مواصفة العلاقة ما بين العوائد السوقية والأرباح المحاسبية للشركات المساهمة الأردنية

مأمون الدبعي ومحمد ابو نصار

ملخص الدراسة

تعرض الدراسة اختباراً لمواصفة العلاقة بين العوائد السوقية للأسهم والأرباح المحاسبية. وقد تم استخدام عينة ممثلة من الشركات المدرجة في سوق عمان النظامية خلال الفترة الزمنية الممتدة ما بين 1986 - 1996 . أظهرت نتائج الدراسة أن كل من متغير "مستوى الأرباح" ومتغير "التغير في الأرباح" متغيران ملائمان لتفسير التغير في أسعار الأسهم. كما تشير نتائج الدراسة إلى أن متغير "مستوى الأرباح" أهم من متغير "التغير في الأرباح" في عملية تفسير التذبذبات في عوائد الأسهم . وتدل نتائج الدراسة على أن إدخال كلا المتغيرين في نموذج علاقة العوائد بالأرباح، يؤدي إلى انخفاض خطأ قياس "الأرباح غير المتوقعة"، وأن خطأ القياس الناتج عن استخدام متغير "مستوى الأرباح" هو أقل من ذلك الناتج عن استخدام متغير "التغير في الأرباح"، وهذا بدوره يشير إلى أن المستثمرين في سوق عمان المالية يعتقدون بان أرباح الشركات الأردنية تتضمن عناصر عابرة أو مؤقتة. تتفق نتائج الدراسة الحالية مع مساهمة (Ohlson, 1995) النظرية ومساهمة (Easton and Harris, 1991) العملية على سوق الولايات المتحدة الأمريكية ، ومساهمة (Al-Debi’e, 1997) العملية على السوق البريطانية.

Specification of the relationship between stock returns and the accounting earnings of Jordanian Companies

The study presents an examination of the returns-earnings relation. Using a representative sample of Jordanian companies listed on the Amman Financial Market, over the period 1986-1996 , the study provides evidence suggesting that both the deflated earnings level and earnings change are relevant explanatory variables for stock returns. However, the results suggest that the level of earnings is more important than the change in earnings in explaining the variations in stock returns. Furthermore, the evidence suggests that including both variables reduces the measurement error in unexpected earnings, and that the error in measuring unexpected earnings using the level specification is lower than that using the change specification. This implies that the Jordanian investors believe that the earnings of Jordanian Companies have transitory (temporary) components. The results of this study are consistent with the theoretical contribution of (Ohlson, 1995) and the empirical evidence provided by (Easton and Harris, 1991) using US data, and (Al-Debi’e, 1997) using UK data.

مقدمة

تعتبر العلاقة ما بين أسعار الأسهم والأرباح المحاسبية (Price-Earnings Relation) من اكثر العلاقات التي خضعت للدراسة خلال العقود الثلاثة الماضية . وبالرغم من ذلك ، فأن هذا النوع من الدراسات ما زال ملائماً حتى يومنا هذا. فلقد شكك (Lev, 1989) ، في مراجعته المتعمقة للبحث المحاسبي القائم على السوق Market-Based-Accounting-Research (MBAR)، في الفائدة من الأرباح في تفسير التغير في عائد السهم (Stock Return). ولقد خرج (Lev, 1989) بنتيجة مفادها أن قوة الأرباح التفسيرية (Explanatory Power) لعوائد الأسهم ضعيفة، ودعا الباحثين إلى تحديد العوامل التي ساهمت في تلك النتيجة.

قدم الباحثون عدداً من التفسيرات لتلك النتيجة السلبية . فمن وجهة نظر (Lev, 1989) تعود تلك النتيجة إلى انخفاض نوعية (مضمون معلومات Information Content) الأرباح المعلنة ، إلا انه لم يستبعد أيضا أن النتيجة قد تعود إلى خطأ في مواصفة العلاقة (Specification error) ما بين العوائد والأرباح، أو قد تكون ناتجة عن قرارات المستثمرين غير الرشيدة. أما (Strong and Walker, 1993) فقد اقترحا أن ضعف قوة الأرباح التفسيرية للعوائد تعود إلى استخدام نموذج بحث مقيد في دراسة علاقة العوائد بالأرباح والذي لا يسمح لمعاملات نموذج الانحدار بالتغير عبر الزمن (Intertemporally) وما بين الشركات (Cross-sectionally). كذلك عزى بعض الباحثين ضعف تلك العلاقة إلى وجود عناصر عابرة (مؤقتة) Transitory components)) في الأرباح [انظر (Kothari and Sloan, 1992) ، (Ou and (Penman, 1989 ، و(Ali and Zarowin, 1992)]. ومن بين التفسيرات الأخرى أيضا أن الأرباح لا تعكس جميع الأحداث المؤثرة على قيمة المنشأة. وقد حاول بعض الباحثين الحد من هذه المشكلة وأثرها على علاقة العوائد بالأرباح من خلال اختبار العلاقة ما بين عوائد محسوبة لفترة أطول من سنة مالية مع الأرباح كما فعل (Easton et al., 1992) أو الحد منها من خلال إدخال متغيرات محاسبية أخرى إلى جانب الأرباح كما فعل (Lev and Thiagarajan, 1993) و (Al-Debi’e and Walker, 1996).

وسيتم في الدراسة الحالية اختبار أحد مسببات ضعف العلاقة ما بين العوائد والأرباح وهو خطأ مواصفة العلاقة . ونقصد بمواصفة العلاقة طبيعة المتغير المستقل المستخدم في تفسير التغير في عائد السهم. فلقد درجت الدراسات السابقة لعلاقة العوائد بالأرباح على استخدام التغيير في حصة السهم من الأرباح EPS) Earnings Per Share,) مقسوماً على سعر السهم السوقي في بداية نافذة الدراسة لتفسير التغير في العائد السوقي للسهم . ولكننا نعتقد، وبناء على مساهمة (Ohlson, 1995) النظرية ودراسة (Easton and Harris, 1991) العملية، أن المتغير الأساسي لتفسير التغير في العائد السوقي للسهم هو مستوى حصة السهم من الأرباح مقسوماً على سعر السهم في بداية نافذة الدراسة. وبالتالي فإننا نعتقد أن من أسباب ضعف علاقة العوائد بالأرباح هو خطأ في مواصفة العلاقة.

الدراسات السابقة

ابتدأ البحث العلمي لعلاقة العوائد بالأرباح (Returns-Earnings Relation) بدراسة (Ball and Brown, 1968) والتي خرجت بوجود علاقة إيجابية بين العوائد والأرباح . ولقد فتحت تلك الدراسة الطريق أمام الباحثين لدراسة جوانب تلك العلاقة من حيث أهميتها ومواصفاتها وثباتها وقوتها . ففي حين أن دراسة (Ball and Brown, 1968) استخدمت نموذج تعتمد فيه العوائد على إشارة الأرباح غير المتوقعة ، فان (Beaver, et al., 1979) ، وبعد أحد عشر عاماً، أضافوا إلى الأدب المحاسبي انه يمكن تفسير التغير في العائد بالاعتماد على أهمية التغيرات غير المتوقعة في الأرباح. أي انه كلما ازداد التغير في الأرباح غير المتوقعة ، كلما ازداد التغير في العائد غير المتوقع. وبذلك أصبحت المقاييس المحاسبية للأرباح ذات معنى أو أن لها مضمون معلوماتي. لقد وجد (Lev, 1989) في مراجعته للأدب المحاسبي أن التغير في الأرباح يفسر في المتوسط 5% من التغير في العوائد. ولقد بنيت هذه النتيجة على استخدام التغير في حصة السهم من الأرباح مقسوماً على سعر السهم السوقي في بداية فترة نافذة الدراسة كمتغير تفسيري للتغير في العائد السوقي للسهم. أن استخدام الباحثين لهذه المواصفة تأثر بالدراسة الأولى لعلاقة العوائد بالأرباح والتي آخذت شكل "دراسة حدث" (Event study) . كذلك تأثر الباحثون في اختيار ذلك المتغير بتلك المواصفة بنتائج الدراسات التي أثبتت أن الأرباح تسلك سلوكاً عشوائياً (Random walk) وبالتالي فأن افضل توقع لأرباح السنة الحالية هو أرباح السنة الماضية (انظر دراسة Ball and Watts, 1972). وبما أن الباحث يسعى إلى تفسير العائد المتوقع للسهم فان المتغير التفسيري الطبيعي هو الأرباح غير المتوقعة للسهم. فإذا كانت الأرباح تسلك سلوكاً عشوائياً فان افضل ممثل للأرباح غير المتوقعة للسهم هو التغير في حصة السهم من الأرباح، ويفترض هذا التبرير أن الأرباح لا تتضمن عناصر غير ثابتة (Transitory components). إلا أن العديد من الدراسات أثبتت أن الأرباح تحتوي على عناصر مؤقتة كدراسة (Brooks and Buckmaster, 1976) ودراسة Ou and Penman) 1989)، ودراسة (Easton and Harris, 1991) ودراسة (Ohlson, 1989). وبناء على ذلك فان التغير في حصة السهم من الأرباح قد يكون ممثل ضعيف (Poor proxy) للأرباح غير المتوقعة وبالتالي يؤدي إلى وجود خطأ قياس (Measurement error) في علاقة العوائد بالأرباح، وهذا بدوره يؤدي إلى انخفاض قوة الأرباح التفسيرية لعوائد الأسهم.

