نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 مربی گروه حسابداری دانشگاه بوعلی سینا همدان
2 استادیار گروه حسابداری، واحد چالوس، دانشگاه آزاد اسلامی، چالوس، ایران
3 کارشناسی ارشد حسابداری، واحد قم، دانشگاه آزاد اسلامی، قم، ایران
چکیده
کلیدواژهها
مقدمه
در سال 2000 نشریه وال استریت[1] گزارش داد که شرکت کوکاکولا قصد دارد سهام شرکت کواکراوتس را خریداری نماید. پس از مدت کوتاهی کوکاکولا این خبر را تأیید کرد؛ بازار نسبت به این خبر عکسالعمل منفی نشان داد و قیمت سهام کوکاکولا تقریبا 8% سقوط کرد و این سقوط بیش از 15 میلیارد دلار به سهامداران کوکاکولا زیان وارد کرد. مدیران کوکاکولا پس از این اتفاق اعلام کردند که از پیشنهاد خرید خود منصرف شدهاند و فردای آن روز قیمت سهام کوکاکولا 8% کاهش قیمت را جبران کرد. حادثه فوق دو سوال را مطرح میکند: آیا مدیران به بازار اعتنا میکنند؟ اگر جواب مثبت است آیا مدیران شرکتها به نحوه تأثیرگذاری بازار بر تصمیمهای اعلام شده آنان واکنش نشان میدهد؟ (کائو و همکاران، 2008).
تئوری مالی سنتی بیان میکند که قیمت سهام باید انتظارت منطقی درباره جریان نقدی آتی سهام را منعکس نمایند، لذا نباید بین قیمت سهام و سرمایهگذاری شرکتها (با فرض ثبات متغیرهای بنیادی مانند پرداختهای بالقوه از محل اینگونه سرمایهگذاریها) ارتباطی وجود داشته باشد. طبق تئوری سنتی تعدادی از پژوهشها نتیجه گرفتند که متغیرهای بنیادی قدرت توضیحی پایینی از قیمت فعلی سهام دارند (بلانچارد و همکاران، 1993؛ گویال و یامادا، 2004؛ مورک و همکاران، 1990). در مقابل تئوری سنتی که در آن قیمتگذاری نادرست سهام هیچ تاثیری بر سرمایهگذاری ندارد، استین (1996) معتقد است که اگر بازده سهام منعکس کننده ریسک بنیادی سهام نباشد و در عوض بازتابی از احساسات سهامداران باشد (مانند بیشبرآورد سرمایهگذاران از جریان نقدی آتی)، آنگاه تصمیمات سرمایهگذاری به احساسات سرمایهگذاران بستگی خواهد داشت. برای مثال، اگر سرمایهگذاران بیش از اندازه خوشبین باشند، مدیر به دنبال افزایش قیمت فعلی سهام خواهد بود و از سیاست تهاجمی در سرمایهگذاری استفاده خواهد نمود. مانند استین (1996)، تعدادی از پژوهشهای تجربی تاثیر قیمتگذاری نادرست سهام بر میزان سرمایهگذاری شرکتهای آمریکایی را بررسی نمودند؛ نتیجه غالب این پژوهشها وجود ارتباط مثبت بین سرمایهگذاری و قیمتگذاری نادرست سهام است (بیکر و همکاران، 2003؛ گیلچریست و همکاران، 2005؛ الزهرانی و رائو، 2014؛ وو و وانگ، 2016).
قیمتگذاری نادرست سهام زمانی اتفاق میافتد که قیمت بازار سهام از قیمت ذاتی آن منحرف میشود. طبق تئوری نمایندگی، هزینههای نمایندگی مربوط به تعارض منافع بین مدیران و مالکان است. این تعارض منافع به دلیل عدم تقارن اطلاعاتی اتفاق میافتد که مدیران بطور نامنصفانه اطلاعات بهتر و بیشتری نسبت به سهامداران دارند. بخش مهمی از قیمتگذاری نادرست سهام میتواند به علت فقدان شفافیت در سطح شرکت باشد. ابهام سرمایهگذاران خارج شرکت درباره جریان نقدی آتی شرکت وقتی افزایش مییابد که دسترسی محدودی به اطلاعات داشته باشند یا زمانی که اطلاعات سهامداران در مقایسه با اشخاص داخل شرکت دارای کیفیت پایینتری باشد (پانتزالیس و پارک، 2014). در این بین سهامداران حقیقی و انفرادی توانایی دستیابی به اطلاعات لازم برای تصمیمگیری را ندارند، اما سهامداران نهادی و به خصوص سهامداران نهادی مالی مانند بانکها، بیمهها، سرمایهگذاریها و صندوقهای سرمایهگذاری عموما به دلیل دسترسی به اطلاعات محرمانه شرکتها و توانایی تاثیرگذاری بر تصمیمهای مدیران شرکتها میتوانند تا حدودی از قیمتگذاری نادرست سهام جلوگیری نموده و انحراف قیمت بازار سهام از قیمت ذاتی را تقلیل دهند (وو و وانگ، 2016). با توجه به مطالب ذکر شده هدف پژوهش حاضر بررسی تاثیر قیمتگذاری نادرست سهام بر تصمیمات سرمایهگذاری و تاثیر مالکیت سهامداران نهادی بر این ارتباط میباشد.
