العلاقة بين الارباح المحاسبية والعوائد السوقية للاسهم: دراسة اختبارية للمواصفة الاكثر تمثيلاً للعلاقة في العراق
المقدمة:
منذ ان بدأ البحث العلمي في موضوع العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية بدراسة (Ball and Brown) (1) التي اجريت على 261 شركة مدرجة في سوق نيويورك خلال الفترة 1965-1957، التي توصلت الى وجود علاقة ارتباط موجبة بين العوائد السوقية والارباح المحاسبية، وهذا الموضوع يعد من اكثر مواضيع نظرية السوق المالية التي خضعت للدراسة من قبل الباحثين في مجال المحاسبة والتمويل خاصة في نهاية عقد الثمانينيات وخلال عقد التسعينات، وذلك على اثر محاولات البعض في تاكيد أو تفسير النتيجة التي توصلت اليها كل من دراسة (Brown et. al.) (2) ودراسة (Lev) (3) اللتان تفيدان بتدني القوة التفسيرية لمتغير الارباح في نموذج الانحدار المستخدم في وصف العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية. اذ وجدوا اولئك الدارسين اثناء مراجعتهم للدراسات السابقة وتقيمهم لها في هذا المجال بأن الارباح لا تفسر بشكل عام اكثر من 10% من التغير في العوائد السوقية للاسهم.
وأزاء الاهمية التي يحظى بها الموضوع من قبل المعنيين بالفكر المحاسبي في العالم الغربي، خاصة في الولايات المتحدة وبريطانيا، وامتداداً لجهود الباحثين في هذا المضمار الحيوي من نظرية الاستثمارات، تأتي الدراسة الحالية التي تستهدف اختبار مواصفتي العلاقة بين الارباح المحاسبية والعوائد السوقية للاسهم المقترحتان من قبل الدارسين في هذا المجال، وذلك لمعرفة مدى ملائمة كلاً منهما في تفسير العلاقة بين الارباح المحاسبية وعوائد الاسهم للشركات المساهمة المسجلة في سوق بغداد للاوراق المالية، وهل يمكن الوصول الى المواصفة الاكثر ملائمة للعلاقة بين المتغيرين للاسهم المتداولة في سوق بغداد للاوراق المالية؟
أهمية الدراسة
تنبع أهمية هذه الدراسة من النواحي الاتية:
1. ان اختبار العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية في الشركات المساهمة العراقية يكسب بحد ذاته أهمية خاصة للدراسة نظراً لوجود فروقات بين البيئة التي تمت فيها الدراسة السابقة وسوق بغداد للاوراق المالية، وذلك من حيث مستوى كفاءة السوق وحجم المعلومات المتاحة للمستثمرين ونوعيتها وحجم الافصاح المحاسبي في التقارير السنوية للشركات المساهمة.
2. ان هذه الدرسة ستسهم في تحسين منهجية الدراسات الميدانية في هذا الخصوص، اذ ستبين بالاختبار والتحقق الاحصائي ما اذا كان اختلاف مقياس الارباح المستخدم في وصف العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية يؤثر على قوة الارباح التفسيرية لعوائد الاسهم.
3. من المتوقع ان تخدم نتائج هذه الدراسة مستخدمي التقارير المالية، على وجه الخصوص المحللون الماليون اذ يعتمدون كثيراً على حصة السهم من الارباح في تحديد أسعار أسهم الشركات. فمعرفة قدرة هذا المتغير في تفسير التغير في أسعار الاسهم والوصف الاكثر تفسيراً للعلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية، سوف يمكنهم من تقليل نسبة الخطأ في تقديراتهم لأسعار أسهم الشركات.(4)
4. ان هذه الدراسة ستقدم أدلة مستمدة من واقع التطبيق في البيئة العراقية عن مدى وجود المضمون المعلوماتي لحصة السهم من الارباح.
الدراسات السابقة:
لقد حفلت الدوريات الخاصة بالمحاسبة والتمويل بالعديد من الدراسات الميدانية التي بحثت في موضوع العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية، لكن محاولات البعض في تفسير تدني القوة التفسيرية لمتغير الارباح في وصف العلاقة بين العوائد السوقية للأسهم والارباح المحاسبية خلال السنوات الاخيرة من عقد الثمانينيات، مثل تفسير (Ou and Penman) (5) ، (Kothari and Sloan) (6)، (Ali and Arowin) (7) والذي يفيد ان سبب تدني القوة التفسيرية لمتغير الارباح يعود الى خطأ في وصف العلاقة، اذ ان استخدام المتغير في حصة السهم من الارباح في تفسير التغير في العائد السوقي للسهم، بوصفه أقل ممثل للأرباح، يفترض ضرورة عدم تضمنه على عناصر غير ثابتة أو مؤقتة، لأن وجود هذه العناصر المؤقتة ضمن متغير التغير في حصة السهم من الأرباح، يجعله ضعيفاً في نموذج المواصفة وبالتالي يؤدي استخدامه الى ظهور خطأ في قياس العلاقة بين العوائد السوقية للأسهم والارباح المحاسبية، وهذا بدوره يؤدي الى انخفاض في قوة الارباح التفسيرية لعوائد الأسهم من جهة واقتراح كل من دراسة (Lev and Thiagarajan) (8) ومساهمة (Ohelson and Shroft) (9) حول تطوير مواصفة العلاقة، وذلك باعتبار المتغير الاساسي لتفسير العائد السوقي للسهم هو مستوى حصة السهم من الارباح مقسوماً على السعر السوقي للسهم وليس التغير في حصة السهم من الارباح مقسوماً على سعر السهم، من جهة ثانية يبدو انها –أي تلك المحاولات- قد أثرت وبشكل ملموس على منهجية البحث في تلك العلاقة خلال عقد التسعينات ولأهمية هذه الدراسة وحداثتها وارتباطها المباشر بالبحث قيد الدراسة، فأن الباحث سيبدأ بدراسة (Lips) (10) التي بحث العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والأرباح المحاسبية في ظل توفر معلومات بديلة في السوق تساعد على التنبؤ بايرادات الشركة المستقبلية. وتوصلت الى نتيجة تفيد بأن ربحية السهم هي دالة لكل من درجة الثبات والاستقرار في الارباح ومعدل الفائدة المستخدمة في خصم الايرادات المستقبلية، وان عوائد الاسهم في نهاية الفترة ترتبط بعلاقة موجبة مع ربحية السهم.