ان الدراسة النظرية للباحث (Ohlson, 1995) خرجت بأن المتغير الأساسي لتفسير العائد السوقي للسهم هو مستوى حصة السهم من الأرباح مقسوماً على السعر السوقي للسهم، وذلك بافتراض أن الأرباح تسلك سلوكاً عشوائياً وان الأرباح الحالية تكفي لتحديد سعر السهم .

كذلك خرجت دراسة (Brown, et. al., 1987) انه يمكن تقليل الخطأ في قياس الأرباح غير المتوقعة من خلال استخدام اكثر من متغير لتمثيل الأرباح غير المتوقعة .

وقد سعى (Easton and Harris, 1991) إلى إثبات مساهمة (Ohlson, 1989) النظرية من خلال دراسة عملية على سوق الولايات المتحدة الأمريكية . وقد خرجت الدراسة بأنه يمكن استخدام متغير حصة السهم من الأرباح لتفسير التغير في العائد السوقي للسهم ، وان استخدام كلا المتغيرين (أي التغير في الربح ومستوى الربح) في نموذج الانحدار لعلاقة العوائد بالأرباح يؤدي إلى تحسين قوة الأرباح التفسيرية للعوائد ويؤدي إلى ارتفاع معامل استجابة الأرباح (Earnings Response Coefficient, ERC) للنموذج .

وقد حاول (Strong, 1993) تطبيق دراسة (Easton and Harris, 1991) على الواقع البريطاني وخرج بنتائج معاكسة لما جاء في دراسة (Easton and Harris, 1991)، أي أن التغير في الربح هو المتغير الأساسي لتفسير التغير في العائد. إلا أن (Al-Debi’e, 1997) اثبت عدم دقة نتائج (Strong, 1993) على الواقع البريطاني وخرج بنتائج تؤكد ما جاء به (Ohlson, 1995) نظرياً ، ونتائج (Easton and Harris, 1991) العملية.

كذلك طرحت دراسة (Kothari, 1992)، والتي استندت إلى مساهمة Ohlson, 1989)) النظرية، بأنه إذا كانت الأسعار تسبق الأرباح (Prices lead earnings) فان معامل استجابة الأرباح وقوة الأرباح التفسيرية للنموذج الذي يستخدم متغير مستوى الربح ستكون أعلى من تلك في حالة استخدام متغير التغير في الربح في نموذج علاقة العوائد بالأرباح.

أما دراسة (عبدالله، 1993) والتي أجريت على عينة من الشركات المساهمة السعودية خلال الفترة الزمنية الممتدة من 1986 ولغاية 1993، فقد بينت أن التغير في الأرباح في المدى القصير له تأثير واضح على التغير في أسعار الأسهم، أما في المدى الطويل فان التغير في أسعار الأسهم لا يعتمد على نصيب السهم من الأرباح وإنما يعتمد على سلوك الأسعار في الفترات السابقة .

وفي دراسة اخرى لعبدالله (1995) والتي أجريت أيضا على عينة من الشركات المساهمة السعودية خلال الفترة الممتدة من 1987 وحتى 1991 تم دراسة العوامل المحددة لاسعار الاسهم. واشتملت الدراسة على المتغيرات المستقلة التالية: دخل السهم، الارباح الموزعة، العائد على حق الملكية، العائد على اجمالي الاصول، رافعة التشغيل، رافعة التمويل، المؤشر العام لاسعار الاسهم، والمشاركة الحكومية في ملكية الاسهم. اظهرت نتائج الدراسة أن أسعار الأسهم في سوق الأوراق المالية السعودية يتأثر بدخل السهم والعائد على حق الملكية والمؤشر العام لأسعار الأسهم والمشاركة الحكومية في ملكية الشركة.

أما الدراسات التي تناولت اسعار الاسهم في السوق الاردني فكان اهمها دراسة (غرايبة وجعفر، 1988) والتي استخدمت عينة تتكون من 40 شركة مساهمة عامة مدرجة في سوق عمان المالية لقياس اثر كل من صافي الربح المحاسبي، والربح الموزع، والربح المعدل، وعدد من النسب المالية على اسعار الاسهم عند الاعلان عن هذه الارقام. خلال الفترة الممتدة من 1978 - 1985. كانت اهم النتائج التي تم التوصل اليها ان للارقام السابقة اثر متفاوت على اسعار الاسهم، حيث تبين ان الاثر الاعظم كان للعائد على راس المال، والعائد على حقوق الملكية، ونسبة الربح الموزع. واظهرت نتائج الدراسة ايضاً ان اثر هذه الارقام على اسعار الاسهم يظهر قبل ثلاثة اشهر من الاعلان عنها ويبدأ بالانخفاض بعد شهر من الاعلان في حالة الشركات التي تحقق ارباح متزايدة، في حين يظهر الاثر قبل شهر من الاعلان ويستمر لمدة شهرين الى ثلاثة اشهر للشركات التي تحقق تناقص في الارباح.

وقامت البدري والخوري (1997) بدراسة العلاقة بين التغير في اسعار الاسهم المتداولة في سوق عمان المالية والتغير غير المتوقع في العوامل الاقتصادية. وتم دراسة مدى تأثر المؤشر العام لاسعار الاسهم بكل من الرقم القياسي لاسعار الاستهلاك والرقم القياسي للانتاج الصناعي وسعر الحسم لدى البنك المركزي وسعر صرف الدولار بالدينار وعرض النقود. وباستخدام بيانات ربع سنوية للفترة الممتدة من 1978 - 1994 اوضحت الدراسة وجود تأثير لكل من الرقم القياسي لاسعار المستهلك والرقم القياسي للانتاج الصناعي على التغير في اسعار الاسهم، في حين لم يكن لبقية المتغيرات المستخدمة في الدراسة اية تأثير على اسعار الاسهم.

وفي دراسة اخرى قام بها سلامة (1997) تم بحث العلاقة ما بين التغير في المستوى العام للاسعار وتغير اسعار الاسهم في الاردن خلال الفترة الممتدة من كانون ثاني 1993 ولغاية حزيران 1996. واستخدم الباحث اسعار الاسهم الشهرية كمتغير تابع في حين تم استخدام الرقم القياسي لتكاليف المعيشة للدلالة على التغير في المستوى العام للاسعار كمتغير مستقل. وجدت الدراسة انه لا يوجد علاقة بين تغير المستوى العام للاسعار وتغير اسعار الاسهم، كما وجدت الدراسة ايضاً ان التغير في المستوى العام للاسعار لا يؤثر على اسعار الاسهم حتى بعد مرور فترة من الزمن على تلك التغيرات.

سوق عمان المالي

صدر اول قانون لسوق عمان المالي عام 1976 وبدأ السوق اعماله في مطلع عام 1987. وقد بلغ عدد الشركات المدرجة في السوق النظامي عند التاسيس 57 شركة وارتفع عدد الشركات الى 120 شركة في العام 1988 واصبح 187 شركة خلال العام 1998.

ويظهر الجدول رقم (1) تطور حجم التداول في السوق ومؤشر الاسعار لاسهم الشركات خلال الفترة 1978 - 1998.

ويظهر من الجدول ان الاتجاه العام لحجم التداول قد تزايد بشكل ملحوظ خلال العشرين سنة الماضية مع وجود بعض التراجع الواضح خلال الاعوام 1984 - 1986 وخلال السنوات 1994 و 1996. وقد يعزى هذا التراجع الى الاحداث التي شهدتها المنطقة والمتمثلة بالحرب اللبنانية وباثار حرب الخليج الاخيرة. وقد رافق الانخفاض بحجم التداول انخفاض ملحوظ ايضاً بالمؤشر العام للاسعار خلال الاعوام 1983 - 1986 ، والاعوام 1990 و 1994 و1996.