مبانی نظری
مدیران شرکتها به این موضوع واقف هستند که تصمیمهای آنها در بازار سرمایه بازتاب داشته و بر قیمت سهام شرکت تحت مدیریت آنها تاثیر میگذارد. از طرفی برخی تغییرات در بازار سرمایه نیز بر تصمیمهای اتخاذ شده مدیران تاثیر محسوسی دارد (خدادادی و نوروزی، 1395). یکی از پدیدههایی که در بازار سهام وجود دارد قیمتگذاری نادرست سهام است که وجود آن در پژوهشهای قبلی تایید شده است. انحراف قیمت سهام شرکتها از ارزش ذاتی آن منجر به قیمتگذاری نادرست شرکتها در بازار سرمایه میگردد. قیمتگذاری نادرست سهام شرکتها در بازار سرمایه میتواند به دو صورت باشد؛ در مواقعی که قیمت سهام بالاتر از ارزش ذاتی آن باشد ارزشیابی بیش از واقع[2] و در صورتی که پایینتر از ارزش ذاتی باشد، ارزشیابی کمتر از واقع[3] رخ میدهد (جنسن، 2005). برای توضیح این پدیده تئوریهای مالی سنتی و مالی رفتاری هر یک تفسیرهایی ارائه نمودهاند.
علم مالی استاندارد دانشی است که براساس اصول آربیتراژ مودیگیلیانی و میلر[4]، اصول پرتفوی مارکویتز[5]، و تئوری قیمتگذاری دارایی سرمایهای شارپ[6]، لیتنر و بلک[7] بنا نهاده شده است؛ تئوری اقتصادی مالی مدرن بر مبنای پذیرش این فرض استوار است که فعالان بازار به صورت منطقی[8] عمل میکنند. فعالان بازار مطابق با اصول تئوری مطلوبیت مورد انتظار[9] تصمیمگیری نموده و اقدام به پیشبینیهای بیطرفانه در رابطه با آینده مینمایند. براساس تئوری مطلوبیت مورد انتظار، اشخاص ریسکگریزند و تابع مطلوبیت یک فرد از پایین حالت مقعر دارد. به عبارتی، مطلوبیت نهایی ثروت، کاهش مییابد. قیمت داراییها توسط سرمایهگذاران عقلایی تعیین میشود و متعاقباً تعادل بازار براساس عقلانیت، حاصل میشود. در این تعادل، اوراق بهادار براساس فرضیه بازار کارا قیمتگذاری میشوند. طبق فرضیه بازار کارا، قیمت داراییهای مالی، دربرگیرنده همه اطلاعات عمومی میباشد و قیمتها را در هر زمان میتوان به عنوان تخمین بهینهای از ارزش واقعی سرمایهگذاری در نظر گرفت. این فرضیه بر این اساس قرار دارد که سرمایهگذاران همه اطلاعات موجود و در دسترس را پردازش کرده، به دنبال حداکثر ساختن مطلوبیت مورد انتظار هستند و تغییرات قیمت تنها به علت جریان اطلاعات جدید در بازار، اتفاق میافتد. در نتیجه کسی نمیتواند بازده غیرعادی کسب نماید (فاما و فرنچ، 1993). طبق تعریف تئوری آربیتراژ، قیمتگذاری نادرست ورقه بهادار به طریقی که سود بدون ریسک ایجاد نماید آربیتراژ نامیده میشود. مفهوم اساسی در نظریه قیمتگذاری آربیتراژ[10] (APT)، قانون وجود یک قیمت است. یعنی دو دارایی (سهم) که دارای ریسک و بازده مشابه هستند، نمیتوانند در قیمتهای مختلف فروخته شوند. طرفداران تئوری آربیتراژ معتقدند در بازار کارا با قیمتگذاری منطقی، قیمتگذاری نادرست در کوتاهمدت اتفاق میافتد و با یک آربیتراژ قابل بازگشت به حالت قبل است (فیشر و مرتون، 1984)، یا پاداشی معقول برای ریسکهای سیستماتیکی است که در مدلهای قیمتگذاری لحاظ نمیشود (فاما و فرنچ، 1993).