وسعت دراسة (Eston and Harris) (11) الى اثبات مساهمة (Ohelson) النظرية من خلال دراسة عملية على الشركات المدرجة في سوق نيويورك، وقد توصل الباحثان في هذه الدراسة الى انه يمكن استخدام متغير مستوى حصة السهم من الارباح لتفسير التغير في العائد السوقي للسهم، وان استخدام مستوى حصة السهم من الارباح في وصف العلاقة يؤدي الى تحسين قوة الارباح التفسيرية للعوائد، ومن ثم يؤدي الى ارتفاع معامل استجابة الارباح في النموذج.
قام (Ball and Kothari) (12) بدراسة سلوك عائد السهم اليومي ودرجة مخاطرته في فترة الاعلان عن النتائج الريعية للشركة وتوصلا الى ان السهم يحقق عائداً غير عادي في فترة الاعلان عن نتائج الاعمال، حتى بعد الاخذ بالاعتبار اثر التغير في مخاطرة السهم في فترة اعلان النتائج، مما يعني ذلك ان حصة السهم من الأرباح ترتبط بعلاقة موجبة مع العوائد السوقية للأسهم وتفسير التغير الحاصل فيها.
أختبرت دراسة (Easton et. al.) (13) العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية على فترات عائد طويلة نسبياً امتدت من ثلاث سنوات الى عشرة (1986-1977) وشملت الدراسة 1293 شركة مساهمة في الولايات المتحدة الامريكية. وقد اعتمدت هذه الدراسة على قياس كل من العائد والارباح على مدار الفترات المذكورة اذ تم تجميع الارباح وعوائد الاسهم لكل فترة بهدف اختبار العلاقة بينهما ومعرفة مدى قدرة الارباح على تفسير التغيرات في عوائد الاسهم وقد خلصت الدراسة الى نتائج تشير الى تحسن ملموس في مستوى الارتباط بين الارباح وعوائد الاسهم على المدى الطويل، كما ان القوة التفسيرية لنموذج الاختبار تتحسن بشكل ملموس اذ بلغت 0.63 .
كما بينت دراسة (Kothari) (14) التي استندت على مساهمة (Ohelson) انه اذا كانت الاسعار تسبق الارباح فأن معامل استجابة الارباح وقوة الارباح التفسيرية للنموذج الذي يستخدم متغير مستوى حصة السهم من الارباح سيكون اعلى مما هو عليه في حالة استخدام متغير التغير في حصة السهم من الارباح في نموذج العوائد السوقية للاسهم بالارباح.
طبق (Strong) (15) دراسة (Easton and Harris) على الواقع البريطاني، وتوصل الى نتائج معاكسة اذ وجد (Strong) ان التغير في حصة السهم من الارباح هو المتغير الاساس لتفسير التغير في العوائد السوقية للاسهم.
أما الدراسات التي اجريت على هذا الموضوع في الوطن العربي، فهي محدودة جداً وتتمثل في دراسة يوسف (16) التي تناولت العائد المحاسبي والمحتوى الاعلامي للاعلان عن التوزيعات التي اجريت على 42 شركة مساهمة كويتية توصلت الدراسة الى ان حدث الاعلان عن التوزيعات تتضمن محتوى اعلامي في حالة الشركات الفاشلة كبيرة وصغيرة الحجم في حين لا يظهر ذلك بوضوح في حالة الشركات الناجحة. كما جاءت الدراسة بنتائج تشير الى ان للاعلان عن توزيعات الارباح اثر على العوائد الغير عادية لأسهم الشركات الفاشلة فقط، دون الناجحة، وان هذا الاثر لا يرتبط بحجم الشركة. في دراسة ثانية على الشركات المسجلة في سوق البورصة في الكويت وجد (Midani) (17) ان حصة السهم من الارباح هي من أكثر العوامل تحديداً لسعر السهم حيث بلغت القوة التفسيرية للنموذج 0.71 .
أما دراسة عبد الله (18) التي اجريت على عينة من الشركات المساهمة السعودية، خلال الفترة الزمنية الممتدة من عام 1993-1986 ، فقد اوضحت ان التغير في حصة السهم من الارباح في المدى القصير له تأثير واضح على التغير في أسعار الأسهم. اما في المدى الطويل فأن التغير في اسعار الاسهم لا يعتمد على نصيب السهم من الارباح وانما يعتمد على سلوك الاسعار في الفترات السابقة. وكذلك في دراسة اخرى للباحث نفسه (19) أجريت على الشركات المساهمة السعودية أيضاً، خلال الفترة 1991-1987 ، والتي بحثت في العوامل المحددة لأسعار الاسهم، وجد ان دخل السهم والعائد على حق الملكية والمؤشر العام للأسعار يعد من أهم العوامل المحددة لأسعار اسهم الشركات المساهمة في المملكة العربية السعودية وبغض النظر عن طبيعة النشاط والقطاع.