الجدول رقم (1)

تطور حجم التداول واسعار الاسهم في سوق عمان المالية خلال الفترة 1978 – 1997
نسبة التغير في المستوى العام للاسعار	المؤشر العام للاسعار	القيمة السوقية للشركات	حجم التداول بالدينار	عدد الاسهم المتداولة	السنة
-	58.6	286118483	5615891	2429151	1978
16.0	67.9	452291527	15843159	6534880	1979
11.5	75.7	495526486	41431076	17397885	1980
58.7	120.2	834614580	75417027	29231086	1981
15.0	138.2	988347001	112252620	34600373	1982
(24.6)	104.2	1008228610	119607842	36317430	1983
(22.1)	81.2	886043386	53092334	28253788	1984
(3.2)	78.6	902608225	64323973	31249919	1985
(8.0)	72.4	877196384	64767359	39933953	1986
10.1	79.7	915817738	142559231	85767862	1987
6.1	84.5	1085624909	126967967	104060992	1988
10.4	93.3	1400406829	365240379	192584941	1989
(13.8)	80.4	1281200906	266402697	134382612	1990
24.4	100	1689753729	292419514	156821356	1991
29.9	129.9	2270653469	878758343	344759463	1992
22.2	158.5	336013479	933365315	244314946	1993
(9.4)	143.6	3233000195	430329800	133817870	1994
10.8	159.2	3310720574	362127496	125071187	1995
(3.6)	153.5	3230487477	210718666	101250248	1996
10.3	169.2	3602457820	304087654	101652910	1997
المصدر: تم تجميع البيانات أعلاه من عدة جداول أخذت من التقرير السنوي العشرين الصادر عن سوق عمان المالية ،1997.

منهجية البحث

استخدمت الدراسة الحالية ثلاثة متغيرات اساسية هي العائد السوقي للسهم كمتغير تابع وكل من "التغير في الارباح" "ومستوى الارباح" كمتغيران مستقلان. وسيتم في هذا الجزء من الدراسة استعراض نماذج الدراسة والمتغيرات الرئيسة المستخدمة وكيفية قياسها.

تفترض معظم دراسات علاقة العوائد بالأرباح أن تلك العلاقة خطية (Linear)، وبالتالي فان الأسلوب الأكثر استخداماً هو نموذج انحدار المربعات الصغرى (Ordinary-Least-Squares Regression). وعادة ما يتم التعرف على المضمون المعلوماتي للأرباح بالاستناد إلى معامل الميل (Slope Coefficient) في النموذج والذي يعرف في الأدب المحاسبي بمعامل استجابة الأرباح (ERC)، والى القوة التفسيرية للنموذج (Adjusted R-square) (انظر دراسة Collins and Kothari, 1989) .

Rit - Et-1(Rit) = a + b + eit ..................... (1)

حيث أن :

تشير إلى العائد على حقوق الملكية لسهم الشركة i ، خلال الفترة t،	Rit
تشير إلى العائد المتوقع على حقوق الملكية لسهم الشركة i ، خلال الفترة t مفترضاً المعلومات المتاحة للسوق في النقطة الزمنية t-1،	Et-1(Rit)
تشير إلى مقياس الأرباح غير المتوقعة لسهم الشركة i ، في الفترة t،	UXit
تشير إلى سعر سهم الشركة i في النقطة الزمنية t-1،	Pit-1
تشير إلى خطأ نموذج المربعات الصغرى،	eit
تشير إلى المعاملات التي سيتم تقديرها من خلال نموذج انحدار المربعات الصغرى،	a,b

مواصفة الأرباح غير المتوقعة:

استخدمت الدراسة الحالية مواصفتان للارباح هما التغير في الارباح ومستوى الارباح، وفيما يلي شرح لكيفية قياس هاتان المواصفتان.

المواصفة الأولى: التغير في الربح (Change in earnings) :

تم قياس هذه المواصفة من خلال قسمة التغير في حصة السهم من الأرباح (1- - ) على سعر السهم في بداية نافذة الدراسة *. وقد تم الحصول على حصة السهم من الارباح لكل شركة من خلال دليل سوق عمان المالي، وتم استخدام سعر الافتتاح لسهم الشركة في 1/5 من كل عام. وفي الحالات التي لم يتوفر فيها سعر لسهم الشركة في هذا التاريخ فقد تم استخدام السعر التالي مباشرة.

ويمكن تبرير استخدام هذه المواصفة إلى الاسباب التالية:

أ - يقترح (Lev, 1989) انه إذا كانت أسعار الأسهم تعكس التوقعات حول الأرباح المستقبلية قبل إعلان تلك الأرباح فانه من المنطق ربط التغير في السعر مع التغير في الأرباح وليس مستوى الأرباح.

ب - يقترح (Kothari, 1992) و(Beaver, 1989) أن التغير في الأرباح يقارب الأرباح غير المتوقعة لان الأرباح الحالية تقارب الأرباح المتوقعة، أي أن الأرباح تسلك سلوكاً عشوائياً . وبالتالي فان الأرباح غير المتوقعة هي فقط التي ترتبط بعائد السهم خلال الفترة المتزامنة لكلا المتغيرين .

جـ - استنتجت (Christie, 1987) انه في دراسة علاقة العوائد بالأرباح ، يجب أن يقسم التغير في الربح على سعر السهم في بداية نافذة الدراسة لان المتغير التابع في النموذج هو معدل العائد. كذلك اثبت (Kothari, 1992) أن استخدام السعر بدلاً من حصة السهم من الأرباح في مقام المتغير المستقل يؤدي إلى تقدير اقل تحيزاً لمعامل استجابة الأرباح وقوة تفسيريه أعلى للنموذج ككل.

بالرغم مما سبق ، فلقد اثبتت الدراسات العملية ضعف أثر متغير التغير في الربح في تفسير العائد السوقي للسهم . ولم يكن لنافذة الدراسة أو حجم عينة الدراسة أو فترة الدراسة اثر على تلك النتيجة (انظر (Lev, 1989.

الأساس النظري لمواصفة التغير في الأرباح

يمكن ربط عوائد الأسهم بالتغير في الأرباح من خلال الافتراض التالي (انظر Brown, 1994, p.45):

إذا كان تسعير السهم يستند الى نموذج السعر إلى الربح P/E ratio))، وان نسبة السعر إلى الربح في بداية ونهاية الفترة t تساوي مقلوب تكلفة راس المال 1/p ، وان سعر السهم المعلن في نهاية الفترة t لا يتضمن توزيعات الأرباح، وان سعر السهم المعلن في بداية الفترة t يتضمن توزيعات الأرباح ، إذن :

Pit + dit = EPSti/p

و

Pi,t-1 = EPSi,t-1/p

حيث أن:

Pit = السعر في نهاية الفترة t،

Pi,t-1 = السعر في بداية الفترة t،

dit = توزيعات الأرباح t،

EPSit = حصة السهم من الأرباحt ،

p = تكلفة راس المال.

وبالتالي فإن عائد السهم يساوي:

(2) .......................... Pit + dit)/Pi,t-1 = ((EPSit/Pit-1)/P)

المعادلة السابقة تصف مواصفة العلاقة ما بين العوائد والأرباح على أنها علاقة ما بين التغير في سعر السهم السوقي والتغير في حصة السهم من الأرباح مقسوماً على السعر في بداية الفترة.

المواصفة الثانية: مستوى الربح (Level of earnings) :

تم قياس هذه المواصفة في الدراسة الحالية من خلال قسمة حصة السهم من الأرباح على سعر السهم في بداية نافذة الدراسة . لقد اثبت (Ohlson, 1995) ملائمة هذا المتغير من خلال اشتقاقه لعلاقة تربط قيمة المنشأة بأرباحها وقيمتها الدفترية .

الأساس النظري لمتغير مستوى الأرباح

أن منطقية هذا الاستنتاج يمكن إن توضح من خلال العرض التالي (انظرp.44 Brown, 1994) .

افترض أن سعر السهم السوقي لشركة في النقطة الزمنيةt يساوي القيمة الدفترية للسهم في كل نقاط t

Pit = BVit

حيث أن :

Pit يشير إلى السعر السوقي للسهم، و BVit يشير إلى القيمة الدفترية للسهم.

وبالتالي فان التغير في سعر السهم السوقي للشركة يكون من النقطة الزمنية t-1 حتى النقطة الزمنية t، أي التغير في السعر السوقي

Pit = BVit

ولكن إذا افترضنا أن كل التغيرات على القيمة الدفترية للسهم تنعكس أولا في قائمة الدخل (Clean-Surplus Assumption)، إذن فان التغير في القيمة الدفترية للسهم تساوي الأرباح المحاسبية بعد استبعاد التوزيعات المدفوعة للمساهمين.