مالی رفتاری، مطالعه چگونگی تفسیر افراد از اطلاعات برای اخذ تصمیمات سرمایهگذاری آگاهانه میباشد. مالی رفتاری پارادایمی است که با توجه به آن، بازارهای مالی با استفاده از مدلهایی مورد مطالعه قرار میگیرند که دو فرض اصلی و محدود کننده پارادیم سنتی یعنی "بیشینهسازی مطلوبیت مورد انتظار و عقلانیت کامل" را کنار میگذارد (راعی و فلاح پور، 1390). مالی رفتاری بر رخداد نظاممند خطای تصمیمگیری سرمایهگذاران و مدیران و چگونگی آن متمرکز است (هیتون، 2002). مصادیق مالی رفتاری بیان کننده عدم وجود رفتار منطقی در مبحث سرمایهگذاری است، که منجر به ایجاد واگرایی قیمت سهام از ارزش ذاتی آن میگردد (شفیر و تالر، 2006). طرفداران تئوری مالی رفتاری قیمتگذاری نادرست را در نتیجه انتظارات نامعقول و احساسات سهامداران میدانند. طبق تئوری نمایندگی، هزینههای نمایندگی مربوط به تعارض منافع بین مدیران و سهامداران است. این تعارض منافع به دلیل عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران اتفاق میافتد. اگر عدم تقارن اطلاعاتی وجود نداشته باشد، تعارض منافع بسادگی با سهامداران آگاه قابل حل است. اما حتی اگر تعارض منافع حل شود، عدم تقارن اطلاعاتی میتواند باعث قیمتگذاری نادرست شود. برای مثال فرض کنید که تفاوت زیادی بین کیفیت و در دسترس بودن اطلاعات بین مدیران و سهامداران یک شرکت خاص وجود داشته باشد. آنگاه ممکن است سهام شرکت درست قیمتگذاری نشود زیرا درباره جریانهای نقدی آتی که باعث قیمتگذاری نادرست میشود ابهام وجود دارد (ژانگ، 2006). هرچه اطلاعات در دسترس سرمایهگذاران درباره جریانهای نقدی آتی شرکت مبهمتر باشد، درجه انحراف قیمت بازار از قیمت ذاتی بیشتر است. بنابراین اثرات رفتاری سرمایهگذاران و عدمتقارن اطلاعاتی از عوامل اساسی قیمتگذاری نادرست شرکتها در بازار سرمایه میباشد. قیمت سهام شرکتها، جریانهای نقدی آتی مورد انتظار را مبتنی بر اطلاعات موجود و آشکار منعکس میکند. پنهان کردن یا عدم افشای اطلاعات مهم درباره جنبههای آینده شرکت منجر به قیمتگذاری نادرست سهام در بازار سرمایه میگردد (پانتزالیس و پارک، 2014).
پیشینه پژوهش
چانگ و همکاران (2007) تاثیر قیمتگذاری نادرست سهام شرکتها بر تصمیمهای سرمایهگذاری را بررسی نمودند. نمونه آماری پژوهش آنها شامل 422 شرکت بورسی کشور استرالیا، و دوره زمانی پژوهش 1990 تا 2003 بود. نتایج پژوهش رابطه مثبت بین میزان سرمایهگذاری شرکتها و قیمتگذاری نادرست در بازار سرمایه را تایید میکند. همچنین نتایج آنها نشان داد که حساسیت سرمایهگذاری شرکتها به قیمتگذاری نادرست برای شرکتهای سرمایهای بیشتر از شرکتهای غیرسرمایهای است که مطابق تئوری زمانبندی بازار است.
ترینوگروهو و رینوفا[11] (2011) در پژوهشی با عنوان «نقش ارزشیابی نادرست بر روی رفتار سرمایهگذاری و ساختار سرمایه شرکتها» بر اساس نمونهای از 142 شرکت بورسی کشور مالزی طی دوره زمانی 2003 تا 2007، نشان دادند که ارزشیابی نادرست بازار تاثیری مثبت بر رفتار سرمایهگذاری شرکتها دارد، اما این تاثیر به مقدار ناچیز و بیاهمیت بین شرکتهای با محدودیت مالی بالا و شرکتهای بدون محدودیت مالی متفاوت است. همچنین نتایج نشان داد که ارزشیابی نادرست تاثیری منفی بر روی اهرم مالی دارد.
دوکاس، کیم و پانتزالیس (2011) پژوهشی با عنوان «ریسک آربیتراژ و قیمتگذاری نادرست سهام» انجام دادند. نتایج بیانگر این بود که سهام دارای ریسک آربیتراژ بالا نسبت به سهام دارای ریسک آربیتراژ پایین دارای قیمتگذاری نادرست بالاتری هستند.
لی، هنری و چو (2011) در پژوهشی ارتباط بین قیمتگذاری نادرست سهام، پاداش مدیران و سرمایهگذاری را مورد بررسی قرار دادند. نتایج حاکی از این بود که رابطه معناداری بین سرمایهگذاری و قیمتگذاری نادرست وجود ندارد، اما بین میزان پاداش مدیران و سرمایهگذاری رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. برای اندازهگیری قیمتگذاری نادرست سهام در این پژوهش از تجزیه نسبت کیو توبین و جز غیربنیادی آن به عنوان قیمتگذاری نادرست استفاده شد.
الزهرانی و رائو (2014) در پژوهشی به بررسی تاثیر قیمتگذاری نادرست سهام بر سرمایهگذاری شرکتها با استفاده از دو تئوری زمانبندی بازار و تئوری ارضا سهامدار پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که قیمتگذاری نادرست سهام بر رفتار سرمایهگذاری مدیران تاثیر مستقیم دارد و محدودیت مالی نیز به عنوان متغیر واسطه بر این رابطه تاثیر معناداری دارد. همچنین نتایج این پژوهش در مورد دو تئوری مذکور نیز بیانگر پذیرش هر دو تئوری در تشریح رابطه بین قیمتگذاری نادرست-سرمایهگذاری میباشد.
