هل تسبق أسعار الاسهم الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة؟

د. مأمون الدبعي / قسم المحاسبة - كلية ادارة الاعمال - الجامعة الاردنية

د . محمد حسين ابو نصار / قسم المحاسبة - كلية ادارة الاعمال - الجامعة الاردنية

هل تسبق أسعار الاسهم الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة؟

ملخص

تختبر الدراسة فيما اذا كانت اسعار الاسهم تسبق الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة في بورصة عمان، كما تهدف الدراسة الى تحديد عدد الفترات المالية التي تسبق فيها الاسعار، الارباح المحاسبية، في عكس تلك المعلومات، والى قياس التحسن الممكن ادخاله على علاقة العوائد بالارباح عند قياسها بشكل غير متزامن.

استخدمت الدراسة عينة ممثلة من الشركات الصناعية والخدمية المدرجة في بورصة عمان، وغطت الدراسة الفترة الممتدة من عام 1991 - 1998. أظهرت نتائج نماذج الانحدار المنفذة، أن اسعار الاسهم تسبق الارباح المحاسبية في عكس المعلومات لمدة تمتد الى ثلاث سنوات سابقة. كذلك تشير النتائج الى ان ادخال عوائد فترات مالية سابقة عند قياس علاقة العوائد بالارباح يحسن من قوة تلك العلاقة، سواء من ناحية معاملات استجابة الارباح المقدرة، أو من ناحية R2 - المعدّلة. فعند ادخال عوائد ثلاث فترات مالية سابقة في نموذج العلاقة، ارتفع معامل استجابة الارباح المقدر بنسبة 615% (بالمتوسط)، وارتفعت R2 - المعدّلة بنسبة 45% (بالمتوسط). كذلك اقتربت معاملات استجابة الارباح المقدرة، من قيمتها المتوقعة، والبالغة 10.75، عند اتساع نافذة قياس العائد؛ فلقد بلغت اعلى قيمة لمعامل استجابة الارباح المقدر 7.15، وذلك عند ادخال عوائد ثلاث فترات مالية سابقة في النموذج. وبالتالي نخلص الى أن علاقة العوائد بالارباح غير متزامنة، وأن عوائد الفترات المالية السابقة هي بأهمية عوائد الفترة المالية الحالية.

Do Share Prices Lead Earnings in Reflecting Value-relevant Information?

ABSTRACT

The study examines whether stock prices lead earnings in reflecting value-relevant information in Amman Bourse, and determines the number of periods by which prices lead earnings. Further, the study measures the improvement that can be achieved in the return-earnings relation by including leading periods’ returns in the model.

Using a representative sample of companies listed on the Amman Bourse within the industrial and service sectors, the regression results suggest that prices lead earnings by up to three annual periods in the Jordanian Market. Also, the results suggest that the estimated earnings response coefficient and the Adjusted-R2 can be improved when leading periods’ returns are included in the model of the returns-earnings relation. By including up to three leading periods’ returns, the estimated earnings response coefficient improved by 615% (on average), and the Adjusted-R2 by 45% (on average). Also, it is noted from the results that the estimated earnings response coefficients approach their predicted value (10.75) as three leading periods’ returns are included in the models. The highest average estimated earnings response coefficient is equal to 7.15 when three leading periods’ returns are included. Thus, the results suggest that the returns-earnings relation is not contemporaneous, and that leading periods’ returns are as important as current periods’ returns.

مقدمة

تنبع أهمية القوائم المالية من أنها تساعد المستثمرين والمقرضين على اتخاذ قرارات اقتصادية افضل. فلقد اثبت الباحثون أن الأرقام المحاسبية لها مضمون معلوماتي، سواء كانت أرقام أرباح Ball & Brown (1968) أو أرقام محاسبية عدا أرقام الأرباح Lev & Thiagarajan (1993). وبالطبع، هذا لا يعني أن القوائم المالية كاملة. فالقوائم المالية، على افضل وجه، تمثل تقديراً للواقع الاقتصادي للشركة. ويعود ذلك إلى سببين رئيسيين هما: (1) انتقائية النظام المحاسبي في عرضه للاحداث الاقتصادية، (2) توقيت عملية الاعتراف بالحدث الاقتصادي وكيفية قياسه.

أن انتقائية النظام المحاسبي في عرضه للأحداث الاقتصادية تعني أن القوائم المالية لا تعرض إلا الأحداث الاقتصادية التي تحقق أربعة معايير اعتراف، وهذه المعايير هي: (1) أن ينطبق عليه تعريف عنصر من عناصر القوائم المالية، (2) أن يكون قابلاً للقياس، (3) أن يكون ملائماً، (4) أن يكون قابلاً للتحقق منه .

أن توقيت عملية الاعتراف بالحدث الاقتصادي عادة لا تتطابق مع توقيت حدوث الحدث الاقتصادي، ويرجع ذلك الى الاعراف المحاسبية خلف القياس المحاسبي، المستند الى التكلفة التاريخية (كالموضوعية، والتحفظ). فمثلاً، عادة ما يتم الاعتراف بالأرباح والخسائر الرأسمالية عند حدوث عملية البيع فقط. كذلك لا يتم الاعتراف في قائمة الدخل بأرباح الاستثمار في العقارات، والذي يتحقق خلال عدد من السنوات، إلا في السنة التي تقرر فيها الإدارة التخلص من ذلك العقار. ايضاً ينعكس اثر الاعلان عن فرص نمو جديدة للشركة في سعر سهم الشركة في الفترة التي يتم خلالها ذلك الاعلان، وبالمقابل لا تعكس الارباح المحاسبية للشركة اثر ذلك الاعلان حتى يؤدي فعلاً الى زيادة مبيعات الشركة. هذا بالإضافة الى انه لا يتم الاعتراف نهائياً ببعض الأحداث الاقتصادية عند حدوثها، ومن الأمثلة على ذلك العقود المبرمة والتي لا تعرض في القوائم المالية رغم أثرها الهام على المركز المالي والمخاطرة المالية للشركة.

إذن لا يوجد تطابق كامل ما بين الواقع الاقتصادي للشركة وما تعرضه قوائمها المالية لوجود اختلافات في أبعاد التوقيت والاعتراف والقياس بينهما. وبالتالي يتوقع أن تكون القوائم المالية متأخرة عن الواقع. وإذا كان الوضع كذلك، فان هذا سيؤدي إلى ضعف في علاقة الأرباح المحاسبية بالأسعار السوقية للأسهم عند قياسها بشكل متزامن (أي لنفس الفترة المالية الواحدة).

أن الأرباح المحاسبية هي إحدى عناصر القوائم المالية وتتأثر بمحددات القوائم المالية، وبالتالي فأن قدرتها محدودة على عكس التعديلات التي يقوم بها المستثمرون على توقعاتهم للتدفقات النقدية المستقبلية خلال نفس الفترة التي تتم بها تلك التعديلات. ولكن بالمقابل نجد أن التغير في السعر خلال فترة مالية معينة يعكس التعديلات في توقعات المستثمرين للأرباح المستقبلية اضافة إلى الأرباح المتحققة خلال الفترة. أي أن الأسعار تتضمن مجموعة معلومات اكبر من تلك التي تتضمنها الأرباح المحاسبية. فالأرباح المحاسبية لفترة مالية معينة لا يتوقع أن تعكس صافي التدفقات النقدية المتوقعة من فرص نمو جديدة للشركة. أما أسعار الأسهم في السوق الكفؤ فيتوقع أن تعكس اثر تلك الفرص الجديدة خلال الفترة المالية المعينة.