BVit = EPSit - dit

حيث أن EPSit تشكل حصة السهم من الأرباح و d توزيعات الأرباح المدفوعة .

وبالتالي :

(3) .......................... (Pit + dit)/Pi,t-1 = EPSit /Pit-1

إذن المعادلة السابقة تصف علاقة العوائد بالأرباح على أنها علاقة ما بين التغير النسبي في السعر مع الربح مقسوماً على السعر في بداية الفترة .

تستند مواصفة التغير في الأرباح ومواصفة مستوى الأرباح إلى مقترحات (Ohlson, 1995) بان قيمة المنشأة تعتمد على القيمة الدفترية للمنشأة وعلى أرباحها .

مقياس العائد السوقي للسهم (Stock Return)

تم قياس العائد السوقي للسهم من خلال العائد السوقي الشهري للسهم والمجمع لمدة أثنى عشر شهراً . وقد تم احتساب العائد الشهري للسهم كالتالي:

Rit( =

حيث أن Rit( يشير إلى العائد السوقي لسهم الشركة خلال الشهر ( = 1 ....... 12،

Pit( تشير إلى سعر الإغلاق الشهري لسهم الشركة I في السنة t وفي الشهر ( ،

Pit(-1 تشير إلى سعر الإغلاق الشهري لسهم الشركة I في السنة t وفي الشهر (-1 .

ولكن يجب مراعاة أن عرض النافذة Return Windowsالتي سيتم قياس عائد السهم خلالها من الأمور الهامة جداً والتي يجب أخذها بعين الاعتبار في دراسة علاقة العوائد بالأرباح. فكلما كانت النافذة اعرض كلما كان احتمال أن يقيس السعر الأثر المراد قياسه ، وبالتالي مع ثبات العوامل الأخرى، فأن النافذة العريضة تضمن تخفيض التحيز نحو الصفر في تقدير معامل استجابة الأرباح. ولكن بالمقابل كلما عرضت النافذة كلما ازداد اثر الأحداث الأخرى المشوشة على العائد المستخدم، هذه الأحداث قد تؤثر على القوة التفسيرية لعلاقة العوائد بالأرباح .

لقد استخدم الباحثون نوافذ من جميع القياسات (انظر Lev, 1989) . ولقد اقترح (Collins and Kothari, 1989) نافذة بعرض أثنى عشر شهراً كنافذة ملائمة لدراسة علاقة العوائد بالأرباح .

وتم في الدراسة الحالية استخدام نافذة بعرض أثنى عشر شهراً تبدأ من الشهر الخامس للسنة المالية للشركة وتنتهي في الشهر الرابع من السنة التالية. وتم استخدام اسعار الاسهم الاغلاقية الشهرية حيث جرى تجميع العوائد الشهرية من شهر أيار من السنة حتى شهر نيسان من السنة المالية التالية، مع ملاحظة أن جميع شركات العينة تنتهي سنتها المالية في 31 كانون أول . إن الدافع وراء هذا الأجراء هو محاولة تضمين موعد الإعلان عن القوائم المالية للشركات في النافذة التي نقيس عنها العوائد. فالافتراض هنا أن الكثير من المعلومات عن الأرباح المعلنة للشركة يتم إعلانها تدريجياً خلال العام ولكن يتم الإعلان عن جميع البيانات في تاريخ الإعلان عن القوائم المالية.

وحيث أن العائد الشهري للسهم قد تم احتسابه بشكل متقطع فلقد استخدم مضروب العوائد الشهرية للوصول إلى العائد الشهري المجمع لكل سنة. وبالتالي فأن المتغير التابع في هذه الدراسة والذي يمثل العائد السوقي السنوي Rit للسهم قد تم احتسابه كالتالي:

(4) .......................... (1+ Rit() - 1 = Rit

حيث أن Rit تشير الى العائد السوقي السنوي لسهم الشركة،

Rit( تشير الى العائد السوقي الشهري لسهم الشركة.

عائد السهم المتوقع وغير المتوقع (Raw versus Abnormal return)

استخدمت الدراسة الحالية عائد السهم المتوقع والمبني على اساس العائد الشهري المجمع لمدة اثنى عشر شهراً. وهناك من يرى استخدام عائد السهم السوقي غير المتوقع (الفرق ما بين عائد السهم الشهري وعائد السوق لجميع الاسهم Market Return) وذلك على أساس أن هنالك مستوً معيناً من العائد سيتوقعه المستثمرون وبالتالي فان هذا الجزء من العائد لن يكون مرتبطاً بالأرباح المتوقعة. أن هذا التبرير يفترض أننا قادرون على تجزئة العوائد والأرباح إلى متوقعه وغير متوقعه. ولكن ذلك لا يعني بالضرورة أن استخدام العوائد غير المتوقعة افضل من استخدام العوائد المتوقعة. فلقد بين (Ohlson and Shroff, 1992) إن تعريف العائد لا يلعب أي دور في تحديد المواصفة الأمثل لعلاقة العوائد بالأرباح، أو في اختيار متغير الأرباح الأمثل في تلك العلاقة. أيضاً (Collins and Kothari, 1989) بينا أن تذبذبات الاسهم المتوقعة بين الشركات أو عبر الزمن صغيرة مقارنة بالتغيرات في عوائد الاسهم. وبالتالي فان استخدام العوائد المتوقعة سيعطي نتائج مقاربة جداً لتلك إذا ما تم استخدام العوائد غير المتوقعة. كذلك أظهرت نتائج دراسة (Beaver, et al., 1980) أن استخدام العوائد غير المتوقعة ليس افضل وربما يكون اسواء من استخدام العوائد المتوقعة في علاقة العوائد بالأرباح. ولذلك فقد استخدمت هذه الدراسة العائد السوقي الشهري للسهم والمجمع لمدة اثنى عشر شهراً (Accumulative Monthly Raw Returns) .

أهمية وأهداف الدراسة

تنبع أهمية هذه الدراسة من كونها الدراسة الأولى التي تجري لقياس اثر كل من مستوى الأرباح والتغير في الأرباح على التغير في السعر السوقي لاسهم الشركات المساهمة العامة الاردنية.

ويفترض ان تخدم نتائج البحث الحالي كل من المستثمرين والمقرضين الحاليين والمتوقعين والباحثين المهتمين بالبحث المحاسبي القائم على السوق (MBAR) Market-Based Accounting Research. حيث تعتبر عملية اعداد وعرض القوائم المالية عملية لها تكلفتها وبالمقابل فان من الاهداف الرئيسة لتلك القوائم ان تخدم مستخدمي تلك القوائم في تقدير مبالغ وتوقيت ودرجة عدم التأكد حول التدفقات النقدية لاستثماراتهم . وبما ان رقم الارباح هو من اهم الارقام التي تعرضها القوائم المالية لمختلف مستخدمي تلك القوائم، وهو احد مخرجات النظام المحاسبي، فان غالبية مستخدمي القوائم المالية بما فيهم الباحثين في مجال الـ MBAR يرغبون في معرفة قدرة هذا الرقم على تفسير التغير في اسعار الاسهم، والمواصفة الاكثر ملائمة لعلاقة الارباح المحاسبية بالاسعار السوقية، لما لذلك من تطبيقات متعلقة بتقويم تلك العلاقة، ودرجة ثبات الارباح.

ويمكن تلخيص اهداف الدراسة في النقاط التالية :

1. قياس اثر مستوى الارباح التي تحققها الشركة على العائد السوقي لسهم الشركة .

2. قياس اثر التغير في الارباح التي تحققها الشركة على العائد السوقي لسهم الشركة.

3. قياس اثر كل من مستوى الأرباح والتغير في الأرباح مجتمعين على العائد السوقي لسهم الشركة .

ويمكن صياغة الاسئلة التي تسعى الدراسة الحالية الى الاجابة عليها بمايلي:

هل هناك علاقة ما بين التغير في حصة السهم من الارباح والعائد السوقي لسهم الشركة؟

هل هناك علاقة ما بين مستوى الارباح الذي تحققه الشركة والعائد السوقي لسهم الشركة؟

أيهما اكثر قدرة على تفسير العائد السوقي للسهم "متغير مستوى الارباح" أم "متغير التغير في الارباح"

هل العلاقة ما بين الارباح المحاسبية والعائد السوقي للسهم تصبح اقوى اذا ما تم استخدام اكثر من ممثل للارباح غير المتوقعة (أي متغير مستوى الارباح والتغير في الارباح).