پانتزالیس و پارک (2014) پژوهشی با عنوان «هزینه نمایندگی و قیمتگذاری نادرست سهام» در کشور آمریکا انجام دادند؛ نتایج پژوهش بیانگر ارتباط مثبت و معنادار بین قیمتگذاری نادرست سهام و هزینههای نمایندگی میباشد. برای محاسبه قیمتگذاری نادرست سهام در این پژوهش از مدل ترکیبی استفاده شده و با کمک پنج معیار اندازهگیری قیمتگذاری نادرست سهام انجام شد. همچنین نتایج پژوهش نشان داد که وجود مکانیسمهای پاداش مدیران باعث کاهش تضاد منافع شده و رابطه قیمتگذاری نادرست – هزینه نمایندگی را ضعیفتر میکند.
وو و وانگ (2016) تاثیر مالکیت نهادی بر ارتباط قیمتگذاری نادرست سهام و سرمایهگذاری شرکتها را مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داد احساسات سهامدار (نهادی) مستقیما بر رفتار سرمایهگذاری شرکتها تاثیرگذار است. همچنین ارتباط بین قیمتگذاری نادرست سهام-سرمایهگذاری در شرکتهایی که درصد مالکیت نهادی بالاتر است، قویتر میباشد.
پاکیزه و بشیری جویباری (1392) تاثیر ارزشیابی نادرست بر تصمیمهای سرمایهگذاری را با استفاده از نمونه ای شامل 100 شرکت تولیدی در دوره زمانی 1381 الی 1390 بررسی نمودند. طبق نتایج عامل غیربنیادی قیمت سهام (محاسبه شده از طریق نسبت توبین) با تصمیمهای سرمایهگذاری مدیران ارتباط معناداری دارد و مدیران قیمتهای بالاتر سهام شرکت را به عنوان علامتهایی از انتظارات مثبت سرمایهگذاران شرکتها نسبت به تصمیمهای سرمایهگذاری در نظر میگیرند.
عباسی و شریفی (1393) تاثیر قیمتگذاری نادرست بر سرمایهگذاری و ساختار سرمایه در شرکتهای با محدودیت مالی را در نمونهای متشکل از 110 شرکت بورسی در بازه زمانی 1384-1389 بررسی نمودند. قیمتگذاری نادرست از طریق مقایسه ارزش بازار به دفتری واقعی و تخمینی محاسبه شد. نتایج نشان داد قیمتگذاری نادرست اثر معکوس بر رفتار سرمایهگذاری دارد، اما این تاثیر فقط تفاوت اندکی هم بر شرکتهای با محدودیت مالی زیاد و هم با محدودیت مالی کم دارد. به علاوه بین قیمتگذاری نادرست و ساختار سرمایه رابطه مستقیم برقرار است، اما قیمتگذاری نادرست در شرکتهای با محدودیت مالی زیاد اثر معکوسی بر ساختار سرمایه دارد.
حیدرپور و احسانی طباطبائی (1394) نقش سرمایهگذاران نهادی را در سیاستهای سرمایهگذاری شرکت بررسی نمودند. نتایج پژوهش بیانگر وجود رابطه مثبت بین سرمایهگذاران نهادی و سیاست سرمایهگذاری بود؛ همچنین میان جریان نقد عملیاتی و بازده بازار سهم و P/E با سیاست سرمایهگذاری رابطه معناداری وجود نداشت.
خدادادی و نوروزی (1395) پژوهشی با عنوان قیمتگذاری نادرست سهام و رفتار سرمایهگذاری شرکتها: شواهدی از نظریه ارضای سهامداران را در نمونهای شامل 173 شرکت طی بازه زمانی 1385-1393 انجام دادند. نتایج نشان داد که قیمتگذاری نادرست سهام بر تصمیمهای سرمایهگذاری مدیران تأثیر معنادار و مستقیم دارد؛ اما میزان محدودیت مالی بر ارتباط قیمتگذاری نادرست-سرمایهگذاری تاثیر معناداری ندارد. همچنین نتایج نشان داد نظریه ارضای سهامداران میتواند رفتار مدیران را نسبت به سهامداران توضیح دهد به طوری که مدیران در تصمیمات سرمایهگذاری به دنبال ارضا سهامداران در کوتاهمدت هستند و توجهی به افق بلندمدت ندارند.
فرضیههای پژوهش
با توجه به مطالب ارائه شده و جهت دستیابی به اهداف پژوهش دو فرضیه زیر طراحی شدهاند:
فرضیه اول: قیمتگذاری نادرست سهام بر سرمایهگذاری تاثیر مستقیم دارد.
فرضیه دوم: مالکیت نهادی بر ارتباط بین قیمتگذاری نادرست سهام و سرمایهگذاری تاثیر دارد.