جاءت دراسة (السعايدة) (20) التي اجريت على 45 شركة عامة مساهمة اردنية مؤكدة العلاقة الايجابية بين معدل العائد على حق الملكية وأسعار الاسهم التي أوضحتها دراسة (غرابية وجعفر) (21) عندما توصلت الى ان ذلك المتغير (معدل العائد على حق الملكية) يساعد على تفسير ما يزيد عن 60% من التغيرات الحاصلة في القيمة السوقية لأسهم الشركات.
استهدفت دراسة (الخلايلة) (22) اختبار العلاقة بين العوائد السوقية للأسهم والأرباح المحاسبية على المدى الطويل، حيث افترضت وجود علاقة موجبة بين عوائد الأسهم والأرباح، كلما كانت فترة العائد أطول، كلما كانت هذه العلاقة أقوى. شملت الدراسة 41 شركة مساهمة اردنية موزعة على قطاعين هما الصناعة والخدمات، وغطت الدراسة الفترة 1994-1985. أشارت النتائج الاولية لتحليل الارتباط والانحدار الى وجود علاقة ضعيفة، وليست ذات دلالة احصائية بين عوائد الاسهم السوقية والارباح المحاسبية، وبعد تحديد أثر بعض الاحداث المشوشة، لوحظ ان هنالك تحسن ملحوظ في قيم معامل الارتباط والقوة التفسيرية لنموذج الانحدار عند اطالة فترة العائد.
أظهرت نتائج دراسة (الدبعي وأبو نصار) (23) التي أجريت على 47 شركة مساهمة عامة اردنية، ان متغير مستوى حصة السهم من الارباح والتغير في حصة السهم من الارباح متغيران ملائمان لتفسير التغير في أسعار الاسهم، كذلك أوضحت النتائج ان متغير مستوى حصة السهم من الارباح اهم من متغير التغير في حصة السهم من الارباح في تفسير التغيرات الحاصلة في العوائد السوقية للأسهم. كما بينت الدراسة ان ادخال المتغيرين معاً في نموذج العلاقة يؤدي الى خفض خطأ قياس الأرباح غير المتوقعة، وخطأ القياس الناتج عن استخدام متغير التغير في حصة السهم من الارباح.
ويظهر التحليل المقارن للدراسات السابقة، ان هذه الدراسة مشابهة للدراسات السابقة وعلى وجه الخصوص دراسة (Ohelson and Shroft) ودراسة (Easton and Harries) ودراسة (الدبعي وأبو نصار)، من حيث اختبارها لمدى قدرة متغيرين هما مستوى حصة الاسهم من الارباح في تفسير العوائد السوقية للأسهم. الا ان هذه الدراسة تختلف عن سابقتها من ناحية سعيها الى اختبار مدى التحسن الذي يحدث في القدرة التفسيرية للارباح المحاسبية عند تمثيلها لأكثر من مقياس في مواصفة العلاقة، الأمر الذي يضفي على أهميتها بعداً أعمق. ناهيك عن كون هذه الدراسة تعد الاولى من نوعها في العراق التي تبحث بشكل مفصل في العلاقة بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية.
منهجية الدراسة
مشكلة البحث
تشير الدراسات الى ان المتغير التفسيري للعوائد السوقية في نموذج العلاقة بين الارباح المحاسبية والعوائد السوقية، هو متغير الارباح غير المتوقعة. ونظراً لكون الارباح غير المتوقعة تمثل متغيراً غير منظوراً، لذا لابد من ايجاد ممثل لذلك المتغير غير المنظور. وفي هذا الصدد يوجد نموذجين:
النموذج الاول: وهو النموذج التقليدي، ويستخدم التغير في مستوى حصة السهم من الأرباح لتمثيل الارباح غير المتوقعة.
وقد واجه الافتراضان اللذان يقوم عليهما النموذج التقليدي انتقادات من عدة دراسات معاصرة فقد أوضحت دراسة (Kothari) (6) ودراسة (Ohelson and Shroft) (9) ودراسة (Ali and Zarown) (7) ان افتراض تقارب المضمون المعلوماتي للارباح مع المضمون المعلوماتي لأسعار الأسهم، أي افتراض ان اسعار الاسهم لا تسبق الارباح، هو افتراض غير دقيق، ذلك لأن قدرة الارباح المحاسبية على عكس توقعات حملة الاسهم للتدفقات النقدية المستقبلية. مقيدة بالاعراف والمبادئ المحاسبية التي تحكم عملية القياس المحاسبي مثل مبدأ الكلفة التأريخية ومبدأ التحفظ والموضوعية، وبالتالي فان هذا الافتراض غير مناسب لتبرير استخدام مقياس التغير في حصة السهم من الارباح لتمثيل الارباح غير المتوقعة كما ان افتراض كون الارباح السنوية لا تسلك سلوكاً عشوائياً أي ان أرباح السنة السابقة هي الممثل المناسب للأرباح المتوقعة للسنة الحالية يعد افتراضاً صحيحاً في حالة افتراض عدم تضمن الارباح على بنود مؤقتة. وبما ان هذا الافتراض غير عملي فان اعتماد التغير في حصة السهم من الارباح سيكون ممثلاً ضعيفاً في نموذج العلاقة وان استخدامه سيؤدي الى خطأ في المقياس.