إن تأخر الأرباح المحاسبية في عكس آثار الأحداث الاقتصادية بالمقارنة بأسعار الأسهم، يعني أن نتوقع أن الأسعار تسبق الأرباح (Prices lead Earnings) في عكس الواقع الاقتصادي للشركة. وبالتالي فان العلاقة المتزامنة ما بين الأرباح والأسعار ستكون ضعيفة نظراً لان الأسعار خلال السنة الحالية تعكس معلومات قد لا تنعكس في الأرباح المحاسبية إلا بعد اكثر من فترة مالية. وبالتالي ولتحسين تلك العلاقة، يجب استخدام ممثل (Proxy) دقيق وذو توقيت ملائم فيما يتعلق بتوقعات السوق للأرباح، أو يجب الاستفادة من المعلومات الموجودة في العوائد السوقية للفترات السابقة (Leading-period returns).

تسعى هذه الدراسة الى اختبار ما اذا كانت اسعار الاسهم في بورصة عمان تسبق الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة. واذا تم اثبات ذلك، ستحدد الدراسة عدد الفترات المالية التي تسبق فيها الاسعار السوقية للاسهم الارباح المحاسبية في عكس المعلومات. كذلك تختبر الدراسة التحسن الممكن ادخاله على علاقة العوائد السوقية للاسهم بالارباح المحاسبية، من خلال تنفيذ نماذج انحدار لعوائد مقاسه عبر نافذة اطول من فترة مالية واحدة، مع ارباح محاسبية مقاسه عبر نافذة طولها فترة مالية واحدة.

الدراسات السابقة

سعى العديد من الباحثين في مجال البحث المحاسبي القائم على السوق Market-Based Accounting Research ، خلال عقد التسعينيات، الى التعمق في دراسة علاقة العوائد السوقية للاسهم بالارباح المحاسبية، والى تنويع مناهج دراساتهم لتلك العلاقة، وذلك لتحديد اسباب ضعف تلك العلاقة، ولتحسين قوة الارباح التفسيرية لعوائد الاسهم، وتحسين معامل استجابة الارباح (Earnings Response Coefficient).

فلقد اثبتت دراسة (Easton and Harris, 1991) على السوق الامريكية، أن متغير مستوى الارباح، وليس متغير التغير في الارباح، هو المتغير التفسيري الاساسي لعوائد الاسهم. ولقد اكدت دراسة (Al-Debi’e, 1997) ذلك على السوق البريطانية. وقدمت دراسة الدبعي وأبو نصار، 1999) على السوق الاردنية، نتائج مماثلة اكدت امكانية تحسين علاقة العوائد بالارباح باستخدام متغير مستوى الارباح او باستخدام اكثر من ممثل (Proxy) للارباح غير المتوقعة.

ولقد قام (Liu, Pope, Ryan, and Zarowin, 1995) باثبات انه يمكن استخدام نسبة الربح الى السعر (Earnings – Price ratio) لتحديد اثر العناصر العبارة من الارباح (Transitory Earnings) على علاقة العوائد بالارباح، ولقد خرجت دراستهم بان معاملات استجابة الارباح للشركات التي تقع ضمن المجموعة الوسطى لنسب الربح الى السعر اعلى من تلك للشركات التي تقع ضمن المجموعة الاعلى أو الادنى لنسب الربح الى السعر. وهذا ناتج بالطبع عن أن ارباح الشركات الواقعة في المجموعات الوسطى تتميز بدوامها، وبالتالي تعكس كل من الارباح والاسعار نفس المعلومات تقريباً. وعليه فان علاقة العوائد بالارباح وقوة الارباح التفسيرية ستكون افضل بعد استبعاد اثر العناصر العابرة من الارباح. ايضاً اثبتت دراسة (الدبعي وأبو نصار، 2000) امكانية استخدام مقلوب نسبة السعر الى الربح لتحسين علاقة العوائد بالارباح في السوق الاردنية، وذلك من خلال تنفيذ نماذج انحدار بناءاً على نسب الربح الى السعر. وخرجت دراستهما بأن معاملات استجابة الارباح المقدرة للشركات التي صنفت ضمن مجموعة نسب الربح الى السعر المتوسطة أعلى من تلك المقدرة للشركات التي صنفت ضمن مجموعتي نسب الربح الى السعر العالية والمنخفضة.

ومن جهة أخرى استخدم (EHO) (Easton, Harris, and Ohlson, 1992) منهجية أخرى للتغلب على مشكلة العناصر العبارة من الارباح، وذلك من خلال توسيع نافذة قياس العوائد والارباح. فلقد اثبتت دراستهم وجود علاقة طردية ما بين طول فترة القياس، والارتباط ما بين الارباح المحاسبية وعوائد الاسهم. فلقد بلغت - R2 المعدّلة والمقاسة لنافذة طولها عشر سنوات 63% بينما بلغت لنافذتين طولهما خمس سنوات وسنتين، 30% و 15%، على التوالي. وبالتالي خرج الباحثون بان ارتباط الارباح المجمعة لاكثر من فترة مالية واحدة (Aggregate earnings) مع العوائد المجمعة لاكثر من فترة مالية واحدة اقوى من الارتباط المتزامن للارباح بالعوائد.

حاول (الخلايلة 1999) تطبيق منهجية (EHO) (Easton, et al, 1992) على الشركات الاردنية المدرجة في بورصة عمان خلال الفترة 1985 – 1994. وقام بتنفيذ نماذج انحدار ما بين عوائد مجمعة لفترات زمنية تراوحت ما بين عشر سنوات وثلاث سنوات وارباح محاسبية مجمعة لنفس الفترات. الا أن نتائج دراسته اظهرت عدم وجود دعم قوي للعلاقة الطردية ما بين طول نافذة القياس والقوة التفسيرية للنموذج. فلقد بلغت اعلى قوة تفسيرية للنماذج المنفذة 7.4% عند استخدام عوائد وارباح مجمعة لفترة خمس سنوات، وهذه القوة التفسيرية هي اقل من تلك المقاسه في نفس السوق (14%) ولعوائد وارباح متزامنة ومقاسه لفترة مالية واحدة (Contemporaneously) (انظر دراسة الدبعي وأبو نصار، 1999). كذلك لم تظهر دراسة الخلايلة القوة التفسيرية لنموذج انحدار علاقة العوائد والارباح، لعينة شركات الدراسة ولفترة مالية واحدة، والذي يجب أن يكون المعيار الذي على اساسه يقاس التحسن الناتج عن اختلاف فترة قياس العائد والارباح.

أما دراسة (Kothari and Sloan, 1992) فلقد اختبرت اثر ادخال عوائد فترات مالية سابقة، على معامل استجابة الارباح المقدر لنموذج علاقة العوائد بالارباح، وذلك من خلال تنفيذ نماذج انحدار مربعات صغرى، كان المتغير المستقل فيها حصة السهم من الارباح مقسوماً على سعر اغلاق السهم في بداية نافذة قياس العائد، وكان المتغير التابع عائد السهم مقاس خلال نوافذ امتد طولها من ثلاثة اشهر الى اربع سنوات. واشارت نتائج دراستهما الى ان متوسط معامل استجابة الارباح المقدر لنافذة طولها اربع سنوات يساوي 5.45 بالمقارنة مع 2.56 عندما كان طول نافذة قياس العائد سنة واحدة (علاقة متزامنة)، علماً بان معامل استجابة الارباح المتوقع يساوي 6.83 . وبالتالي فلقد نجحت دراستهما في اثبات ان متوسط معامل استجابة الارباح يزداد كلما تم ادخال عوائد فترات مالية سابقة (Returns from leading years). ويفسر ذلك بان عوائد الفترات المالية السابقة لها أهمية تقارب اهمية عوائد الفترة المالية الحالية من ناحية حساسيتها للارباح المحاسبية السنوية. ولكن ما يزال معامل استجابة الارباح المقدر لاطول نافذة اقل من معامل استجابة الارباح المتوقع، ويعزى مثل هذا الفرق الى سببين: الاول يعود الى طريقة احتساب العائد السنوي للشركة، فلقد قام الباحثان باحتساب ذلك العائد للفترة المالية للشركة ولم يتم ادخال العوائد حتى تاريخ نشر القوائم المالية، وهذا يؤدي الى تحيز نحو تخفيض معاملات استجابة الارباح المقدرة.