مجتمع وعينة الدراسة

يتكون مجتمع الدراسة من جميع الشركات المساهمة العامة المدرجة في سوق عمان المالية. وقد تم اختيار عينة الدراسة لتشمل جميع الشركات المساهمة العامة والمدرجة في السوق النظامية لقطاعي الصناعة والخدمات. وقد غطت الدراسة الفترة الممتدة من عام 1986 ولغاية عام 1996 . وفي 31/12/1996 بلغ عدد الشركات الصناعية المدرجة في السوق النظامية 44 شركة بينما بلغ عدد الشركات التي تنتمي لقطاع الخدمات 19 شركة . وقد خضعت الشركات للشروط التالية ليتم إدخالها في عينة الدراسة:

1. توفر بيانات حصة السهم من الأرباح السنوية وأسعار الإغلاق الشهرية للشركة خلال عامين متتاليين على الأقل.

2. أن لا يكون قد حدث لدى الشركة أحداث مشوشة خلال فترة الدراسة مثل الاندماج ، أو توزيع اسهم مجانية، أو تجزئة القيمة السوقية للسهم، أو إيقاف السهم عن التداول .

وقد بلغ مجموع عدد الشركات التي استوفت الشرطين السابقين، وبالتالي تم إدخالها في عينة الدراسة، 47 شركة، منها 30 شركة صناعية تشكل ما نسبته 68% من مجتمع الدراسة الأصلي، و17 شركة خدمات تشكل ما نسبته 89% من مجتمع الدراسة الأصلي.

فرضيات الدراسة

الفرضية الأولى

هناك علاقة ذات دلالة إحصائية بين التغير في الأرباح التي تحققها الشركة والعائد السوقي لسهم الشركة.

الفرضية الثانية

هناك علاقة ذات دلالة إحصائية بين مستوى الأرباح الذي تحققه الشركة والعائد السوقي لسهم الشركة.

الفرضية الثالثة

متغير مستوى الأرباح يفسر العائد السوقي لسهم الشركة بدرجة أفضل من متغير التغير في الأرباح.

الفرضية الرابعة

هناك علاقة ذات دلالة إحصائية بين كل من مستوى الأرباح والتغير في الأرباح التي تحققها الشركة والعائد السوقي لسهم الشركة.

النتائج الوصفية

يعرض هذا القسم مقاييس إحصائية وصفية (Descriptive Statistics) ومصفوفتي ارتباط Pearson و Spearman للمتغيرات الرئيسة في الدراسة.

يعرض الجدول رقم (2) مقاييس وصفية لعائد السهم، ومستوى الأرباح، والتغير في الارباح. ويظهر الجدول ان متوسط العائد السنوي لشركات عينة الدراسة خلال الفترة الواقعة ما بين عام 1987 - 1996 يبلغ 9% تقريباً، في حين يبلغ متوسط التغير في الارباح 15%.

يعرض الجدول رقم (3) نتائج مصفوقة ارتباط Pearson و Spearman، ويلاحظ من الجدول ان معامل ارتباط مستوى الارباح مع عوائد الاسهم قد بلغ 47% و 38% لكل من مصفوقة ارتباط Pearson و Spearman على التوالي، وهو اعلى من معامل ارتباط التغير في الارباح مع عوائد الاسهم سواء كان مقاساً حسب مصفوفة ارتباط Pearson أو Spearman.	أيضاً يشير الجدول الى ان معامل ارتباط Pearson بين المتغيرين المستقلين قد بلغ 65% تقريباً ومعامل ارتباط Spearman بين المتغيرين المستقلين قد بلغ 43%. ورغم ان هذا الارتباط لا يمثل ارتباط عالياً الا انه يفضل اجراء اختبار لحالة الارتباط العالي Multicollinarity للتأكد من ان نتائج النماذج متعددة المتغيرات غير متأثرة بهذا الارتباط. وقد قام الباحثان، وكما سيتم شرحه في الاجزاء اللاحقة من الدراسة، باختبار مدى تأثر الدراسة بحالة الارتباط العالي.

يعرض الجدول رقم (4) مقاييس احصائية وصفية خلال كل سنة من سنوات الدراسة للمتغيرات الرئيسة، حيث يلاحظ من الجدول ان شركات عينة الدراسة قد حققت اعلى عائد خلال عام 1989 حيث بلغ (بالمتوسط) 53% وحققت ادنى عائد عام 1996 حيث بلغ -18%.

نتائج اختبار فرضيات الدراسة

أولاً : نتائج النماذج التي تتضمن متغيراً تفسيرياً واحداً Univariate Models

يعرض الجدول رقم (5) نتائج النموذج رقم (2) والنموذج رقم (3)، والتي نفذت سنوياً ولجميع شركات العينة في كل سنة (Cross-Sectional Regressions) وايضاً نفذت لجميع السنوات وجميع شركات العينة (Pooled Regression). ويمكن صياغة النموذج (2) والنموذج (3) عملياً كالتالي (Easton and Harris, 1991):

مواصفة التغير في الارباحRit = (0t + (1t + e1it (4) .........

مواصفة مستوى الارباحRit = (0t + (1t + e2it (5) ..............

حيث ان e1it ، e2it تمثل خطأي النموذجين (4) و(5)، على التوالي.

(0t ، (1t معاملات سيتم تقديرها باستخدام انحدار المربعات الصغرى.

يهدف تنفيذ النموذج رقم (2) والمصاغ عملياً في المعادلة رقم (4) الى اختبار الفرضية الاولى في الدراسة الحالية (هل هناك علاقة ذات دلالة احصائية بين "التغير في الارباح" التي تحققها الشركة والعائد السوقي لسهم الشركة). ان هذا النموذج يمثل النموذج التقليدي الذي اختبر في الادب المحاسبي منذ دراسة (Ball and Brown, 1968). ولقد تمت الاشارة الى هذا النموذج في منهجية البحث الحالي (انظر صفحة 8) بالمواصفة الاولى: التغير في الارباح، ونهدف من اختبار هذا النموذج الى بناء نتيجة من الواقع الاردني ليتم مقارنة ما نقترحه من مواصفة أخرى مع نتائج النموذج التقليدي ليتم في ضوء ذلك تحديد فيما اذا كان النموذج المقترح (المواصفة الثانية) يفسر بشكل اكبر وبدرجة خطأ اقل العائد السوقي للسهم بالمقارنة مع المواصفة الاولى (النموذج التقليدي).

أما الهدف من تنفيذ النموذج رقم (3) والمصاغ عملياً في المعادلة رقم (5) فهو اختبار الفرضية الثانية في الدراسة الحالية (هل هناك علاقة ذات دلالة احصائية بين "مستوى الارباح" الذي تحققه الشركة والعائد السوقي لسهم الشركة). يمثل هذا النموذج المواصفة المقترحه والتي تسعى الدراسة الحالية الى اختبار مدى تفوقها على المواصفة الاولى (النموذج التقليدي).

أن المفاضلة ما بين النماذج المقترحة لعلاقة الارباح المحاسبية بالعوائد السوقية عادة ما يتم بناءاً على معامل مستوى الارباح والقوة التفسيرية للنموذج. فكلما كان معامل استجابة الارباح والقوة التفسيرية اعلى كلما كان المتغير المستخدم في النموذج اكثر قدرة على تفسير العائد السوقي للسهم وكلما كانت درجة قياس ذلك المتغير للارباح غير المتوقعة ادق. وبالتالي فان اسلوب المفاضلة ما بين المواصفة الاولى والمواصفة الثانية المقترحة يعتمد على المقارنة ما بين معامل التغير في الارباح (1t ومعامل مستوى الارباح (1t ، وايضاً على القوة التفسيرية للمعادلة رقم (4) مع القوة التفسيرية للمعادلة رقم (5) مقاسة بـ Adjusted R-square	لكل نموذج.

أن هذه المفاضلة تسعى الى اختبار فرضية الدراسة الثالثة والقائلة بان متغير مستوى الارباح يفسر العائد السوقي لسهم الشركة بدرجة افضل من متغير التغير في الارباح.