جامعه و نمونه آماری
جامعه آماری پژوهش کلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار است که از سال 1388 تا 1395 سهام آنها در بورس اوراق بهادار تهران معامله شده است. نمونه آماری مورد نظر در این پژوهش بر اساس روش حذف سیستماتیک انتخاب میشود. در این پژوهش نمونه آماری شامل شرکتهایی است که دارای تمام ویژگیهای زیر باشند:
1- شرکتهایی که جزء سرمایهگذاری و واسطهگری نباشند (به دلیل ماهیت متفاوت فعالیت).
2-شرکتهایی که در طول دوره پژوهش پایان سال مالی شان تغییر نکرده است (برای افزایش اعتبار محاسبات متغیرهای پژوهش).
3- شرکتهایی که سال مالی آنها 29 اسفند باشد (به جهت همسانی تاریخ گزارشگری، حذف اثرات فصلی و افزایش مقایسه اطلاعات).
4- شرکتهایی که دادههای مورد نظر آنها در دسترس محقق باشند.
با اعمال شرایط فوق تعداد 170 شرکت و 1190 سال-شرکت به عنوان نمونه انتخاب شدند.
مدلهای اقتصادسنجی
مدل اقتصادسنجی (1) که برای آزمون فرضیه اول استفاده خواهد شد به صورت زیر است:
مدل (1)
در مدل (1) متغیر وابسته سرمایه گذاری (INV) میباشد که برابر جمع پرداخت بابت خرید دارایی ثابت، پرداخت بابت بهره و سود سهام منهای دریافت بابت فروش دارایی ثابت می باشد که بر جمع داراییها تقسیم شده است.
متغیر مستقل مدل (1) قیمتگذاری نادرست سهام (Mis) میباشد. برای محاسبه قیمتگذاری نادرست از روشی که رودز-کروف، رابینسون و ویس واناتان (2005) ارائه کردند استفاده شده است. آنها از تجزیه نسبت قیمت بازار به ارزش دفتری برای محاسبه شکاف قیمتگذاری استفاده کردند. آنها این نسبت را در ارزش ذاتی سهام (V) شرکت ضرب و تقسیم نمودند تا رابطه شماره (2) بدست بیاید:
مدل (2)
در تجزیه انجام شده کسر اول (M/V) متغیر قیمتگذاری نادرست (Mis) میباشد؛ این بخش نتیجه بیقاعدگی رفتاری سهامداران یا وجود عدم تقارن اطلاعاتی بین اشخاص داخلی آگاه و سایر ذینفعان خارج شرکت است. کسر دوم (V/B) هم جز فرصت رشد (G) نسبت قیمت بازار به ارزش دفتری میباشد که فرصتهای رشد را بطور خالص از اشتباه محاسباتی در قیمتگذاری اندازهگیری میکند. رودز-کروف، رابینسون و ویس واناتان (2005) برای محاسبه ارزش ذاتی از مدل (3) استفاده نمودند:
مدل (3)
در مدل (3) متغیرها عبارتند از M: ارزش بازار سهام، BV: ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام، NI: سود خالص سالانه و Lev: نیز اهرم مالی است که از تقسیم جمع بدهی بر جمع دارایی محاسبه شده است. D: نیز متغیر مجازی زیاندهی است و برای سال-شرکتهای زیانده مقدار یک و در غیر این صورت مقدار صفر را میگیرد. برای محاسبه ارزش ذاتی ابتدا مدل (3) برآورد میشود. سپس مقادیر برآورد شده (Fitted Value) مدل ارزش ذاتی میباشد. در نهایت برای محاسبه قیمتگذاری نادرست، قیمت بازار سهام بر قیمت ذاتی تقسیم می شود. برای محاسبه جز فرصت رشد نیز قیمت ذاتی بر ارزش دفتری سهام تقسیم میشود.
متغیرهای کنترلی در مدل (1) نیز عبارتند از: اندازه شرکت (Size) که برابر لگاریتم طبیعی جمع داراییهاست، اهرم مالی (Lev) که از طریق جمع کل بدهی به جمع دارایی محاسبه خواهد شد، فرصت رشد (G) که از طریق رویکرد رودز-کروف و همکاران (2005) محاسبه خواهد شد، جریان نقد عملیاتی (CFO) که برابر جریان نقد حاصل از عملیات تقسیم بر جمع داراییها میباشد، و نرخ بازده داراییها (ROA) که متغیر سودآوری است و از طریق تقسیم سود خالص بر جمع داراییها بدست میآید.
به منظور آزمون فرضیه دوم نیز متغیر درصد مالکیت نهادی (InsOwn) و تعامل آن با قیمتگذاری نادرست (InsOwn*Mis) را به مدل (1) اضافه میکنیم تا مدل (4) بدست بیاید:
مدل (4)
در مدل (4) تعریف متغیرها مشابه مدل (1) است. درصد مالکیت نهادی برابر درصد سهام در اختیار نهادها میباشد.