أما السبب الثاني فيعود الى وجود درجة من الارتباط المتسلسل السلبي (Negative Serial Correlation) في الارباح المحاسبية السنوية، والذي يؤدي الى تحيز نحو تخفيض معاملات استجابة الارباح المقدرة (Ali and Zarowin, 1992). واخيراً اخفق الباحثان في ادخال توزيعات الارباح النقدية عند احتساب العائد لان ذلك يتطلب افتراض معدل عائد لاعادة استثمار تلك التوزيعات، الامر الذي يؤدي الى تحيز في قيم معاملات استجابة الارباح المقدرة.

منهجية الدراسة

نظراً لان النظام المحاسبي مقيد بالاعراف المحاسبية التي يقوم عليها اساس التكلفة التاريخية للقياس المحاسبي (كالموضوعية، والتحفظ)، كما اوضحنا سابقاً، فيتوقع ان تتأخر الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة بالمقارنة مع الاسعار السوقية للاسهم. أي ان الاسعار السوقية للاسهم تسبق الارباح المحاسبية في عكس تلك المعلومات. وعليه فان مجموعة المعلومات التي تعكسها الارباح ستختلف عن مجموعة المعلومات التي تعكسها الاسعار.

ان النموذج التقليدي لعلاقة العوائد السوقية للاسهم بالارباح المحاسبية يقوم على قياس تلك العلاقة بشكل متزامن (Contemporaneously). وقد ادى ذلك الى التقليل من اهمية قوة الارباح التفسيرية لعوائد الاسهم. وهذا مع ما لاحظه (Lev, 1989) في مراجعته للادب المحاسبي المتعلق بتلك العلاقة.

وبالمقابل، فان الواقع يشير الى ان العلاقة غير متزامنة؛ فمجموعة المعلومات التي تعكسها ارباح الفترة المالية الحالية اقل من مجموعة المعلومات التي تعكسها عوائد الاسهم (أو الاسعار السوقية) لنفس الفترة المالية. وبالتالي يتوقع أن تكون العلاقة اقوى ما بين عوائد الاسهم للفترة المالية السابقة والارباح المحاسبية للفترة المالية الحالية. أو يتوقع أن تكون العلاقة اقوى ما بين عوائد الاسهم للفترة المالية الحالية والفترات السابقة، والارباح المحاسبية للفترة المالية الحالية.

ولاختبار فيما اذا كانت علاقة العوائد بالارباح متزامنة ام لا، تعرض الدراسة الحالية خمسة نماذج انحدار لعلاقة العوائد بالارباح: يقيس النموذج الاول العلاقة بشكل متزامن، أي ان المتغير التابع (عوائد الاسهم) والمتغير المستقل (حصة السهم من الارباح مقسومة على سعر اغلاق السهم في بداية نافذة القياس)، سيتم قياسها لكل سنة من سنوات الدراسة. فعلى سبيل المثال، ولعام 1991، سيتم قياس المتغير التابع من خلال تجميع العوائد الشهرية لاسهم كل شركة خلال نافذة طولها اثنى عشر شهراً تبدأ في بداية الشهر الخامس من السنة المالية للشركة (أي شهر ايار 1991)، وتنتهي في نهاية الشهر الرابع للسنة المالية التالية (أي شهر نيسان 1992). أما المتغير المستقل فسيقاس بقسمة حصة السهم من ارباح كل شركة لعام 1991 على سعر اغلاق الشهر الرابع من السنة المالية ذاتها (أي سعر اغلاق شهر نيسان 1991) وهو بداية النافذة لفترة القياس تلك. ويبرر ذلك بأن القوائم المالية للشركات الاردنية عادة ما يتم الإفصاح عنها بعد اربعة اشهر (في المتوسط) من انتهاء الفترة المالية. وسيتم تكرار ذلك لجميع شركات وسنوات الدراسة.

أما في النموذج الثاني فسيتم قياس المتغير التابع من خلال تجميع العوائد الشهرية لاسهم كل شركة خلال نافذة طولها اربع وعشرون شهراً تبدأ في بداية الشهر الخامس من السنة المالية السابقة للشركة (أي شهر ايار 1990) وتنتهي في نهاية الشهر الرابع من السنة المالية التالية (أي شهر نيسان 1992). أما المتغير المستقل فسيتم قياسه بقسمة حصة السهم من ارباح كل شركة لعام 1991 على سعر اغلاق الشهر الرابع من السنة المالية السابقة (أي سعر اغلاق شهر نيسان 1990) وهو بداية النافذة لفترة القياس الثانية.

أما في النموذج الثالث فسيتم قياس المتغير التابع من خلال تجميع العوائد الشهرية لاسهم كل شركة خلال نافذة طولها ست وثلاثون شهراً، تبدأ في بداية الشهر الخامس من السنة المالية قبل السابقة (أي شهر أيار 1989، في هذا المثال) وتنتهي في نهاية الشهر الرابع من السنة المالية التالية (أي شهر نيسان 1992). أما المتغير المستقل فسيتم قياسه بقسمة حصة السهم من ارباح كل شركة لعام 1991 على سعر اغلاق الشهر الرابع من السنة المالية قبل السابقة (أي سعر اغلاق شهر نيسان 1989) وهو بداية النافذة لفترة القياس الثالثة.

وبالنسبة للنموذج الرابع فسيتم قياس المتغير التابع من خلال تجميع العوائد الشهرية لاسهم كل شركة خلال نافذة طولها ثمان واربعون شهراً، تبدأ في بداية الشهر الخامس من السنة المالية 1988 في هذا المثال، وتنتهي في نهاية الشهر الرابع من السنة المالية التالية (أي شهر نيسان 1992). أما المتغير المستقل فسيتم قياسه بقسمة حصة السهم من ارباح كل شركة لعام 1991 على سعر اغلاق الشهر الرابع من السنة المالية 1988 وهو بداية النافذة لفترة القياس الرابعة.

واخيراً فسيتم قياس المتغير التابع في النموذج الخامس من خلال تجميع العوائد الشهرية لاسهم كل شركة خلال نافذة طولها ستون شهراً، تبدأ في بداية الشهر الخامس من السنة المالية 1987 في هذا المثال، وتنتهي في نهاية الشهر الرابع من السنة المالية التالية (أي شهر نيسان 1992). أما المتغير المستقل فسيتم قياسه بقسمة حصة السهم من ارباح كل شركة لعام 1991 على سعر اغلاق الشهر الرابع من السنة المالية 1987 وهو بداية النافذة لفترة القياس الخامسة.

ويلاحظ مما سبق ان اطول نافذة سنتعامل معها تبلغ خمس سنوات مالية. ولقد توقفنا عند هذه النافذة لان النتائج الاولية لتحليل البيانات اشارت الى انخفاض في معامل الارتباط عند التعامل مع نافذة بهذا الطول. كذلك يؤدي ادخال عوائد فترات مالية سابقة غير ضرورية في نموذج علاقة الارباح بالعوائد الى تحيز قليل نحو تضخيم معاملات نموذج الانحدار المقدرة (Kothari and Sloan, 1992)، وبالتالي تجنبنا ادخال عوائد فترات مالية سابقة غير ضرورية.