وباستعراض نتائج الدراسة الحالية والظاهرة في الجدول رقم (5) يتبين ان معامل مستوى الارباح ومعامل التغير في الارباح لها دلالة احصائية عند مستوى ثقة اعلى من 0.05 في النموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع شركات العينة، وقد بلغ عدد مشاهدات النموذج 357 شركة / سنة. أما النموذج الذي نفذ سنوياً ولجميع شركات العينة فلقد اظهر ان معامل مستوى الارباح ذا دلالة احصائية عند مستوى ثقة اعلى من 0.05 في خمس سنوات من سنوات الدراسة العشرة. وبالمقابل فان معامل التغير في الارباح كان ذا دلالة احصائية عند مستوى ثقة اعلى من 0.05 في سنتين فقط من سنوات الدراسة (1988 و 1994) ولم يكن ذا دلالة احصائية عند أي مستوى اخر مقبول في السنوات الثمانية الباقية. ولم يكن معامل مستوى الارباح ذا دلالة احصائية في عام 1988 بينما كان معامل التغير في الارباح ذا دلالة احصائية عند مستوى ثقة بلغت 0.05 ، أما في عام 1994 ، فلقد كان معامل مستوى الارباح ذا دلالة احصائية عند مستوى ثقة 0.0001 وكان اعلى من معامل التغير في الارباح.

وبمقارنة نتائج معامل مستوى الارباح مع معامل التغير في الارباح في النموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع شركات العينة نجد ان معامل مستوى الارباح (1.202) أعلى من ذلك للتغير في الارباح (0.071).

اذن نلاحظ من نتائج النماذج التي تتضمن متغيراً تفسيرياً واحداً ان متغير مستوى الارباح يتفوق على متغير التغير في الارباح بشكل واضح وذلك في تفسير عوائد اسهم الشركات. فلقد تراوح معامل مستوى الارباح ما بين 0.17 و 2.069 ، بينما تراوح معامل التغير في الارباح ما بين -0.006 و 0.83. وبلغت القوة التفسيرية للنموذج (Adjusted R-square) الذي نفذ لجميع السنوات وجميع شركات العينة باستخدام متغير مستوى الارباح 14%، بينما بلغت عند استخدام متغير التغير في الارباح 1% فقط .

بمقارنة نتائج الدراسة الحالية مع تلك التي توصل اليها (Easton and Harris, 1991) والتي اجريت على السوق الامريكية، نجد انها متطابقة مع ما توصلت اليه هذه الدراسة من حيث ان القوة التفسيرية لمتغير مستوى الارباح للنموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات في دراسة (Easton and Harris, 1991) بلغت 7.5% بينما كانت عند استخدام متغير التغير في الارباح 4%. ايضاً تتفق نتائج الدراسة الحالية مع ما خرجت به دراسة (Al-Debi’e,1997) على السوق البريطانية حيث بلغت القوة التفسيرية للنموذج الذي استخدم متغير مستوى الارباح 17% بينما بلغت عند استخدام متغير التغير في الارباح 11% وذلك للنموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات.

أما فيما يتعلق بنتائج النماذج التي نفذت سنوياً ولجميع الشركات (Cross-Sectional Regressions) ، والمعروضة في الجدول رقم (5) ، فنلاحظ ان القوة التفسيرية للنموذج الذي استخدم متغير مستوى الارباح كانت اعلى من تلك عند استخدام متغير التغير في الارباح في ثماني سنوات من سنوات الدراسة العشر ما عدا عامي 1987 و 1988 . ويلاحظ ايضاَ ان القوة التفسيرية للنموذج الذي استخدم متغير مستوى الارباح كانت على الاقل ضعف تلك الناتجة عند استخدام متغير التغير في الارباح في سبع سنوات من فترة الدراسة. وتتفق نتائج النماذج التي نفذت سنوياً ولجميع الشركات مع نتائج دراسة (Easton and Harris, 1991) ونتائج دراسة (Al-Debi’e, 1997).

نخلص مما سبق الى ان هناك ارتباط قوي ما بين مستوى الارباح وعوائد اسهم الشركات الاردنية، والى ان استخدام التغير في الارباح كممثل للارباح غير المتوقعة في دراسة علاقة العوائد بالارباح يؤدي الى تخفيض تقدير اهمية الارباح في تفسير العوائد . كذلك نستنتج من هذه النتيجة المؤيده نظرياً وعملياً أن المتعاملين مع السوق المالية في الاردن يقيمون ارباح الشركات على انها ارباح تتضمن بنوداً مؤقته أو عابره وهذا يستشف من ضعف العلاقة ما بين متغير التغير في الارباح وعوائد الاسهم وذلك لوجود خطأ قياس للارباح غير المتوقعة عند استخدام متغير التغير في الارباح . واذا كانت الحالة كذلك فأن من المتوقع ان يكون الارتباط قوياً ما بين مستوى الارباح وعوائد اسهم الشركات وهذا ما اثبتته هذه الدراسة .

ثانياً : نتائج النماذج التي تتضمن متغيران تفسيران Multivariate Models

يعرض هذا القسم من الدراسة نتائج اختبار الفرضية الرابعة والتي تسعى الى اختبار مدى التحسن في تفسير العائد السوقي لسهم الشركة عندما يتم استخدام اكثر من ممثل واحد للارباح غير المتوقعة في نموذج علاقة الارباح بالعوائد السوقية. وتستخدم الدراسة الحالية كل من المتغير التقليدي (التغير في الارباح) والمتغير المقترح في هذه الدراسة (مستوى الارباح) مجتمعين لتمثيل الارباح غير المتوقعة.

وللحكم على ما اذا كان استخدام اكثر من ممثل للارباح غير المتوقعة افضل من استخدام أي من المواصفتين الاخريين منفردة، سيتم مقارنة معامل استجابة الارباح (والذي يساوي مجموع معامل مستوى الارباح (1t ومعامل التغير في الارباح (2t ، في المعادلة رقم 6 لاحقاً) مع معامل استجابة الارباح في النموذج الذي استخدم التغير في الارباح (معادلة رقم 4) ومعامل استجابة الارباح في النموذج الذي استخدم مستوى الارباح (معادلة رقم 5) . كذلك سنتناول القوة التفسيرية للنموذج متعدد المتغيرات (معادلة رقم 6) مع القوة التفسيرية للنموذجين احاديي المتغير (معادلة رقم 4 ومعادلة رقم 5).

يعرض الجدول رقم (6) نتائج الانحدار متعدد المتغيرات لجميع السنوات وجميع الشركات (Pooled Regression) وسنوياً لجميع الشركات (Cross-Sectional Regressions) والناتجة عن تنفيذ النموذج (3) التالي والمستخدم في دراسة (Easton and Harris, 1991):

= (ot + (1t + (2t + e3it (6) ....................

حيث e3it يمثل خطأ النموذج و (ot ، (1t ، (2t معاملات سيتم تقديرها باستخدام انحدار المربعات الصغرى .

يمكن النظر الى النموذج الذي افترضه (Ohlson, 1989) على انه مقارنة للعناصر الدائمة مع العناصر المؤقتة من الارباح وذلك بأستخدامه لكل من التغير في الارباح ومستوى الارباح في نموذج قيمة المنشاة. فعندما تكون الارباح دائمة (مؤقتة) فأن متغير تغير (مستوى) الارباح هو الذي يعبر عن الارباح غير المتوقعة. ولكن عندما تتضمن عناصر ثابتة واخرى مؤقتة فأن المتوسط المرجح لكلا المتغيرين هو القادر على التعبير عن الارباح غير المتوقعة، وبحيث ان الترجيح يعتمد على نسبة الثبات في الارباح.

كذلك اقترح (Easton and Harries, 1991) ان التغير في الارباح يعتبر متغيراً ضعيفاً لتمثيل الارباح غير المتوقعة. ولقد بينا انه اذا قمنا بأعادة كتابة متغير التغير في الارباح والظاهر في النموذج (4) اعلاه كالتالي:

= -

وأن نسبة السعر الى الربح (Earnings-to-Price ratio) تخدم كممثل (Proxy) للارباح المتوقعة مقسومة على السعر في بداية الفترة، وان هذه النسبة، وكما جاء في دراسة (Beaver and Morse, 1978) ترتد نحو الوسط (Mean Reverting)، اذن فمن الممكن القول ان قد تكون ممثلاً حقيقياً لِ

علاوة على ما سبق فلقد اقترح (Brown, et al., 1987) ان استخدام اكثر من ممثل للارباح غير المتوقعة قد يؤدي الى تخفيض التحيز الناتج عن الاخطاء في قياس الارباح غير المتوقعة.

لذلك يعتبر تنفيذ النموذج رقم (6) اعلاه، ضرورياً ومكملاً للاختبارات السابقة التي تضمنت متغيراً تفسيرياً واحداً.