وكنتيجة لهذه الانتقادات اقترحت الدراسات المعاصرة 23 نموذج جديد لوصف العلاقة بين الارباح المحاسبية والعوائد السوقية يقوم على اساس استخدام متغير مستوى حصة السهم من الارباح. وبالرغم من أهمية النموذج الحديث في فهم علاقة الارباح المحاسبية بالعوائد السوقية، الا ان المتتبع للجهود المبذولة في هذا الخصوص يلاحظ وبوضوح عدم اتفاق الباحثين على تفضيله في تمثيل الارباح غير المتوقعة في وصف العلاقة بين الارباح المحاسبية والعوائد السوقية. وهذا يعني انه لا يمكن للباحث تفضيل أحدهما على الاخر في تمثيل الارباح المحاسبية في مواصفة العلاقة بين الارباح المحاسبية والعوائد السوقية لأسهم الشركات المسجلة في سوق بغداد للأوراق المالية. وعليه يمكن صياغة البحث في السؤال الاتي:
(ما هي المواصفة الأكثر ملائمة للعلاقة بين الأرباح المحاسبية والعوائد السوقية للأسهم المتداولة في سوق بغداد للأوراق المالية).
فرضيات الدراسة:
تقوم الدراسة على اختبار الفرضيات الاتية:
H1 : يوجد أثر ذات دلالة احصائية لكل من متغير التغير في حصة السهم من الارباح على العوائد السوقية لأسهم الشركات المساهمة العراقية.
H2 : ان متغير مستوى حصة السهم من الارباح يفسر العوائد السوقية لسهم الشركة بدرجة افضل من تفسير متغير التغير في حصة السهم من الارباح.
H3 : ان قدرة الارباح في تفسير العوائد السوقية للأسهم لن تتأثر عند تمثيل الارباح بأكثر من متغير في نموذج العلاقة بين الأرباح والعوائد.
عينة الدراسة
تتكون عينة الدراسة من 26 شركة مساهمة مسجلة في سوق بغداد للأوراق المالية لعام 1998 موزعة على ثلاث قطاعات صناعية وبنسبة 65.4% وزراعية بنسبة 19.2% وأخيراً خدمية وبنسبة 15.4% وكما موضح في الجدول رقم (1).
جدول رقم (1)
وصف الشركات عينة الدراسة
نوع القطاع
|
عدد شركات القطاع في السوق
|
عينة الدراسة
| |
عدد
|
%
| ||
صناعي
|
34
|
17
|
50
|
زراعي
|
29
|
5
|
17
|
خدمي
|
21
|
4
|
19
|
المجموع
|
84
|
26
|
31
|
وقد تم اختيار هذه الشركات على اساس المعايير الاتية:
1. ان هذه الشركات مدرجة في سوق بغداد للأوراق المالية ويتم تداول أسهمها فيه منذ تاريخ 1992/1/2 .
2. ان هذه الشركات عينة الدراسة لم يتم ايقاف التداول في أسهمها بقرار من مجلس ادارة السوق خلال نافذة الحدث الممتدة من 1992/6/1 ولغاية 1998/5/30 .
3. ان الشركات المختارة للدراسة لم ينقطع تداول أسهمها في السوق لمدة تزيد على اثني عشر شهراً خلال نافذة الحدث.
4. ان الشركات لم يتم تحويل ملكيتها او دمجها خلال نافذة الحدث.
متغيرات الدراسة
أولاً: العائد السوقي للأسهم: قام الباحث باحتساب العائد السوقي الشهري لكل شركة بالاعتماد على البيانات المتاحة في تقارير السوق عن حركة اسعار اسهم الشركات عينة الدراسة للفترة من 1992/6/1 ولغاية 1998/5/30 وذلك باستخدام المعادلة رقم (1)، ثم قام بعد ذلك بتحديد العائد السوقي للسهم المجمع لمدة 12 شهراً ليمثل العائد السوقي المجمع لمدة سنة وذلك وفقاً للمعادلة رقم (1).
حيث ان:
Rit = العائد السوقي لسهم الشركة i في نهاية الشهر t.
Pit = سعر الاغلاق لسهم الشركة i في نهاية الشهر t.
Pit-1 = سعر الافتتاح لسهم الشركة i في بداية الشهر t.
ويستند الباحث في استخدام نافذة بطول اثنى عشر شهراً على مقترح Collins and Kothari (24) الذي يصف نافذة بطول اثني عشر شهراً بانها نافذة ملائمة لدراسة العلاقة بين العوائد السوقية للأسهم والأرباح المحاسبية. أما استخدام الباحث أسعار الافتتاح للشهر السادس من السنة المالية للشركة وأسعار الاغلاق للشهر الخامس من السنة التالية لقياس العوائد السوقية الشهرية والمجمّعة للسنة المالية، فهي محاولة من الباحث لتضمين تأريخ اصدار التقارير المالية للشركة في النافذة التي تقيس العوائد السوقية، ذلك لأن التقارير المالية غالباً ما تصدر بعد أربع أو خمس شهور من تاريخ انتهاء السنة المالية في 31/12.