نموذج الدراسة ومتغيراتها

ان معظم دراسات علاقة العوائد بالارباح تفترض ان العلاقة خطية، وبالتالي فان نموذج انحدار المربعات الصغرى (Ordinary Least-Squares Regression) هو النموذج غالب الاستخدام. وتستخدم هذه الدراسة نموذج انحدار المربعات الصغرى الذي يأخذ الشكل التالي:

CRit, = Boit + B1it + eit

حيث أن :

العائد السوقي الشهري لشركة i والمجمع لنافذة تبدأ من الشهر الخامس للفترة المالية وتنتهي في الشهر الرابع من الفترة المالية اللاحقة للفترة t . تأخذ قيم من صفر الى 4. فعندما تكون قيمة تساوي صفر يكون طول نافذة قياس العائد 12 شهر، وعندما تكون قيمة تساوي 4 يكون طول نافذة قياس العائد 60 شهر،	CRit,
حصة السهم من الارباح للشركة i عن الفترة المالية t ،	EPSit
سعر اغلاق سهم الشركة i في بداية نافذة قياس العائد. فعندما تكون تساوي صفر، فان Pit- تمثل سعر اغلاق شهر نيسان في السنة المالية t، وعندما تساوي 4 فان Pit- تمثل سعر اغلاق شهر نيسان في السنة الماليةt- ،	Pit-
معاملات سيتم تقديرها باستخدام نموذج انحدار المربعات الصغرى، وتشير B1it الى معامل استجابة الارباح،	Boit , B1it
خطأ نموذج انحدار المربعات الصغرى.	eit

وسوف يتم تنفيذ خمسة صيغ من النموذج السابق خلال فترة الدراسة الممتدة ما بين عام 1991– 1998. وتتفاوت هذه الصيغ في طول نافذة قياس العائد، ونهدف من وراء ذلك الى اختبار فيما اذا كانت اسعار الاسهم تسبق الارباح في بورصة عمان، وتحديد عدد الفترات التي تسبق فيها الاسعار الارباح في عكس المعلومات، واخيراً قياس التحسن الممكن ادخاله على هذه العلاقة عند قياسها بشكل غير متزامن.

لقد تم قياس عائد السهم (CRit, ) خلال كل نافذة ولكل فترة مالية باجراء الخطوتين التاليتين:

اولاً: تم احتساب العائد الشهري (MRij) لكل شركة خلال فترة الدراسة كالتالي:

MRij =

حيث تمثل:

MRij العائد الشهري لسهم الشركة i خلال الشهر j

Pij سعر اغلاق سهم الشركة i في الشهر j

Pij-1 سعر اغلاق سهم الشركة i في الشهر j-1

وتتميز هذه الطريقة في احتساب العائد باستبعادها لتوزيعات الارباح النقدية، والتي اذا ما تم ادخالها في عملية احتساب العائد ستؤدي الى ضرورة افتراض المعدل الذي على اساسه سيتم اعادة استثمار تلك التوزيعات في المنشأة، الامر الذي سيضطر الباحثان الى تعديل المعاملات المحتسبة لاثر التحيز الناتج عن طريقه احتساب العائد.

ثانياً: تم استخراج العائد خلال كل نافذة قياس ولكل فترة مالية كالتالي:

(1+ MRij) - 1 = CRit,

П تعني مضروب

n = 12 شهر عندما = صفر

n = 24 شهر عندما = 1

n = 36 شهر عندما = 2

n = 48 شهر عندما = 3

n = 60 شهر عندما = 4

مشكلة الدراسة واهميتها

يمكن تلخيص مشكلة الدراسة بالاسئلة التالية:

أولاً: هل تسبق اسعار الأسهم الارباح المحاسبية، في عكسها للمعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة.

ثانياً: ما عدد الفترات المالية التي تسبق فيها اسعار الاسهم الارباح المحاسبية، في عكسها للمعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة.

ثالثاً: هل تزداد قوة علاقة العوائد بالارباح، مقاسة بـ - R2 المعدّلة ومعامل استجابة الارباح المقدر، عند قياسها باسلوب غير متزامن.

تأتي هذه الدراسة لتوفير اجابات عن التساؤلات السابقة للسوق الاردنية. وتنبع اهمية هذه الدراسة كونها الاولى التي تجرى على السوق الاردنية والتي تختلف من حيث الحجم والكفاءة عن السوق الامريكية والبريطانية، والذي يتوقع أن يؤثر على المتغير التابع في هذه الدراسة، وهو عائد السهم. كذلك نجد ان درجة الافصاح المحاسبي تختلف ما بين هذه الاسواق، الامر الذي يؤثر على قياس المتغير المستقل في هذه الدراسة، وهو حصة السهم من الارباح. وبالتالي فان النتائج المستخرجة من هذه الدراسة ستكون ممثلة ومفيدة للمتعاملين في بورصة عمان، ولمستخدمي القوائم المالية للشركات الاردنية، اكثر من تلك المستخرجة من دراسات اعتمدت على اسواق اخرى. واخيراً تقدم الدراسة تحسيناً لمنهجية دراسة (Kothari and Sloan, 1992) من ناحية عدم ادخال التوزيعات في احتساب العائد، والذي يؤدي الى تحيز في المعاملات المقدرة عند اختلاف العائد الفعلي على استثمار تلك التوزيعات عن العائد المفترض من قبل الباحث. ومن ناحية اخرى، تنتهي فترة تجميع العوائد في هذه الدراسة مع تاريخ نشر القوائم المالية وليس مع نهاية السنة المالية للشركة كما فعل (Kothari and Sloan, 1992). فالاسلوب الاخير يؤدي الى تحيز في قيم معاملات استجابة الارباح المقدرة، كما بينا سابقاً.

فرضيات الدراسة

الفرضية الاولى: تسبق اسعار الاسهم الارباح المحاسبية في عكسها للمعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة.

الفرضية الثانية: تزداد قوة علاقة العوائد بالارباح عند قياسها بشكل غير متزامن.

مجتمع الدراسة وبياناتها

يتكون مجتمع الدراسة من جميع الشركات المساهمة العامة المدرجة في بورصة عمان ضمن قطاعي الصناعة والخدمات، ولقد بلغ عدد الشركات قي قطاع الصناعة في 31/12/1998 (47) شركة، كما بلغ عدد الشركات في قطاع الخدمات بنفس التاريخ (19) شركة. ولقد تضمنت عينة الدراسة الشركات التي تنتمي الى هذين القطاعين والتي حققت الشروط التالية:

1. توفر بيانات عن حصة السهم السنوية من الارباح، واسعار الاغلاق الشهرية للشركة لفترة خمسة اعوام متتالية على الاقل. ولقد تم الحصول على هذه البيانات من ادلة الشركات المساهمة الصادرة عن بورصة عمان والنشرات الشهرية التي تصدرها البورصة.

2. ان لا يكون قد حدث لدى الشركة احداث مشوشة خلال فترة تجميع البيانات والممتدة من عام 1987 - 1999، كالاندماج أو توزيع اسهم مجانية أو تجزئة السهم، أو ايقاف سهم الشركة عن التداول.

3. أن لا تكون الشركة قد غيرت شهر نهاية سنتها المالية خلال فترة تجميع البيانات.

لقد بلغ عدد الشركات التي تضمنتها عينة الدراسة والتي حققت الشروط السابقة (47) شركة أي ما نسبته (71%) من مجتمع الدراسة الاصلي. تنتمي (30) شركة الى قطاع الصناعة، أي ما نسبته (64%) من مجموع شركات قطاع الصناعة، وتنتمي (17) شركة الى قطاع الخدمات، أي ما نسبته (89%) من مجموع شركات قطاع الخدمات.