جهت برآورد مدلهای پژوهش از روش رگرسیون چندمتغیره با روش برآورد حداقل مربعهای تعمیم یافته استفاده شده است. با توجه به اینکه دادههای ترکیبی برای برآورد مدلها استفاده شده است، لذا آزمونهای خاص این دادهها مانند آزمونهای نقض فروض کلاسیک (مانند آزمون خودهمبستگی و آزمون ناهمسانی واریانس)، آزمونهای تشخیصی (آزمون لیمر و هاسمن) انجام شده و در انتها با توجه به نتایج آزمونهای تشخیصی مدلها به کمک نرمافزار Eviews10 برآورد خواهند شد. جهت آزمون معناداری رگرسیون و فرضیهها به ترتیب از آزمونهای F و t استفاده خواهد شد.
یافتهها
آماره های توصیفی مربوط به متغیرها در جدول (1) ارائه شده است. نکته قابل توجه در بین آمارههای توصیفی کمتر از یک بودن متوسط قیمتگذاری نادرست میباشد که به معنای قیمتگذاری کمتر از واقع بطور میانگین میباشد و در نتیجه متوسط فرصت رشد (خالص از قیمتگذاری نادرست) نیز بالاتر از یک بوده و بیانگر وجود فرصت رشد میباشد.
جدول (1): آمارههای توصیفی متغیرهای پژوهش
متغیر |
نماد |
میانگین |
میانه |
بیشینه |
کمینه |
انحراف استاندارد |
جریان نقدی |
CFO |
12/0 |
11/0 |
64/0 |
41/0- |
13/0 |
فرصت رشد |
G |
06/1 |
05/1 |
39/1 |
89/0 |
06/0 |
درصد مالکیت نهادی |
InsOwn |
50/0 |
53/0 |
99/0 |
00/0 |
32/0 |
سرمایه گذاری |
INV |
08/0 |
07/0 |
42/0 |
40/0- |
06/0 |
اهرم مالی |
LEV |
64/0 |
65/0 |
95/0 |
07/0 |
21/0 |
قیمتگذاری نادرست |
MIS |
98/0 |
99/0 |
55/1 |
78/0 |
05/0 |
بازده داراییها |
ROA |
12/0 |
10/0 |
69/0 |
44/0- |
13/0 |
آزمونهای ناهمسانی واریانس و عدم خودهمبستگی
اگر جمله خطا دارای واریانس ثابت (بین زمانها) نباشد آن را واریانس ناهمسانی میگویند. از پیامدهای واریانس ناهمسانی میتوان به ناکارایی تخمینزنندهها و مخدوش شدن نتایج آزمونهای t، F اشاره کرد. برای کشف واریانس ناهمسانی در این پژوهش از آزمون والد تعدیل شده استفاده شده است. در صورتی که واریانس ناهمسانی وجود داشته باشد بایستی از روش GLS برای تخمین مدل استفاده کرد. فرض کلاسیک دیگری که وجود آن اهمیت دارد فرض عدم خودهمبستگی است که از فروض اصلی روش OLS است. همبستگی خطاها بایکدیگر را اصطلاحاً خودهمبستگی میگویند و در صورت وجود آن روش OLS دیگر قابل استفاده نیست (افلاطونی، 1397). در این پژوهش از آزمون ولدریج جهت بررسی خودهمبستگی اجزا خطا استفاده شده است (جدول 2).
جدول (2): نتایج آزمونهای ناهمسانی و خودهمبستگی
مدل |
معناداری آزمون والد تعدیل شده |
نتیجه |
معناداری آزمون ولدریج |
نتیجه |
مدل (1) |
00/0 |
ناهمسانی واریانس |
94/0 |
عدم خودهمبستگی |
مدل (3) |
15/0 |
همسانی واریانس |
60/0 |
عدم خودهمبستگی |
مدل (4) |
00/0 |
ناهمسانی واریانس |
87/0 |
عدم خودهمبستگی |
آزمونهای تشخیصی لیمر و هاسمن
برای تخمین مدلهای ترکیبی سه روش پانل (Panel) یا تابلویی (که شامل دو روش اثرات ثابت و تصادفی میباشد) و روش تلفیق دادهها یا ترکیبی (Pool) وجود دارد؛ بنابراین بایستی به کمک آزمونهای تشخیصی روش صحیح برآورد مدلها را تعیین نمود. برای تعیین نوع داده هایی که باید در مدل رگرسیون بکار برده شود دو آزمون تشخیصی وجود دارد. آزمون F لیمر برای تعیین نوع دادههای ترکیبی یا تابلویی. در صورتی که دادههای تابلویی تعیین شد باید از طریق آزمون هاسمن نوع دادههای تابلویی (اثرات تصادفی و یا اثرات ثابت) مشخص گردد (جدول 3).
جدول (3): نتایج آزمونهای تشخیصی لیمر و هاسمن
مدل |
معناداری آزمون لیمر |
نتیجه آزمون لیمر |
معناداری آزمون هاسمن |
نتیجه آزمون هاسمن |
مدل (1) |
00/0 |
دادههای تابلویی |
00/0 |
روش اثرات ثابت |
مدل (3) |
00/0 |
دادههای تابلویی |
00/0 |
روش اثرات ثابت |
مدل (4) |
00/0 |
دادههای تابلویی |
00/0 |
دادههای تابلویی |
برآورد مدلها و آزمون فرضیهها
نتایج برآورد مدل (1) به منظور قضاوت در مورد فرضیه اول در جدول (4) ارائه شده است.