يظهر الجدول رقم (6) ان معامل مستوى الارباح (1 للنموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات قد بلغ 1.212 وكان ذا دلالة احصائية عند مستوى ثقة 0.0001 . أيضاً كان معامل مستوى الارباح (1 للنموذج الذي نفذ سنوياً ولجميع الشركات ذا دلالة احصائية عند مستوى ثقة مساوية ل 0.05 أو أعلى منها في خمس سنوات من فترة الدراسة. وبالمقابل فان معامل التغير في الارباح (2 للنموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات قد بلغ -0.037 ولم يكن ذا دلالة احصائية عند أي مستوى ثقة مقبول. أما في النموذج الذي نفذ سنوياً ولجميع الشركات فلقد كان معامل التغير في الارباح ذا دلالة احصائية في عامين فقط من فترة الدراسة، وعند مستوى ثقة 0.05 أو أعلى منها.

بلغت القوة التفسيرية للنموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات 15% وتراوحت ما بين -6% في عام 1991 و 40% في عام 1988 . ان معامل استجابة الارباح (Earnings Response Coefficient) (ERC) هو مجموع معامل مستوى الارباح ومعامل التغير في الارباح (2 + (1 . ونلاحظ من الجدول رقم (5) ان معامل استجابة الارباح (ERC) للنموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات قد بلغ 1.175 بالمقارنة مع 1.202 و 0.073 للنماذج التي تتضمن، على التوالي، متغير مستوى الارباح ومتغير التغير في الارباح كل منهما على حده والظاهره في الجدول رقم (5).

أما معامل استجابة الارباح في الجدول رقم (6) والناتجة عن تنفيذ نماذج الانحدار السنوية والتي تتضمن كلا المتغيرين التفسييرين فلقد تراوحت ما بين 0.186 و 2.111 وهي اكبر من تلك المقدره باستخدام متغير مستوى الارباح في ثماني سنوات من فترة الدراسة ، وهي ايضاً اكبر من تلك المقدره باستخدام متغير التغير في الارباح في جميع سنوات الدراسة . وتشير هذه النتيجة الى ان متغير مستوى الارباح مرتبط بعوائد اسهم الشركات اكثر من ارتباط متغير التغير في الارباح مع عوائد اسهم الشركات ، وكذلك تشير النتائج الى ان استخدام كلا المتغيرين يزيد من مساهمة الارباح المحاسبية في تفسير التغيرات في عوائد اسهم الشركات. ان القوة التفسرية للنموذج الذي تضمن كلا المتغيرين قد كان اكبر (15%) من تلك الناتجة عن استخدام متغير تفسيري واحد في النموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات سواء كان ذلك المتغير مستوى الارباح (14%) أو التغير في الارباح (1%) . كذلك فان القوة التفسيرية للنموذج الذي تضمن كلا المتغيرين التفسيرين والذي نفذ سنوياً لجميع الشركات فقد كان اكبر من تلك الناتجة عن استخدام متغير مستوى الارباح في خمس سنوات من فترة الدراسة ، وتساوت القوة التفسرية للنموذجين في سنة واحدة. كذلك كانت القوة التفسيرية للنموذج الذي تضمن كلا المتغيرين التفسيرين اكبر من الناتجة عن استخدام متغير التغير في الارباح لجميع السنوات ما عدا عام 1991 .

ولقد قام الباحثان باستخدام اختبار Cook’D و Standarized Residuals عند تنفيذ نماذج الانحدار السابقة لتحديد المشاهدات المتطرفة، ومن ثم استبعادها (ان وجدت) والقيام باعادة تنفيذ النماذج مرة اخرى للوصول الى ما اذا كان هنالك اثر لتلك المشاهدات المتطرفة على نتائج الدراسة. ولقد اظهرت نتائج هذين المقياسين انه يوجد مشاهدة متطرفة واحدة في متغير عائد السهم في كل عام من الاعوام 1989، 1993، 1994. ولقد تم استبعاد هذه المشاهدات عند اعادة تنفيذ نماذج الدراسة لمقارنة النتائج قبل استبعادها مع تلك بعد استبعادها، ولوحظ ان نتائج الدراسة لم تتأثر بتلك المشاهدات المتطرفة. حيث ان عددها، والبالغ 3 مشاهدات فقط، قليل نسبياً مع عدد المشاهدات الكلية المستخدمة في الدراسة والتي تجاوزت 350 مشاهدة.

بمقارنة نتائج هذه الدراسة مع دراسة (Easton and Harris, 1991) نجد بوضوح ان نتائج هذه الدراسة متسقة مع ما جاء في دراستهما. فقد عرضت دراستهما ان معامل مستوى الارباح ومعامل التغير في الارباح للنموذج الذي نفذ لجميع السنوات وجميع الشركات قد بلغت على التوالي 0.71 و 0.16 وبلغت القوة التفسرية للنموذج 8% . كذلك تظهر دراستهما ان معامل مستوى الارباح قد كان ذا دلالة احصائية عند مستوى ثقة 0.05 أو أكبر في جميع سنوات دراستهما ، بينما كان معامل التغير في الارباح ذا دلالة احصائية في ثماني سنوات من سنوات دراستهما التسعة عشر .

الارتباط العالي Multicollinearity

يشار الى الوضع الذي تكون فيه المتغيرات التفسيرية في نموذج الانحدار متعدد المتغيرات مترابطة بشكل كبير بالمصطلح Multicollinearity . وعندما تكون المتغيرات التفسيرية عالية الترابط يصبح من الصعوبة فصل اثرهما على المتغير التابع . ان الارتباط العالي قد يكون مشكلة وقد لا يكون مشكلة حيث انه مشكلة مرتبطة بالبيانات وليس مشكلة رياضية بحد ذاتها (أنظر Maddala, 1992) . وعادة ما يستخدم مقياسين للكشف عن هذه المشكلة ، الاول ويسمى Variance-Inflation-Factor (VIF) والثاني يسمى Condition Number (CN) .

ويفسر VIF على انه نسبة التباين الفعلي الى التباين في حالة عدم وجود ارتباط عالي. أي بمعنى اخر يظهر VIF كيف ان الارتباط العالي زاد من عدم استقرار المعاملات المقدّرة . ومقياس VIF يتم لكل متغير تفسيري على حده على عكس CN الذي يمثل مقياس عام . يقيس CN حساسية تقديرات الانحدار للتغيرات البسيطة على البيانات ويعر ف على انه الجذر التربيعي لنسبة اكبر قيمة eignvalue الى اصغر قيمة eignvalue في المصفوفة X’X للمتغيرات التفسيرية.

لا يوجد قاعدة ثابتة لتحديد اهمية VIF التي تشير الى ان المعاملات المقدّرة غير سليمة. ولكن (Myers, 1990) و(Belsley, Kuh and Welsh, 1980) حددوا انه اذا كانت قيم VIF تزيد عن 10 فهذا يؤدي الى عدم ثقة في المعاملات المقدّرة ، وان قيمة VIF ما بين 5 و 10 تشير الى مشكلة متوسطة. واذا كانت قيم VIF اكبر من 30 فهناك مشكلة كبيرة . ايضاً اشار (Myers, 1990) الى انه عندما يكون الجذر التربيعي لقيمة CN اكبر من 1000 فهذا يشير الى وجود مشكلة الارتباط العالي بين المتغيرات التفسيرية .

يظهر الجدول رقم (7) نتائج اختبار الارتباط العالي Multicollinearity باستخدام VIF و CN لنماذج الانحدار التي نفذت سنوياً ولجميع الشركات. وكما يلاحظ من الجدول فلا يوجد أي قيمة تشير الى وجود مشكلة الارتباط العالي . وبالتالي فان نتائج نماذج الانحدار متعدد المتغيرات ليست ناتجة عن وجود ارتباط عالي ما بين المتغيرات التفسيرية .

الخلاصة والتوصيات

تختبر هذه الدراسة مواصفة العلاقة ما بين العوائد والارباح . وبالتحديد تعرض الدراسة اختبار تطبيقي يهدف الى تحديد فيما ذا كان "متغير مستوى الارباح مقسوماً على السعر السوقي للسهم في بداية نافذة الدراسة" ملائماً لتقييم العلاقة ما بين العوائد والارباح، وذلك بالمقارنة مع متغير "التغير في الارباح مقسوماً على السعر السوقي للسهم في بداية نافذة الدراسة". ولقد خرجت الدراسة بان متغير "مستوى الارباح" اكثر ملائمة لتفسير التغير في عوائد الاسهم منه في حالة استخدام المتغير التقليدي الشائع الاستخدام في الابحاث المحاسبية لعلاقة العوائد بالارباح والمعرّف على انه "التغير في الارباح" . كذلك خرجت الدراسة بان استخدام كلا المتغيرين يؤدي الى تحسين في معامل استجابة الارباح والقوة التفسرية لنموذج علاقة العوائد بالارباح. تتفق نتائج هذه الدراسة مع ما جاء في الادب المحاسبي سواء المساهمات النظرية او العملية .