نتائج الدراسة

المقاييس الاحصائية الوصفية Descriptive Statistics

يعرض الجدول رقم (1) مقاييس احصائية وصفية لمتغيري الدراسة خلال كل نافذة من نوافذ قياس العائد، والتي تراوحت ما بين عام واحد وخمس اعوام. ويعرض الجدول رقم (2) معاملات الارتباط ما بين متغيري الدراسة خلال كل نافذة من نوافذ قياس العائد.

لقد تم احتساب أدنى مشاهدة، والنسبة المئوية 1 (1st Percentile)، والوسط الحسابي، والوسيط، والانحراف المعياري، والنسبة المئوية 99 (99th Percentile)، وأعلى مشاهدة، لمتغير مستوى الارباح ومتغير العائد السوقي للسهم CRit, خلال فترة الدراسة الممتدة من عام 1991 - 1998. ويعرض الجدول رقم (1) هذه المقاييس الاحصائية لكل نافذة من نوافذ قياس العائد، وذلك بعد استبعاد المشاهدات المتطرفة التي تقع خارج ثلاث انحرافات معيارية. ولقد بلغ العدد الاجمالي لهذه المشاهدات المتطرفة خلال فترة الدراسة (27) مشاهدة، أي ما نسبته (7%) من عدد المشاهدات خلال فترة الدراسة. وتجدر الملاحظة، أن هذا الاجراء يحد من امكانية ان تكون نتائج الدراسة متأثرة بمشاهدات غير ممثلة لعينة الدراسة .

لقد بلغ الوسط والوسيط لمتغير مستوى الارباح، في الجدول رقم (1)، ولنافذة طولها 12 شهر (سنة واحدة) 3% و 4% على التوالي، بينما بلغت لنافذة طولها 60 شهراً (خمس سنوات) 8% و 7% على التوالي. ويلاحظ ان قيم الوسط والوسيط، المحتسبة لكل نافذة من نوافذ الدراسة متقاربة، مما يشير الى عدم وجود التواء (Skewness) في توزيع هذا المتغير. كذلك يلاحظ ان قيم الوسط والوسيط تتزايد وبشكل منتظم كلما اتسعت نافذة قياس العائد ويعود ذلك الى سببين هما: الأول، طريقة احتساب متغير مستوى الارباح. حيث تم قسمة حصة السهم من الارباح على سعر اغلاق السهم في بداية نافذة قياس العائد Pit- ، وبما ان Pit- تتناقص، في المتوسط، كلما ازداد طول نافذة القياس ، فأن القيم المحتسبة لمتغير مستوى الارباح تتزايد، في المتوسط، مع ازدياد طول نافذة القياس . أما السبب الثاني، فيعود الى البيانات اللازمة لهذه الدراسة ولفترة زمنية طويلة، الامر الذي ادى لادخال عدد كبير نسبياً من الشركات المستمرة في السوق (Survivorship bias)، وبالتالي فأن متغير مستوى الارباح المحتسب يتزايد مع اتساع طول نافذة قياس العائد .

يعرض القسم الثاني من الجدول رقم (1) المقاييس الاحصائية الوصفية لمتغير العائد السوقي للسهم. حيث بلغت قيم كل من الوسط والوسيط لنافذة قياس طولها 12 شهر 0.01 و

-0.04 على التوالي، بينما بلغت 0.65 و 0.11 على التوالي، لنافذة طولها 60 شهر. ويلاحظ ان قيم كل من الوسط والوسيط تتزايد، كما هو متوقع، مع اتساع طول نافذة قياس العائد. كما يلاحظ من هذه القيم ان هنالك التواء نحو اليمين في توزيع هذا المتغير.

يعرض السطر الاخير من الجدول رقم (1)، المتوسط السنوي لمتغير العائد السوقي للسهم (Annualized Return) لكل فترة من فترات القياس الخمسة. ولقد تم احتسابه من خلال إيجاد العائد السنوي لكل شركة في كل سنة ولكل فترة قياس ومن ثم تم استخراج المتوسط الحسابي لجميع الشركات في كل سنة ولكل فترة قياس. واخيراً تم احتساب المتوسط الحسابي لجميع السنوات في كل فترة قياس. ولقد تراوح هذا المتوسط السنوي ما بين 1% و6%. ويعني ذلك أن متوسط العائد السنوي لشركات عينة الدراسة يقع ضمن ذلك المدى.

ان معاملات الارتباط (سواء بيرسون أم سبيرمان) والمعروضة في الجدول رقم (2)، تشير الى ازدياد قوة الارتباط ما بين العوائد السوقية للاسهم والارباح المحاسبية مع اتساع طول نافذة قياس العائد. فلقد بلغ معامل ارتباط بيرسون (سبيرمان) ما بين متغير العائد السوقي ومتغير مستوى الارباح لنافذة طولها 12 شهر، 0.39 (0.49)، في حين بلغ معامل ارتباط بيرسون (سبيرمان) ما بين المتغيرين ولنافذة طولها 60 شهراً 0.62 (0.72). علماً بان جميع معاملات الارتباط المعروضة في الجدول ذات دلالة احصائية عند مستوى ثقة 0.0001 . كذلك يلاحظ من الجدول ان معاملات الارتباط ما بين المتغيرين تتزايد بانتظام مع اتساع نافذة قياس العائد. الا ان اعلى معامل ارتباط محتسب هو للمتغيرات المقاسة لنافذة طولها 48 شهراً، حيث بلغت 0.68 و 0.73 على التوالي. وبناء على ذلك، فان الاستنتاج الاولي يشير الى أن النتائج تتفق وفرضيات الدراسة.

جدول رقم (1)

مقاييس احصائية وصفية لمتغير العائد السوقي للسهم ومتغير مستوى الارباح خلال فترة الدراسة الممتدة ما بين عام 1991 – 1998 ولعينة من الشركات بلغ عددها 47 شركةأ.

نافذة قياس العائد
60 شهر	48 شهر	36 شهر	24 شهر	12 شهر
متغير مستوى الارباحب
-0.50	-0.29	-0.26	-0.34	-0.42	ادنى مشاهدة
-0.45	-0.22	-0.21	-0.24	-0.34	النسبة المئوية 1
0.08	0.07	0.06	0.04	0.03	الوسط
0.07	0.06	0.05	0.04	0.04	الوسيط
0.13	0.11	0.09	0.09	0.09	الانحراف المعياري
0.55	0

.58	0.44	0.27	0.28	النسبة المئوية 99
0.82	0.63	0.49	0.53	0.49	اعلى مشاهدة
232	237	249	260	265	عدد المشاهدات
متغير العائد السوقيب CRit,
-0.94	-0.94	-0.86	-0.75	-0.56	ادنى مشاهدة
-0.90	-0.86	-0.82	-0.71	-0.55	النسبة المئوية 1
0.65	0.42	0.19	0.03	0.01	الوسط
0.11	0.00	-0.07	-0.10	-0.04	الوسيط
1.55	1.29	0.93	0.57	0.40	الانحراف المعياري
6.66	5.76	4.21	2.19	1.63	النسبة المئوية 99
8.31	6.41	5.00	2.70	2.71	اعلى مشاهدة
0.06	0.05	0.03	0.01	0.01	العائد السنويج

جدول رقم (2)

مصفوفتي ارتباط بيرسون (وسبيرمان) لمتغيرات الدراسةأ

متغير العائد السوقيب	متغير مستوى الارباحب
CRit, t-4	CRit, t-3	CRit, t-2	CRit, t-1	CRit
0.21

(0.35)	0.25

(0.40)	0.30

(0.44)	0.38

(0.51)	0.39

(0.49)

Xit /Pit
0.31

(0.46)	0.37

(0.51)	0.44

(0.58)	0.58

(0.65)	0.47

(0.49)

Xit /Pit-1
0.43

(0.57)	0.53

(0.64)	0.67

(0.71)	0.61

(0.66)	0.49

(0.49)

Xit /Pit-2
0.53

(0.65)	0.68

(0.73)	0.63

(0.71)	0.60

(0.66)	0.44

(0.49)

Xit /Pit-3
0.62

(0.72)	0.61

(0.72)	0.51

(0.70)	0.53

(0.65)	0.37

(0.48)

Xit /Pit-4

نتائج نماذج الانحدار Regression Results

يعرض الجدول رقم (3) نتائج خمس نماذج انحدار نفذت سنوياً (Cross-Sectionally)، ولجميع المشاهدات (Pooled)، لعلاقة العوائد بالارباح خلال كل نافذة من نوافذ قياس العائد. وهدفنا من تنفيذ هذه النماذج، الى اختبار فيماً اذا كانت اسعار الاسهم تسبق الارباح في عكسها للمعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة، والى تحديد عدد الفترات التي تسبق فيها الاسعار الارباح المحاسبية، والى قياس التحسن الممكن ادخاله على قوة الارباح التفسيرية لعوائد الاسهم، وعلى معامل استجابة الارباح المقدر، عند تنفيذ تلك العلاقة بشكل غير متزامن (أي عند ادخال عوائد فترات مالية سابقة في النموذج).

