، محسن، (1397)، بررسی اثر خودشیفتگی مدیران بر خطر سقوط قیمت سهام: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران، مجلة دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، دوره 11، شماره، 37، صص 15-1.

ü   دیدار، حمزه، عبدی، سهراب و مصطفی­زاده، وحید، (1396)، افشای اختیاری و ریسک سقوط آتی قیمت سهام، پانزدهمین همایش ملی حسابداری ایران، ایران، تهران.

ü   رحمانی، علی، بشیری منش، نازنین، (1390)، بررسی اثر هموارسازی سود بر آگاهی بخشی قیمت سهام، مجلة پژوهش‌های حسابداری مالی، دوره 3، شماره 3، صص 54-39.

ü   رضازاده، جواد و بکشلو، عاطفه، (1393)، گزارشگری مالی متهورانه و آگاهی­بخشی قیمت سهام، مجلة پژوهش­های کاربردی در گزارشگری مالی، سال سوم، شماره 5، صص 22-7.

ü   فخاری، حسین، حسنی، ماریه، (1392)، بررسی رابطه بین جریان­های نقدی عملیاتی، عدم شفافیت سود و ریسک سقوط قیمت سهام، مجلة پژوهش­های کاربردی در گزارشگری مالی، سال دوم، شماره 2، صص 88-63.

ü   فروغی، داریوش، امیری، هادی، میرزایی، منوچهر، (1390)، تأثیر شفاف نبودن اطلاعات مالی بر ریسک سقوط آتی قیمت سهام در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مجلة پژوهش­های حسابداری مالی، دوره 3، شماره 4، صص 40-15.

ü   هاشمی، سید عباس، صمدی، ولی‌الله، (1388)، آثار هموارسازی سود بر محتوای اطلاعاتی آن در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مجلة تحقیقات حسابداری و حسابرسی، دوره 1، شماره 1، صص 167-148.

ü  Badertscher, B. A., Collins, D. W., & Lys T, Z. )2012(. Discretionary accounting choices and the predictive ability of accruals with respect to future cash flows. Journal of Accounting and Economics, 53 (1-2), 330–352.

ü  Beidleman, C. (1973). Income Smoothing: The Role of Management. The Accounting Review, 48 (4): 653-667.

ü  Ben-Nasra, H. & Ghouma, H. (2018). Employee welfare and stock price crash risk. Journal of Corporate Finance, (48): Pp. 700-725.

ü  Bushee,  B.  J.  (1998).  The  Influence  of  Institutional  Investors  on  Myopic  R&D Investment Behavior. The Accounting Review, 73(3): 305-334.

ü  Callen, J. L. & Fang, X. (2013). Institutional investor stability and crash risk: Monitoring versus short-termism?. Journal of Banking & Finance, 37(8): 3047-3063.

ü  Chaney, Paul K., and Craig M. Lewis. )1995(. Earnings management and firm valuation under asymmetric information, Journal of Corporate Finance (1): 319-345.

ü  Chen, C. Kim, J. B. & Yao, L. (2017). Earnings smoothing: Does it exacerbate or constrain stock price crash risk? . Journal of Corporate Finance, (42): 36-54.

ü  Cheng, C. A. A., Khurana, K. & Zhang, E. (2014). Cash Flow Opacity and Stock Price Crash Risk. Available at: Www.ssrn.com.

ü  Cheng, C.S. A. G, P. Weng, Ch. H. & Wu, Q. (2018). Innovation, Tax Aggressiveness, and Stock Price Crash Risk. Available at SSRN: https://ssrn.com.

ü  Francis, J., LaFond, R. & Olsson, P. M. (2004). Cost of Equity and Earnings Attributes. The Accounting Review, 79 (4): 967–1010.

ü  Hu, G. & Wang. Y. (2018). Political connections and stock price crash risk: The role of intermediary information disclosure. China Finance Review International, 8(2): pp.140-157.

ü  Hutton, A. P., Marcus, A. J. & Tehranian, H. (2009). Opaque Financial Reports, R2, and Crash Risk. Journal of Financial Economics, 94(1): 67-86.

ü  Jayaraman, S. (2008). Earnings Volatility, Cash Flow Volatility, and Informed Trading. Journal of Accounting Research, 46: 809-851.

ü  Jiambalvo, J., Rajgopal, S. & Venkatachalam, M. (2002). Institutional Ownership and the Extent to which Stock Prices Reflect Future Earnings.  Contemporary Accounting Research, 19(1): 117–145.

ü  Jin, L., Myers, S. C. (2006). R2 around the World: New Theory and New Tests. Journal of Financial Economics, 79(2): 257–92.

ü  Kim, J. B., Li, Y. & Zhang, L. (2011). Corporate Tax Avoidance and Stock price Crash Risk: Firm-level Analysis. Journal of Financial Economics, 100(3): 639–662.

ü  Kothari, S. P., Shu, S. & Wysocki, P. D. (2009). Do Managers Withhold Bad News? Journal of Accounting Research, 47(1): 241–276.

ü  Kim, J. B., Zhang, L. (2014). Financial reporting opacity & expected crash risk: Evidence from implied volatility smirks. Contemporary Accounting Research, 31, pp, 851–875.

ü  Lee, L. F. (2012). Incentives to Inflate Reported Cash from Operations Using Classification and Timing. The Accounting Review: 87 (1): 1-33.

ü  Petra, s. t. (2007). The Effect of Cororate Governance on The Informativeness of Earning. Economics of Governance, 8: 129-152.

ü  Song, L. (2015). Accounting disclosure, stock price synchronicity and stock crash risk An emerging-market perspective. International Journal of Accounting & Information Management, 23 (4): 349-363.

ü  Tucker, J. W. & Zarowin, P. A. (2006). Does Income Smoothing Improve Earnings Informativeness?. The Accounting Review, 81 (1): 251-270.

ü  Wild, J. Bernstein, L. & Subramaniam, K. (2001). Financial Statement Analysis. 7th, M.C. Gram Hill, p 25.