كما يلاحظ من المعادلة (1) ان الباحث قد استخدم عائد السهم المتوقع في قياس العوائد السوقية الشهرية والمجمعة لأثني عشر شهراً وذلك بدلاً من عائد السهم غير المتوقع معتمداً في هذا الاستخدام على رأي Ohelson and Shroft (9) الذي يفيد بان تعريف العائد لا يلعب أي دور في تحديد المواصفة الملائمة لعلاقة العوائد السوقية للأسهم بالأرباح، وكذلك على ما بينته دراسة Collins and Kotharia عندما أوضحت ان تذبذب أسعار الاسهم المتوقعة بين الشركات او عبر الزمن صغيرة مقارنة بالتغيرات في عوائد الأسهم، وبالتالي فأن استخدام العوائد المتوقعة ستعطي نتائج مقاربة جداً لتلك اذا ما تم استخدام العوائد غير المتوقعة، كما اعتمد الباحث في استخدام عائد السهم المتوقع على دراسة Beaver et. al. (25) التي بينت ان استخدم العوائد غير المتوقعة ليس أفضل وربما يكون أسوء من استخدام العوائد المتوقعة في علاقة العوائد السوقية للاسهم بالأرباح.
ثانياً: المتغير الممثل للارباح في مواصفة العلاقة: لغرض تحقيق أهداف الدراسة واختبار فرضياتها سوف يستخدم الباحث متغيرين هما:
1. التغير في حصة السهم من الارباح: وقاس الباحث هذا المتغير بالمعادلة الآتية:
حيث ان:
Xit = حصة السهم من الارباح في الشركة i للفترة t .
Xit = حصة السهم من الأرباح في الشركة i للفترة t-1 .
والمبرر العلمي لأستخدام هذا المتغير في مواصفة العلاقة بين العوائد السوقية للأسهم والأرباح هو رأي Lev (3) الذي يفيد بأنه اذا كانت أسعار الاسهم تعكس التوقعات حول الأرباح المستقبلية قبل اعلان تلك الارباح فأنه من المنطق ربط التغير في السعر مع التغير في الأرباح ومقترح Holmes (26) الذي يرى ان التغير في الأرباح المتوقعة يقارب الارباح غير المتوقعة، لأن الأرباح الحالية تقارب الأرباح المتوقعة. أي ان الارباح تسلك سلوكاً عشوائياً وبالتالي فأن الأرباح غير المتوقعة هي فقط التي ترتبط بعائد السهم خلال الفترة المتزامنة لكلا المتغيرين.
2. متغير مستوى حصة السهم من الأرباح: ويقيس الباحث هذا المتغير بالمعادلة الآتية:
حيث ان:
EPSit = مستوى حصة السهم من الأرباح
وقد اعتمد الباحث في قياس المتغير على مقترحات Ohelson and Shroft (9) التي تري ان قيمة الأسهم السوقية تعتمد على القيمة الدفترية للشركة وعلى أرباحها، وبالتالي فأن قوة علاقة مستوى حصة السهم من الأرباح بالعوائد السوقية، هي أكبر من علاقة التغير في حصة السهم من الأرباح بالعوائد السوقية.
ثالثاً: حجم الشركة: يعتمد الباحث في التعبير عن حجم الشركة على أساس الوسيط للقيم السوقية لأسهم الشركات للتمييز بين الشركات الكبيرة والشركات الصغيرة. فالشركات التي تكون القيم السوقية لأسهمها اعلى من الوسيط تصنف على انها شركات كبيرة بينما ينظر الى الشركات التي تكون القيم السوقية لأسهمها اقل من الوسيط، انها شركات صغيرة الحجم. وعلى هذا الأساس بلغت الشركات الكبيرة (20) شركة بينما بلغت الشركات الصغيرة (6) شركات.
نماذج الأختبار الرئيسية:
يستخدم الباحث لأختبار فرضيات الدراسة نماذج الانحدار البسيطة والمتعددة الرئيسة الآتية:
1. لقياس تأثير متغير التغير في حصة السهم من الأرباح يستخدم الباحث المعادلة رقم (4):
2. لقياس تأثير متغير مستوى حصة السهم من الأرباح يستخدم الباحث المعادلة رقم (5):
3. لقياس تأثير كل متغير
حيث ان:
eit خطأ النموذج.
جدول رقم (2)
مصفوفة الارتباط بين متغيرات الدراسة
Variable s
|
Rit
| |
EPSit
|
0.303
|
0.536
|
0.312
|
-
|
اختبرت معنوية معاملات الارتباط، تحت مستوى دلالة (5%)
ومن المهم الاشارة اليه في هذا المجال بأن الباحث وجد علاقة ارتباط مقبولة احصائياً بين متغيري النموذج رقم (5) حيث بلغت قيمة معامل الارتباط لسيبرمان بين المتغيرين 0.536 .
وبهدف التأكد من كون نتائج النموذج بأنها ليست ناتجة عن وجود ارتباط عالٍ بين المتغيرين المستقلين في النموذج وهما
والجدير بالذكر في هذا الخصوص انه لا توجد قاعدة ثابتة لتحديد أهمية VIF ولكن Myers (27) اشار الى انه اذا كانت قيمة VIF أكبر من 30 فان ذلك يعني وجود ارتباط عالٍ بين المتغيرين وانه اذا كانت قيمة VIF تقل عن 5 نقاط فأن ذلك يعني عدم وجود ارتباط ذو اهمية بين المتغيرات، كما أوضح بأنه اذا كان الجذر التربيعي لقيمة CN أكبر من 1000 فهذا يشير الى وجود ارتباط عالٍ بين المتغيرات المستقلة.