يتضمن الجدول رقم (3) خمسة اعمدة رئيسة، تمثل كل منها طول نافذة قياس العائد لنموذج الانحدار المعني. فعندما= صفر، فان طول نافذة قياس العائد تساوي 12 شهر، ونموذج الانحدار في هذه الحالة، يقيس العلاقة المتزامنة ما بين العوائد والارباح، وهذا يمثل في الواقع النموذج التقليدي لتلك العلاقة . وعندما= 4، فان طول نافذة قياس العائد تساوي 60 شهر، ونموذج الانحدار في هذه الحالة، يقيس العلاقة ما بين عوائد خمس فترات مالية (تتضمن الفترة المالية الحالية) والارباح للفترة المالية الحالية. أي أن النموذج يتضمن العلاقة المتزامنة ما بين العوائد والارباح، والعلاقة غير المتزامنة ما بين عوائد اربع فترات مالية سابقة وارباح الفترة المالية الحالية.

ويلاحظ من النتائج المستخرجة من تنفيذ نموذج العلاقة المتزامنة (= صفر)، ان قيم معاملات استجابة الارباح المقدرة Bt1 قد كانت ذات دلالة احصائية عند مستوى ثقة 0.05 أو اكثر في ستة من سنوات الدراسة الثمانية، بالاضافة الى انها كانت ذات دلالة احصائية عندما نفذ النموذج لجميع المشاهدات ضمن تلك النافذة. وتراوحت قيم معاملات استجابة الارباح المقدّرة سنوياً ما بين 0.29 و 2.19، بينما تراوحت قيم - R2 المعدّلة ما بين -1% و 27%. وبالتركيز على النتائج عندما نفذ النموذج لجميع المشاهدات، فان قيمة معامل استجابة الارباح المقدر تبلغ 1.33 بينما تبلغ قيمة - R2 المعدّلة 15%. وتنبع اهمية تنفيذ هذا النموذج من انه يمثل المعيار الذي نستند اليه في قياس التحسن الممكن ادخاله على علاقة العوائد بالارباح عند قياسها بشكل غير متزامن. فمعامل استجابة الارباح المقدر وقيمة - R2 المعدّلة تتزايد مع اتساع نافذة قياس العائد ( ). ويلاحظ ذلك في جميع نتائج النماذج المنفذة سنوياً وتلك المنفذة لجميع المشاهدات. وبالتركيز على النتائج لجميع المشاهدات فان معامل استجابة الارباح المقدر وقيمة - R2 المعدّلة قد ارتفعت من 1.33 و 15%، على التوالي (عند قياس العلاقة بشكل متزامن) الى 7.15 و 46% على التوالي، عند قياس العلاقة بشكل غير متزامن، وبادخال عوائد ثلاث فترات مالية سابقة (= 3). وبالتالي هنالك دليل واضح وقوي جداً على ان علاقة العوائد بالارباح غير متزامنة ، وانه يمكن تحسينها بادخال عوائد فترات مالية سابقة في النموذج، فمعامل استجابة الارباح ازداد، بالمتوسط، بنسبة 615%، و - R2 المعدّلة ازدادت بنسبة 45% في المتوسط.

ان ارتفاع معامل استجابة الارباح المقدرة وقيمة - R2 المعدّلة عند ادخال عوائد فترات مالية سابقة يشير الى وجود علاقة ما بين الارباح المحاسبية للفترة المالية الحالية واسعار الاسهم للفترات المالية السابقة. وهذا ما تظهره نتائج دراستنا في الجدول رقم (3). فأسعار الاسهم في بورصة عمان تسبق الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة. وبالتركيز على سلوك معاملات استجابة الارباح المقدرة سنوياً (ولجميع المشاهدات) عند اضافة عوائد فترات مالية سابقة، نجد ان معاملات استجابة الارباح المقدرة للنموذج المنفذ لنافذة القياس الثانية (= 1) قد ارتفعت جميعها وكانت ذات دلالة احصائية عند مستوى ثقة 0.05 أو اكثر. ولقد بلغ متوسط التحسن في تلك المعاملات 264%، أما التحسن في قيم - R2 المعدّلة فلقد بلغ بالمتوسط 32%. وبالانتقال الى نافذة القياس الثالثة (= 2)، نجد ان معاملات استجابة الارباح قد ارتفعت بالمتوسط بنسبة 521% وكانت جميعها ذات دلالة احصائية . أما التحسن في قيم - R2 المعدّلة فقد بلغ بالمتوسط، 43%. على ان التحسن النسبي للمعاملات المقدرة للنافذة الرابعة (= 3) يبلغ 615%، ويبلغ لقيم - R2 المعدّلة 45%. واخيراً ارتفعت معاملات استجابة الارباح عند تقديرها لنافذة طولها 60 شهراً (= 4) بنسبة 557%، وارتفعت - R2 المعدّلة بنسبة 38%.

ويلاحظ من النتائج السابقة ان اسعار الاسهم تسبق الارباح في السوق الاردنية بثلاث فترات مالية، حيث ان اعلى قيم (بالمتوسط) لمعاملات استجابة الارباح و - R2 المعدّلة هي تلك المستخرجة من النماذج المنفذة لنافذة طولها 48 شهراً (= 3).

ان المعيار الثاني المستخدم للتحقق من نتائج نماذج الانحدار المنفذة في هذه الدراسة هو معامل استجابة الارباح المتوقع. ويعّرف هذا المعامل في الادب المحاسبي على انه مقدار التغير (بالدينار) في سعر السهم كنتيجة للتغير في حصة السهم من الارباح بمقدار دينار واحد . ويقاس معامل استجابة الارباح في ابسط نماذج التقييم كمقلوب تكلفة راس المال (Miller and Modigliani, 1966). وتستخدم هذه الدراسة مقلوب متوسط العائد المتحقق على المحفظة السوقية للشركات المدرجة في بورصة عمان خلال الفترة الممتدة ما بين عام 1991 - 1998 ليمثل معامل استجابة الارباح المتوقع. ولقد بلغ متوسط العائد المتحقق على المحفظة السوقية خلال تلك الفترة 9.03%، مما يعني ان معامل استجابة الارباح المتوقع يساوي 10.75. وبمقارنة معاملات استجابة الارباح المقدرة لنماذج الدراسة مع معامل استجابة الارباح المتوقع، نجد انها تقترب من قيمة معامل استجابة الارباح المتوقع مع اتساع نافذة قياس العائد. فلقد بلغ اعلى معامل استجابة ارباح مقدر 9.77 لعام 1995 ولنافذة طولها 60 شهر. ولكن عند التركيز على النماذج المنفذة لجميع المشاهدات نجد ان متوسط معامل استجابة الارباح المقدر يبلغ اعلى قيمة (7.15) للنافذة التي طولها 48 شهر.