جدول (4): نتایج آزمون برآورد مدل (1)
متغیر |
ضریب رگرسیون |
آماره t |
معناداری |
VIF |
||||
نام |
نماد |
|||||||
قیمت گذاری نادرست سهام |
Mis |
05268/0- |
36/3- |
000/0 |
20/1 |
|||
اندازه |
Size |
00562/0- |
33/2- |
020/0 |
43/1 |
|||
اهرم مالی |
Lev |
03595/0- |
53/3- |
000/0 |
37/1 |
|||
فرصت رشد |
G |
08648/0- |
27/2- |
020/0 |
06/1 |
|||
جریان نقدی |
CFO |
08387/0 |
25/9 |
000/0 |
12/1 |
|||
بازده داراییها |
ROA |
11094/0- |
08/8- |
000/0 |
07/1 |
|||
جز ثابت |
50466/0 |
07/12 |
000/0 |
- |
||||
ضریب تعیین تعدیل شده |
62/0 |
معناداری آماره F |
000/0 |
|||||
آماره F |
32/10 |
آماره دوربین-واتسون |
96/1 |
|||||
با توجه به معناداری آماره F که 000/0 است (زیر سطح خطای 05/0)، میتوان نتیجه گرفت که مدل رگرسیون معنادار است. همچنین نتایج آزمون عدمهمخطی (عامل تورم واریانس یا VIF) بیانگر عدم همخطی بین متغیرهای توضیحی میباشد (مقدار عامل تورم واریانس در صورتی که کمتر از 5 باشد بیانگر عدم همخطی میباشد). در مورد ضریب تعیین تعدیل شده نیز مقدار 62/0 قابل قبول تلقی میشود. برای آزمون فرضیهها از آزمون T استفاده شده است. برای پذیرش فرضیه بایستی آماره t محاسبه شده خارج از بازه بحرانی (96/1- الی 96/1+) یا سطح معناداری متغیر مستقل زیر 05/0 باشد تا فرض صفر رد شده و فرضیه وجود ارتباط بین دو متغیر پذیرفته شود. در مورد فرضیه اول متغیر مستقل این فرضیه قیمتگذاری نادرست سهام (Mis) است که با توجه به جدول 4 و مقدار آماره t متغیر مستقل که 36/3- میباشد (سطح معناداری متغیر مستقل نیز 000/0 میباشد) و با توجه به اینکه این مقدار در داخل ناحیه بحرانی قرار نمیگیرد، میتوان گفت فرض صفر آزمون T مبنی بر صفر بودن ضریب رگرسیون متغیر مستقل رد میشود؛ بنابراین فرضیه اول تایید میشود. در نتیجه قیمتگذاری نادرست سهام بر تصمیمات سرمایهگذاری تاثیر معناداری دارد. در مورد متغیرهای کنترلی نیز تاثیر منفی و معنادار تمامی متغیرها جز جریان نقدی (که تاثیر مستقیم بر سرمایهگذاری دارد) بر تصمیمهای سرمایهگذاری تایید میشود.
به منظور آزمون فرضیه دوم نیز از نتایج برآورد مدل (4) استفاده شده است (جدول (5)).
جدول (5): نتایج آزمون برآورد مدل (4)
متغیر |
ضریب رگرسیون |
آماره t |
معناداری |
VIF |
|||
نام |
نماد |
||||||
قیمت گذاری نادرست سهام |
Mis |
0294/0- |
94/1- |
050/0 |
28/1 |
||
مالکیت نهادی |
InsOwn |
5179/0 |
58/17 |
000/0 |
16/1 |
||
تعامل مالکیت نهادی و قیمتگذاری نادرست |
InsOwn*Mis |
5464/0- |
44/19- |
000/0 |
05/1 |
||
اندازه |
Size |
0010/0 |
46/0 |
650/0 |
47/1 |
||
اهرم مالی |
Lev |
0095/0- |
99/0- |
322/0 |
31/1 |
||
فرصت رشد |
G |
1694/0- |
09/4- |
000/0 |
11/1 |
||
جریان نقدی |
CFO |
0922/0 |
71/10 |
000/0 |
14/1 |
||
بازده داراییها |
ROA |
0926/0- |
33/7- |
000/0 |
06/1 |
||
جز ثابت |
2951/0 |
85/6 |
000/0 |
- |
|||
ضریب تعیین تعدیل شده |
71/0 |
معناداری آماره F |
000/0 |
||||
آماره F |
84/14 |
آماره دوربین-واتسون |
93/1 |
||||
با توجه به معناداری آماره F که 000/0 میباشد (زیر سطح خطای 05/0)، میتوان نتیجه گرفت که مدل رگرسیون معنادار است. همچنین نتایج آزمون همخطی (عامل تورم واریانس یا VIF) بیانگر عدم همخطی بین متغیرهای توضیحی میباشد. ضریب تعیین تعدیل شده نیز مقدار قابل قبول 71/0 میباشد. در مورد فرضیه دوم نیز متغیر مستقل نوع تعدیلگر این فرضیه تعامل مالکیت نهادی و قیمتگذاری نادرست سهام (InsOwn*Mis) است. با توجه به جدول (5) و مقدار آماره t متغیر مستقل که مقدار آن 44/19- میباشد و با توجه به اینکه این مقدار در داخل ناحیه بحرانی (96/1- الی 96/1+) قرار نمیگیرد، میتوان گفت فرض صفر آزمون T مبنی بر صفر بودن ضریب رگرسیون متغیر مستقل رد میشود؛ بنابراین فرضیه دوم تایید میشود و میتوان بیان کرد درصد مالکیت نهادی تاثیر معناداری بر ارتباط بین قیمتگذاری نادرست سهام و تصمیمات سرمایهگذاری دارد که نوع این تاثیر منفی (معکوس) است؛ به عبارتی با افزایش مالکیت نهادی ارتباط بین قیمتگذاری نادرست سهام و تصمیمات سرمایهگذاری کاهش مییابد. در بین متغیرهای کنترلی نیز جز اندازه و اهرم مالی، سایر متغیرها تاثیر معناداری بر تصمیمات سرمایه گذاری دارند.