ويظهر من الجدول رقم (3) نتائج اختبار علاقة الارتباط بين المتغيرين المستقلين في النموذج رقم (5) وتشير الى عدم وجود ارتباط ذو أهمية احصائية بين المتغيرين، مما يعني ذلك امكانية استخدامها في النموذج.
جدول رقم (3)
نتائج اختبار VIF و CN
السنة
|
EPSit
|
عدد المشاهدات
| |||
VIF
|
CN
|
VIF
|
CN
| ||
جميع السنوات
|
1.976
|
1.454
|
1.976
|
1.00
|
132
|
1992
|
1.351
|
1.757
|
1.351
|
1.00
|
21
|
1993
|
1.897
|
1.688
|
1.897
|
1.00
|
24
|
1994
|
1.842
|
1.931
|
1.842
|
1.00
|
22
|
1995
|
1.956
|
1.867
|
1.956
|
1.00
|
21
|
1996
|
2.491
|
1.956
|
2.491
|
1.00
|
18
|
1997
|
1.874
|
1.309
|
1.874
|
1.00
|
26
|
نتائج الدراسة
نتائج اختبار H1 :
تشير نتائج تحليل التباين للنموذج رقم (4, 3) والمدرجة في الجدول رقم (4) الى صحة ما ذهب اليه الباحث في فرضيتهما الاولى حيث توضح قيمة t المحسوبة لقيمة معامل الانحدار لكل من
كما بين اختبار F للنموذجين قبولهما الاحصائي عند مستوى معنوية 5% أيضاً. وبذلك فان نتائج هذه الفرضية جاءت متفقة مع نتائج الدراسات السابقة بدءاً بدراسة Ball and Brown مروراً بدراسة Beavers et. al وانتهاءاً بدراسة الدبعي وأبو نصار.
كما جاءت نتائج هذه الفرضية مؤكدة نتائج الدراسات السابقة بخصوص تدني القوة التفسيرية R2 لمتغيري الارباح. حيث لم يفسر متغير
غير ان الباحث لا يعتقد ان السبب وراء تدني R2 يعود الى خطأ في مواصفة العلاقة وانما الى هدف الاستثمار للمستثمرين في سوق بغداد للأوراق المالية فبسبب حالة التضخم غير الطبيعية التي تسود الاقتصاد العراقي بفعل الحصار المفروض عليه، وجد الفرد نفسه مضطراً لأستثمار أمواله وذلك لأنقاذ الكتلة النقدية التي يمتلكها من خطر انخفاض قيمتها الشرائية، ونظراً لمحدودية بل ندرة الادوات الاستثمارية المتوفرة في الاقتصاد، فأن المستثمر العراقي ينبغي عليه ان يتجه نحو الاستثمار في أسهم الشركات. واستناداً الى نظرية السوق فأن هذه الزيادة في حجم الطلب تؤدي الى ارتفاع أسعار الأسهم مما يوفر ذلك فرصة للمستثمر ان يحقق عوائد على استثماراته من الأسهم. مما يعني ذلك ان العوائد السوقية للأسهم في سوق بغداد للأوراق المالية لا تتحسس كثيراً للأرباح المحاسبية بقدر تحسسها بهدف الأستثمار والظروف الاقتصادية العامة.
جدول رقم (4)
نتائج تحليل الانحدار للنموذجين 3,4
السنة
|
EPSit
| |||||||||||||||||||
Bi
|
T
|
R2
|
F
|
Duribin-Watson
|
Bi
|
T
|
R2
|
F
|
Duribin-Watson
| |||||||||||
جميع السنوات
|
0.398
|
1.93*
|
0.0964
|
4.13
|
1.491
|
0.423
|
1.88*
|
0.0887
|
3.95*
|
1.482
| ||||||||||
Residuals Statisticsa
|
Residuals Statisticsa
| |||||||||||||||||||
N
|
Std. Deviation
|
Mean
|
Maximum
|
Minimum
|
N
|
Std. Deviation
|
Mean
|
Maximum
|
Minimum
| |||||||||||
131
|
1.157E-02
|
5.929E-02
|
8.552E-02
|
4.051E-02
|
Predicted Value
|
131
|
7.366E-04
|
5.929E-02
|
5.936E-02
|
5.092E-02
|
Predicted Value
| |||||||||
131
|
7.730E-02
|
3.326E-17
|
.2478
|
-.1948
|
Residual Std.
|
131
|
7.815E-02
|
2.966E-17
|
.2506
|
-.1794
|
Residual Std.
| |||||||||
131
|
1.000
|
.000
|
2.267
|
-1.624
|
Predicted Value
|
131
|
1.000
|
.000
|
.096
|
-11.358
|
Predicted Value
| |||||||||
131
|
.996
|
.000
|
3.194
|
-2.511
|
Std. Residual
|
131
|
.996
|
.000
|
3.195
|
-2.286
|
Std. Residual
| |||||||||
a. Dependent Variable: Y
|
a. Dependent Variable: Y
| |||||||||||||||||||
* مستوى دلالة (10%)
نتائج أختبار H2 :
جاءت نتائج الفرضية الثانية والمدرجة في الجدول رقم (4) على عكس ما كان متوقعاً اذ تظهر تلك النتائج ان متغير EPSit لم يكن اكثر قدرة من متغير
نتائج اختبار H3 :
يبدو من نتائج نموذج رقم (5) والمدرجة نتائجه في الجدول رقم (5) ان قوة الأرباح التفسيرية للعوائد السوقية تزداد عند زيادة عدد المتغيرات الممثلة للأرباح في نموذج المواصفة.