وتجدر الاشارة الى ان انخفاض متوسط معامل استجابة الارباح المقدرة عند قيمه المتوقعة يعزى الى الاسباب التالية: (1) ان معاملات استجابة الارباح المقدرة لنماذج انحدار نفذت لجميع المشاهدات (Pooled) تكون متحيزة نحو الصفر؛ لأن هذا الاسلوب في تنفيذ نماذج الانحدار يفترض أن المعاملات (Coefficients) ثابتة من سنة لاخرى (Cross-Sectionally Constant). وبالمقابل فان المعاملات المقدرة لنماذج انحدار نفذت سنوياً (Cross-sectional Regression) لا تكون متحيزة وانما اقل دقة. وتجدر الاشارة الى أن الباحثان لم يتمكنا من تنفيذ نماذج انحدار لكل شركة من الشركات خلال فترة الدراسة (Time-Series Regression) للانخفاض الشديد في عدد المشاهدات لكل شركة في كل نافذة من نوافذ الدراسة. (2) لا يتوقع الباحثان أن تكون المعاملات المقدرة مساوية لتلك المتوقعة وذلك لمحدودية عدد الشركات المستخدمة في عينة الدراسة ومحدودية فترة الدراسة . واخيراً (3) يوجد ارتباط سلبي متسلسل (Negative Serial Correlation) في الارباح المحاسبية السنوية، الامر الذي يؤدي الى تحيز نحو تخفيض قيم معاملات استجابة الارباح المقدرة (Ali and Zarowin, 1992).

وللتحقق من حساسية نتائج دراستنا للمشاهدات المتطرفة، قام الباحثان بإعادة تنفيذ جميع نماذج الدراسة قبل استبعاد المشاهدات المتطرفة. ولقد بلغت قيم معاملات استجابة الارباح المقدرة و- R2 المعدّلة لنافذة طولها 12 شهر (= صفر) 1.86 و 18% على التوالي بالمقارنة بـ 1.33 و 15% على التوالي، بعد استبعاد المشاهدات المتطرفة. أما عندما كانت طول نافذة قياس العائد 24 شهر (= 1) فبلغت قيمة معامل استجابة الارباح المقدر و-R2 المعدّلة 4.34 و33% على التوالي بالمقارنة مع 3.64 و33% على التوالي، بعد استبعاد المشاهدات المتطرفة. وبلغت قيمة معامل استجابة الارباح المقدر و-R2 المعدّلة لنافذة طولها 36 شهر (= 2) 6.23 و 37% على التوالي، بالمقارنة مع 6.21 و 44% بعد استبعاد المشاهدات المتطرفة. وبلغت قيمة معامل استجابة الارباح المقدر و- R2 المعدّلة لنافذة طولها 48 شهر (= 3) 6.89 و 36% على التوالي بالمقارنة مع 7.15 و 49% بعد استبعاد المشاهدات المتطرفة. واخيراً بلغت قيمة معامل استجابة الارباح المقدر -R2 المعدّلة لنافذة طولها 60 شهر (= 4) 6.92 و 34% على التوالي، بالمقارنة مع 6.57 و 39% بعد استبعاد المشاهدات المتطرفة. ويلاحظ من خلال هذه النتائج عدم تأثر نتائج الدراسة بشكل كبير بالمشاهدات المتطرفة.

نخلص مما سبق الى ان فرضية أن الاسعار السوقية للاسهم تسبق الارباح المحاسبية المعلنة في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة، هي فرضية يمكن تعميمها على جميع الاسواق. فهذه الفرضية غير متعلقة بسوق معين، وانما ثبتت صحتها في اسواق الولايات المتحدة، وبريطانيا، والان، وكما بينت نتائج الدراسة الحالية، في الاردن. وعليه فهي واقع ناتج عن طبيعة النظام المحاسبي المقيد بالاعراف المحاسبية. ولكن يلاحظ ان الفترة التي تسبق فيها الاسعار الارباح المحاسبية تختلف من سوق الى اخر. وهذا يعود بالطبع الى الاختلاف في الكفاءة ما بين تلك الاسواق، واختلافات اخرى تعود الى الاعراف والمبادئ والمفاهيم المحاسبية المطبقة في ذلك السوق لقياس الارباح المحاسبية.

الخلاصة والتوصيات

تسعى هذه الدراسة الى اختبار فيما اذا كانت اسعار الاسهم تسبق الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة. واذا كان الوضع كذلك، ستحدد الدراسة عدد الفترات المالية التي تسبق فيها الاسعار الارباح، في عكس تلك المعلومات. ايضاً تقيس الدراسة التحسن الممكن ادخاله على علاقة العوائد بالارباح عند قياسها بشكل غير متزامن (أي عند ادخال عوائد فترات مالية سابقة في قياس متغير العائد السوقي للسهم).

استخدمت الدراسة عينة ممثلة من الشركات المساهمة العامة الاردنية، المدرجة في بورصة عمان، وتنتمي عينة شركات الدراسة الى قطاعي الصناعة والخدمات. قام الباحثان بتجميع بيانات الدراسة (حصة السهم من الارباح السنوية واسعار الاغلاق الشهرية) للفترة الممتدة ما بين عام 1987 - 1999. ولقد تم تنفيذ نماذج انحدار ما بين عوائد الاسهم المجمعة لفترات تراوحت ما بين عام واحد وخمسة اعوام، ومتغير مستوى الارباح (حصة السهم من الارباح مقسومة على سعر اغلاق السهم في بداية نافذة قياس العائد)، وذلك لاختبار فرضيات الدراسة. ولقد نفذت نماذج الانحدار لكل سنة من سنوات الدراسة (1991 - 1998) (Cross-Sectional Regression) ولجميع مشاهدات الدراسة (Pooled). ولقد اعتمد الباحثان على قيمة معاملات استجابة الارباح المقدّرة (معامل الميل في نموذج الانحدار) وعلى قيم R2 - المعدّلة لفحص فرضيات الدراسة.

تشير نتائج الدراسة الى ان اسعار الاسهم تسبق الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة. فمعامل استجابة الارباح المقدّرة لنافذة طولها 48 شهر اكبر من معامل استجابة الارباح المقدّرة لنافذة طولها 12 شهر بنسبة 615%. وقيم R2 - المعدّلة لنموذج العلاقة ازداد بنسبة 45% عند توسيع النافذة من 12 شهر الى 48 شهر. كذلك فأن معامل استجابة الارباح المقدرة لنافذة طولها 48 شهر هو الاقرب (7.15) لمعامل استجابة الارباح المتوقعة (10.75)، والذي احتسب كمقلوب متوسط معدل العائد المتحقق على المحفظة السوقية خلال الفترة 1991 - 1998. وخلص الباحثان الى ان اسعار الاسهم في بورصة عمان تسبق (في المتوسط)، الارباح المحاسبية في عكس المعلومات الملائمة لتحديد قيمة المنشأة بثلاث سنوات مالية. أي انه، وبالمتوسط، اذا انعكست معلومة في سعر سهم شركة ما اليوم، فان تلك المعلومة تحتاج الى ثلاث سنوات مالية حتى تعكسها الارباح المحاسبية لتلك الشركة. اذاً على المستثمر ان يدرك ان مجموعة المعلومات التي تعكسها اسعار الاسهم اغنى من مجموعة المعلومات التي تعكسها الارباح المحاسبية، وان اسعار الاسهم للفترات المالية الثلاث السابقة هي بأهمية اسعار الاسهم للفترة المالية الحالية، ويمكن استخدامها لتوقع الارباح المستقبلية للشركة.