نتیجهگیری و بحث
هدف پژوهش بررسی تاثیر قیمتگذاری نادرست سهام بر سرمایهگذاری و تاثیر مالکیت نهادی بر این ارتباط میباشد که با طراحی دو فرضیه مورد بررسی قرار گرفت. طبق نتایج فرضیه اول قیمتگذاری نادرست سهام برمیزان سرمایهگذاری شرکتها تاثیر معنادار و مستقیم دارد. نتیجه بدست آمده با پژوهشهای مشابه مانند پاکیزه و بشیری (1392)، عباسی و شریفی (1393)، خدادادی و نوروزی (1395)، الزهرانی و رائو (2014)، دوکاس و همکاران (2011)، و وو و وانگ (2016) همخوانی دارد؛ زیرا طبق تئوری زمانسنجی بازار شرکتها زمانی که قیمت سهام شرکت افزایش مییابد، اقدام به افزایش سرمایه و نهایتا سرمایهگذاری مینمایند تا از این طریق سه هدف را برآورده کنند: هدف اول استفاده از صرف قیمت سهام و وارد کردن آن به شرکت، هدف دوم کاهش قیمت بازار به قیمت پایین و جلوگیری از ایجاد فرصت آربیتراژ برای بازار، و هدف سوم نیز انجام سرمایهگذاری جدید است. مدیران از طریق افزایش سرمایه طبق این تئوری منافعی را برای خود (سرمایهگذاری در پروژههایی که بعضا خالص ارزش فعلی منفی دارند) و شرکت (صرف قیمت سهام جدید صادر شده) کسب مینمایند.
طبق نتایج فرضیه دوم مالکیت نهادی بر ارتباط قیمتگذاری نادرست- سرمایهگذاری تاثیر معناداری دارد و باعث تضعیف این رابطه میشود. نتیجه بدست آمده با پژوهشهای مشابه مانند وو و وانگ (2016) همخوانی دارد و در داخل کشور فرضیه مذکور به طور مستقیم یا غیرمستقیم مورد بررسی قرار نگرفته است؛ در تایید نتیجه بدست آمده میتوان بیان کرد که اصولا فلسفه وجودی ساز و کارهای حاکمیت شرکتی مانند مالکیت نهادی، اعمال کنترل بر فعالیتهای شرکت از جمله کنترل قیمت بازار سهام و کنترل تصمیمات سرمایهگذاری میباشد؛ بنابراین انتظار بر این است مالکان نهادی از طریق افشا اطلاعات شرکت باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی شده و به نوعی قیمتگذاری نادرست سهام و متعاقب آن تاثیر آن بر تصمیمات سرمایهگذاری را کاهش دهند. نتیجه بدست آمده موید این مطلب است که مالکان نهادی از طریق تاثیرگذاری بر قیمتگذاری نادرست و کاهش آن ارتباط بین قیمتگذاری نادرست و سرمایهگذاری را به عنوان یک پدیده رفتاری، تضعیف مینمایند.
با توجه به نتایج بدست آمده به سهامداران نهادی که اطلاعات کاملی راجع به شرکت دارند توصیه میکنیم در مواقع قیمتگذاری بیش از واقع از طریق انجام سرمایهگذاری و افزایش سرمایه، مابه التفاوت موجود را وارد شرکت نمایند و در مواقع قیمتگذاری کمتر از واقع نیز با افشا صحیح اطلاعات به سرمایهگذاران در تصمیمگیری کمک نمایند تا قیمت سهم به سمت ارزش ذاتی هدایت شود. به سرمایهگذاران حقیقی نیز پیشنهاد میشود با توجه به اطلاعات واقعی تصمیمگیری نمایند و از رفتار تودهوار و احساسی که منجربه مخدوش شدن قیمت ذاتی میشود پرهیز نمایند.