ولاشك ان هذه النتيجة دعمت وبشكل قوي رأي Brown et. al الذي يفيد بان استخدام أكثر من ممثل للأرباح قد يؤدي الى تخفيض التحيز الناتج من الاخطاء في قياس الارباح. فضلاً عن كون هذه النتيجة التي توصل اليها الباحث متسقة تماماً مع نتائج دراسة Easton and Harris ودراسة الدبعي وأبو نصار.
جدول رقم (5)
نتائج اختبار الفرضية
السنة
|
EPSit
|
R2
|
F
| ||||||||
b1
|
T
|
b2
|
T
| ||||||||
لجميع السنوات
|
0.422
|
1.59*
|
0.451
|
2.01**
|
0.198
|
3.11**
| |||||
Residuals Statisticsa
| |||||||||||
N
|
Std. Deviation
|
Mean
|
Maximum
|
Minimum
| |||||||
131
|
1.157E-02
|
5.929E-02
|
8.552E-02
|
4.051E-02
|
Predicted Value
| ||||||
131
|
7.730E-02
|
4.068E-17
|
.2478
|
-.1948
|
Residual Std.
| ||||||
131
|
1.000
|
.000
|
2.267
|
-1.624
|
Predicted Value
| ||||||
131
|
.992
|
.000
|
3.182
|
-2.501
|
Std. Residual
| ||||||
a. Dependent Variable: Y
| |||||||||||
* مستوى دلالة (10%) ** مستوى دلالة (5%)
استنتاجات وتوصيات الدراسة
الاستنتاجات:
يمكن تلخيص أهم الاستنتاجات التي توصل لها الباحث من اختبار فرضيات الدراسة في النقاط التالية:
1. ان قدرة كل من متغير التغير في حصة السهم من الأرباح ومتغير مستوى حصة السهم من الأرباح لا يفسر أكثر من 9.9% من العوائد السوقية لأسهم الشركات المساهمة العراقية المسجلة في سوق بغداد للأوراق المالية.
2. ان التباين الحاصل في قدرة كل من متغير التغير في حصة السهم من الأرباح ومتغير حصة السهم من الأرباح في تفسير العوائد السوقية للأسهم يجعل موضوع تحديد المتغير الأكثر تفسيراً للعوائد أمراً غير ممكناً او على الاقل يتصف بقدر معين من الصعوبة.
3. ان استخدام اكثر من ممثل للارباح في نموذج العلاقة يجعل الارباح اكثر قدرة في تفسير العوائد السوقية ويخفض التحيز الناتج من الاخطاء في قياس الارباح.
التوصيات:
في ضوء نتائج واستنتاجات الدراسة يوصي الباحث بالاتي:
1. ينبغي التعامل مع نتائج هذه الدراسة بنوع من الحذر وذلك لصغر حجم السوق وما يترتب عليه من صغر حجم العينة نسبياً اضافة الى الظرف غير الطبيعي الذي يقع تحت وطأة الاقتصاد العراقي، ناهيك عن تدني كفاءة السوق مقارنة مع الاسواق المالية المتطورة.
2. تكرار اجراء مثل هذه الدراسة على شركات اخرى للتأكد من النتائج التي توصلت اليها وخصوصاً فيما يتعلق بأثر اختلاف حجم الشركة.
3. ان استخدام اكثر من متغير ممثل للارباح يعد اسلوباً واحداً من عدة اساليب تحسين قدرة الارباح التفسيرية للعوائد السوقية لذلك يمكن للباحثين فحص اسلوباً آخراً مثل اسلوب مقلوب نسبة السعر الى الربح.
المراجع
1) Ball, R. and P. Brown, “an Empirical Evaluation of Accounting Income Number”, Journal of Accounting Research; Autumn, 1968, 11.159-177.
2) Brown, L. D. et. al., “an Information Interpretation of Financial Analysis Superiority in Forecasting Earnings”, Journal of Accounting Research; 1987, pp. 49-67.
3) Lev, V. “on the Usefulness of Earning: Lessons and Directions from two Decades of Empirical Research”, Journal of Accounting Research; Vol. 27, 1989, pp. 129-153.
4) الرجبي محمد واسامة الحارس، (مقارنة درجة التباين والعلاقة بين الارباح المتحققة والأرباح الموزعة ومعدل العائد على السهم في الشركات المساهمة العامة الاردنية خلال المدة 1985-1994)، دراسة ميدانية مجلة ابحاث اليرموك، المجلد14، العدد2، 1998، ص(79-80).
5) Ou, J. A., and S. Penman, “Accounting Measurement, Price Earnings Ratio and Information Content of Security Price”, Journal of Accounting Research; Vol. 27, 1989, pp. 111-144.
6) Kothari, S. P. and R. G. Sloan, “Information in Earnings about Future Earnings: Implications for Earnings Response Coefficient”, Journal of Accounting Research; Vol. 15, 1992, pp. 143-171 .
7) Ali, A. and P. A. Zarowin, “Permanent Versus Transitory Components of Annual Earnings and Association between Abnormal Return and Unexpected Earnings”, Journal of Accounting Research; Vol.15, 1992, pp. 249-264.