ويمكن للباحث المهتم، ان يحاول اختبار علاقة العوائد السوقية مع مكونات رقم الارباح المحاسبية في ظل افتراض ان الاسعار تسبق الارباح. أو يمكن دراسة تلك العلاقة في ظل ذلك الافتراض ومع السماح لمعامل استجابة بالتغير مع تغير الشركة وبالتغير مع تغير الفترة المالية.

المراجع

الدبعي، مأمون، ومحمد أبو نصار، 1999، مواصفة العلاقة بين العوائد السوقية والارباح المحاسبية للشركات المساهمة الاردنية، دراسات، الجامعة الاردنية، مج 26، العلوم الادارية، ع2، ص 312 - 329.

الدبعي، مأمون، ومحمد أبو نصار، 2000، دور نسبة الربح الى السعر في تحسين علاقة العوائد السوقية للاسهم بالارباح المحاسبية "دراسة تطبيقية على الشركات المساهمة العامة الاردنية" ، دراسات، الجامعة الاردنية، تحت النشر.

الخلايلة، محمود، 1999، العلاقة بين الارباح وعوائد الأسهم في الأجل الطويل، دراسات، الجامعة الاردنية، مج 26، العلوم الادارية، ع2، ص 358 - 365.

Al-Debi’e, M. M. 1997. The Explanatory Power of Earnings and Non-earnings Accounting Numbers for Stock Returns. Ph.D. thesis. the University of Manchester, Manchester.

Ali, A., and P. A. Zarowin. 1992. Permanent Versus Transitory Components of Annual Earnings and the Association Between Abnormal Return and Unexpected Earnings. Journal of Accounting and Economics, 15,.249-264.

Ball, R., and P. Brown. 1968. An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers, Journal of Accounting Research, 159-178.

Brown, P. 1994. Capital Market-based Research in Accounting: an Introduction, Cooper & Lybrand and Accounting Association of Australian and New Zealand, Australia.

Donnelly, R., and M. Walker. 1995. Share Price Anticipation of Earnings and the Effect of Earnings Persistence and Firm Size, Journal of Business Finance and Accounting, 22 (1), 5-18.

Easton, P. D., and T. Harris. 1991. Earnings as an Explanatory Variables for Returns. . Journal of Accounting Research, 19-36.

Easton, P. D., T. Harris, and J Ohlson. 1992. Aggregate Accounting Earnings Can Explain Most of Security Returns: The Case of Long Run Intervals. Journal of Accounting and Economics,.119-142.

International Accounting Standards Committee, Framework for the preparation and presentation of financial statements, London: IASC, 1989.

Kothari, S. P., and R. G. Sloan. 1992. Information in Earnings About Future Earnings: Implications For Earnings Response Coefficient. Journal of Accounting and Economics. 15. 143-171.

Lev, B. 1989. On the Usefulness of Earnings and Earning Research: Lessons and Directions from Two Decades of Empirical Research, Journal of Accounting Research, 153-192.

Lev, B., and S. R. Thiagarajan. 1993. Fundamental Information Analysis. Journal of Accounting Research,.190-215.

Liu, C., Pope, P. F., Ryan, S. G., and Zarowin, P. 1995. The Accuracy and Complementarily of Analysts and Earnings – to – price – based Forecasts of Annual Earnings, Working Paper, Lancaster University, Lancaster.

Miller, M. H., and F. Modigliani. 1966. Some Estimates of the Cost of Capital to the Electric Utility, American Economic Review, 56(3), 335-390.

International Accounting Standards Committee, “Framework for the preparation and presentation of financial statements”, London: IASC, 1989.

2 تم احتساب متوسط معامل استجابة الارباح المتوقع باستخدام متوسط العائد السنوي المتحقق على المحفظ المالية التي تضم اسهم الشركات المدرجة في قاعدة البيانات CRSP الامريكية (Center for Research in Security Prices) والبالغ 17.15% ليمثل معدل العائد المتوقع على السهم.

لقد قام الباحثان بتنفيذ نماذج الانحدار لهذه الدراسة قبل وبعد استبعاد المشاهدات المتطرفة، ولم يكن هناك تغير ملحوظ في النتائج المستخلصة. إلا ان معاملات الانحدار كانت لبعض نوافذ الدراسة أعلى مما كانت عليه، بعد استبعاد المشاهدات المتطرفة. أنظر نتائج نماذج الانحدار.

لاحظ ان عدد المشاهدات عندما = صفر ، يساوي 265 مشاهدة، وعندما = 4 يساوي 232 مشاهدة.

أ يعرض الجدول مقاييس احصائية وصفية لمتغيرات الدراسة بعد استبعاد المشاهدات التي تقع خارج ثلاث انحرافات معيارية، ولقد بلغ العدد الاحمالي لهذه المشاهدات المتطرفة (27) مشاهدة، أي ما نسبته (7%).

ب تم احتساب متغير مستوى الارباح ( ) لكل نافذة قياس عائد، بقسمة حصة السهم من الارباح للفترة المالية t على سعر السهم في بداية نافذة قياس العائد. أما متغير العائد السوقي CRit, ) ) فاحتسب باستخدام المعادلة التالية:

(1+ MRij) - 1

حيث تعني П مضروب، وتمثل MRij عائد السهم الشهري للشركة i . n = 12 شهر عندما = صفر ، n = 24 شهر عندما = 1، n = 36 شهر عندما = 2، n = 48 شهر عندما = 3، n = 60 شهر عندما = 4.

ج تم احتساب العائد السنوي من خلال استخراج المتوسط الحسابي للعائد ضمن كل فترة من فترات القياس المستخدمة.

أ يعرض الجدول معاملات ارتباط بيرسون (وسبيرمان) لمتغيرات الدراسة ولعينة من الشركات بلغت 47 شركة خلال فترة الدراسة الممتدة ما بين عام 1991 - 1998، وذلك بعد استبعاد المشاهدات التي تقع خارج ثلاث انحرافات معيارية. ولقد بلغ العدد الاجمالي لهذه المشاهدات المتطرفة (27) مشاهدة، أي ما نسبته (7%). علماً بأن جميع معاملات الارتباط ذات دلالة احصائية عند مستوى ثقة 0.0001.

ب تم احتساب متغير مستوى الارباح ( ) لكل نافذة قياس عائد بقسمة حصة السهم من الارباح للفترة المالية t على سعر السهم في بداية نافذة قياس العائد. أما متغير العائد السوقي CRit, ) ) فاحتسب باستخدام المعادلة التالية:

(1+ MRij) - 1

حيث تعني П مضروب، وتمثل MRij عائد السهم الشهري للشركة i . n = 12 شهر عندما = صفر ، n = 24 شهر عندما = 1، n = 36 شهر عندما = 2، n = 48 شهر عندما = 3، n = 60 شهر عندما = 4.

يأخذ النموذج التقليدي لعلاقة العوائد بالارباح مواصفتين هما: مواصفة التغير، ومواصفة المستوى، الا ان القياس المتزامن للعوائد والارباح هو من السمات الاساسية لهذا النموذج، أنظر (الدبعي وأبو نصار، 1999).

أنظر (Brown, 1994) وكذلك (Miller and Modigliani, 1966) للتعرف على شرح تفصيلي لمعامل استجابة الارباح في الادب المحاسبي، وبدايات الادب المحاسبي المتعلق بها.

استخدمت دراسة (Kothari and Sloan, 1992) عينة شركات تراوحت ما بين 2319 شركة الى 2721 شركة خلال فترة الدراسة التي امتدت ما بين عام 1950 - 1988. وبالرغم من ذلك كانت المعاملات المقدرة أقل من تلك المتوقعة.

25

ملخص

mohammad abu-nassar

2000-07-12

الجامعةالاردنية

RACC