8) Lev, B. and S. R. Thiagarajan, “Fundamental Information Analysis”, Journal of Accounting Research; Vol. 31, 1993, pp. 190-215.
9) Ohelson, J. and P. K. Shroft, “Changes Versus Levels in Earnings as Explanatory Variables for Return: Some Theoretical Considerations”, Journal of Accounting Research; Vol. 30, 1992, pp. 210-226.
10) Lipe, Robert, “The Relation Between Stock Returns and Accounting Earnings Given Alternative Information” the Accounting Review, January 1990, pp. 49-71.
11) Easton
12) Ball, R. and S. P. Kothari, “Security Returns Around Earnings Announcement”, The Accounting Review, October, 1991. Pp. 718-738.
13) Easton
14) Kothari, S. P. “a Price – Earnings Regressions in the Presence of Prices Leading Earnings: Earnings level Versus Change Specification and Alternative Deflators”, Journal of Accounting and Economics. 1992, pp. 173-202.
15) Strong, N., “The Relation Between and Earnings: Evidence for the U.K.
16) يوسف محمد محمود، (العائد المحاسبي والمحتوى الاعلامي للاعلان عن التوزيعات)، مجلة المحاسبة والادارة والتأمين، 1994، ص 1-35 .
17) Midani, M. Ayman, “Determinations of Kuwaiti Stock Prices: an Empirical Investigation of Industrial, Service and Food Company Shares”, Journal of Administrative Science and Economics, University of Qatar
18) عبد الله، عبد القادر، (العلاقة بين نصيب السهم من الأرباح وأسعار الاسهم في سوق الاسهم السعودية) ، مجلة العلوم الاقتصادية والادارية، جامعة الامارات العربية، 94 ديسمبر، 1993، ص 1-20 .
19) عبد الله، عبد القادر، (العوائد المحددة لأسعار أسهم الشركات المساهمة في المملكة العربية السعودية)، مجلة ابحاث اليرموك، المجلد11 ، العدد1، 1995، ص 135-155.
20) السعايدة، منصور ابراهيم، (مقدرة المعلومات المحاسبية المنشورة على تفسير القيمة السوقية لأسهم الشركات المساهمة العامة الاردنية) مجلة المنارة، جامعة آل بيت، الأردن، المجلة1، العدد3، 1996، ص 153-183.
21) غرايبة فوزي وداود محمد جعفر (مضمون الارقام المحاسبية من المعلومات في الشركات المساهمة الاردنية) مجلة اليرموك، مجلد4، العدد2، 1988، ص201-233.
22) الخلايلة، محمود، (العلاقة بين الارباح وعوائد الأسهم في الأجل الطويل)، مجلة دراسات الجامعة الأردنية، المجلد 26، العدد22، 1999، ص358-365.
23) الدبعي، مأمون ومحمد أبو نصار، (مواصفة العلاقة بين العوائد السوقية والأرباح المحاسبية للشركات المساهمة الاردنية)، مجلة دراسات، المجلد26، العدد2، 1999، ص312-329.
24- collins, D.W.and S.P.Kothair,((An Anlgsis of the Lnteremporal and Cross-Setional Determinants of the Earning Restonse Coefficient)),Jonrnal of Accounting and Economics, 1980,pp.143-181
25-Beaver,W.et.al.,((The lnforwation Content of Security Prices)),Journal of Accounntiny and Economics, 1980,PP.3.28
26-Holwes.Geoffrey,((Earningper Share:Ameasure of Sustainable Growth)),Jontnal of Acconnting and Bwine))Rejearch,Spring,1971,TP.118-143-
27-Myers,R.H,((Classical and Modern Regrejjion With Applicatirn));Second Edition:Bostom: PWS and Kent Pnblishing Co.,Inc., 1990.
العلاقة بين الأرباح المحاسبية والعوائد السوقية للأسهم دراسة اختباريه للمواصفة الأكثر تمثيلاً في العراق
د. مؤيد محمد علي الفضل
جامعة جرش / الأردن
تستهدف الدراسه الحاليه اختبار مواصفتي العلاقه بين الأرباح المحاسبيه والعوائد السوقية المقترحتين من قبل الدراسين في هذا المجال في كل من الولايات المتحده وبريطانيا ، وذلك لغرض معرفة مدى ملاءمتها لتفسير العلاقه بين الأرباح المحاسبيه والعوائد السوقيه للأسهم المتداوله في سوق بغداد للاوارق المالية ، وهل يمكن الوصول الى المواصفه الأكثر ملائمة للعلاقة بين تلكما المتغيرين للأسهم المتداوله في سوق بغداد للأوراق المالية0
وقد أسفرت نتائج الدراسه التي اجريت مع عينه مؤلفه من 31 شركه مايلي :
1 – ان قدره كل من التغير في حصة السهم من الأرباح ومتغير مستوى حصة السهم من الأرباح لا تفسر اكثر من 9,9% من العوائد السوقية للأسهم 0
2 – ان التباين بين قدرة كل من متغير التغير في حصة السهم من الأرباح ومتغير مستوى حصة السهم من الأرباح في تفسير العوائد السوقية للأسهم من سنه لأخرى يجعل موضوع تحديد المتغير الأكثر تفسيراً للعوائد آمراً غير ممكن او مع الأقل يتصف بقدر معين من الصعوبة 0
ليست هناك تعليقات:
إرسال تعليق
ملحوظة: يمكن لأعضاء المدونة فقط إرسال تعليق.