وفي ضوء نتائج الدراسة يوصي الباحثين باستخدام متغير "مستوى الارباح" عند دراسة المضمون المعلوماتي للارباح او عند دراسة المضمون المعلوماتي الاضافي للمتغيرات المحاسبية الاخرى مقارنة بالارباح او زيادة على الارباح .

كذلك يؤكد الباحثان ان هذه الدراسة تمثل اسلوباً واحداً من اساليب تحسين قياس علاقة العوائد بالارباح ، ومن الممكن للباحثين المهتمين محاولة دراسة اثر تجزئة رقم الارباح الى مكوناته لتحديد فيما اذا كان لها مضموناً معلوماتياً اكبر من رقم الارباح المنفرد .

ومن الجدير بالبحث استكمالاً لنتائج هذ الدراسة القيام باجراء بحث حول دور مقلوب نسبة السعر الى الربح في تحسين علاقة العوائد بالارباح .

الجدول رقم (2)

المقاييس الاحصائية لمتغيرات الدراسة الرئيسيةa
عدد المشاهدات	الانحراف المعياري	اعلى مشاهدة	النسبة 99	المنوال	الوسيط	الوسط الحسابي	النسبة 1	ادنى مشاهدة	اسم المتغير
366	0.445	2.770	1.632	0.160	0.030	0.093	-0.005	-0.56
358	1.400	1.360	0.478	0.050	0.050	0.056	-0.396	-0.53
339	0.680	4.400	2.606	0.030	0.090	0.15	-1.066	-8.44
a يعرض الجدول نتائج المقاييس الاحصائية للمتغيرات الرئيسة للدراسة، ويعطي الجدول متوسط هذه المتغيرات خلال الفترة 1986 - 1996 للمتغيرات: مقياس العائد السوقي للسهم ومتغير مستوى الارباح ومتغير التغير في الارباح . ويشير الرمز الى حصة السهم من الارباح، والرمز الى التغير في حصة السهم من الارباح، والرمز الى سعر السهم السوقي في بداية فترة العائد بتاريخ 30/4 من كل عام حيث ان جميع شركات عينة الدراسة تنتهي سنتها المالية في 31/12 من كل عام.

الجدول رقم (3)

ملخص نتائج مصفوفة ارتباط سبيرمان (وبيرسون)b

لقياس مدى الارتباط بين متغيرات الدراسةa
0.3170***
(0.1152)*
0.4747***	0.6527***
(0.3803)***	(0.4306)***
a يعرض الجدول نتائج اختبار الارتباط بين المتغيرات المستخدمة في الدراسة وهي متغير مستوى الارباح ومتغير التغير في الارباح ومتغير مقياس العائد السوقي للسهم .

b تظهر نتائج اختبار سبيرمان في البداية يليها اختبار بيرسون بين قوسين.

تشير *** و ** و * الى مستوى الدلالة الاحصائية عند 0.001 و 0.01 و 0.05 على التوالي.

الجدول رقم (4)

التحليل الاحصائي الوصفي للمتغيرات الرئيسية المستخدمة في الدراسة (سنوياً)a
ومتغير التغير في الارباح	متغير مستوى الارباح	متغير مقياس العائد السوقي للسهم
أعلى مشاهدة	أقل مشاهدة	الانحراف المعياري	الوسط الحسابي	أعلى مشاهدة	أقل مشاهدة	الانحراف المعياري	الوسط الحسابي	أعلى مشاهدة	أقل مشاهدة	الانحراف المعياري	الوسط الحسابي	السنةb
1.67	-0.21	0.34	0.14	0.19	-0.53	0.15	0.02	0.39	-0.25	0.17	0	1987
0.50	-0.25	0.18	0.11	0.33	-0.53	0.17	0.05	1.39	-0.50	0.42	0.3	1988
1.69	-2.34	0.62	0.15	0.55	-0.28	0.19	0.12	2.77	-0.19	0.62	0.53	1989
3.05	-0.41	0.66	0.21	0.29	-0.38	0.12	0.07	0.49	-0.44	0.19	-0.04	1990
3.90	-0.27	0.79	0.35	1.36	-0.06	0.24	0.12	1.82	-0.37	0.48	0.42	1991
0.69	-1.29	0.34	0.12	0.49	-0.22	0.11	0.07	1.54	-0.42	0.44	0.40	1992
1.65	-0.73	0.37	0.18	0.47	-0.36	0.11	0.05	1.38	-0.40	0.33	-0.04	1993
4.40	-0.31	0.73	0.26	0.22	-0.04	0.06	0.05	2.71	-0.45	0.50	-0.05	1994
1.02	-0.19	0.29	0.15	0.13	-0.16	0.06	0.03	0.25	-0.56	0.19	-0.15	1995
0.93	-8.44	1.28	-0.07	0.14	-0.42	0.11	0.01	0.16	-0.48	0.15	-0.18	1996
(a) يشير الرمز الى حصة السهم من الارباح، والرمز الى التغير في حصة السهم من الارباح، والرمز الى السعر السوقي لسهم الشركة في بداية فترة الدراسة، 30/4 من كل عام، حيث ان جميع شركات العينة تنتهي سنتها المالية بتاريخ 31/12 من كل عام.

(b) تراوح عدد المشاهدات المستخدمة في استخلاص هذه المقاييس الاحصائية الوصفية بين 27 مشاهدة في عام 1987 و 46 مشاهدة في عام 1996.

الجدول رقم (5)

ملخص نتائج تحليل الانحدار البسيطa

التغير في الارباح Rit = (0t + (1t + e1it

الارباح مستوىRit = (0t + (1t + e2it
نموذج التغير	نموذج المستوى
Adj. R2	(1	(0	Adj. R2	(1	(0	السنة
1%	0.071

)*2.130)	0.081

)* **3.484)	14%	1.202

)***7.758)	0.025

(1.054)	جميع السنوات
-2%	-0.006

(-0.386)	-0.179

***(-7.805)	10%	0.498

** (2.45)	-0.186

***(-8.54)	1996
5%	0.183

(1.743)	-0.153

***(-4.555)	13%	1.198

** (2.83)	-0.183

***(-6.37)	1995
13%	0.108

*(2.524)	-0.162

***(-4.849)	29%	1.99

***(3.917)	-0.238

***(-6.409)	1994
-3%	0.007

(0.063)	-0.076

(-1.831)	6%	0.886

(1.82)	-0.084

(-1.47)	1993
1%	0.274

(1.19)	0.357

***(4.416)	24%	2.069

**(3.41)	0.235

**(3.03)	1992
-3%	0.009

(0.82)	0.424

***(4.378)	-2%	0.175

(0.48)	0.397

***(4.13)	1991
-3%	-0.002

(-0.042)	-0.035

(-0.978)	7%	0.499

(1.84)	-0.068

(-1.85)	1990
7%	0.238

(1.739)	0.375

***(4.324)	35%	1.958

**(4.22)	0.289

(2.76) **	1989
12%	0.834

*(2.188)	0.232

**(2.89)	5%	0.681

(1.56)	0.277

**(3.664)	1988
4%	0.135

(1.42)	-0.001

(-0.039)	0	0.174

(0.86)	0.006

(0.20)	1987
a يعرض الجدول نتائج اختبار الانحدار البسيط بين المتغير المستقل في الدراسة وهومقياس العائد السوقي للسهم وبين المتغيران التابعين وهما متغير مستوى الارباح ومتغير التغير في الارباح .

تشير *** و** و * الى مستوى الدلالة الاحصائية عند 0.001 و 0.01 و 0.05 على التوالي. اما الارقام داخل الاقواس فتشير الى قيم t.

الجدول رقم (6)

ملخص نتائج تحليل الانحدار المتعدد للمتغيرينa

= (ot + (1t + (2t + e3it
عدد المشاهدات	Adj. R2	(2	(1	(o	السنة
334	15%	0.037-

(-1.072)	1.212

(7.319) ***	0.031

(1.339)	جميع السنوات
44	25%	-0.067

(-3.074)**	1.034

)***4.017)	-0.196

***(-9.487)	1996
38	12%	0.047

(0.382)	1.077

(1.938)	-0.167

)***-5.022)	1995
35	18%	0.019

(0.297)	1.812

)*2.144)	-0.216

***(-4.408)	1994
33	0.4%	0.060

(0.358)	0.842

(1.162)	-0.073

(-1.146)	1993
32	24%	0.029

(0.136)	2.082

)**3.188)	0.246

)**3.115)	1992
31	-6%	-0.028

(-0.200)	0.214

(0.474)	0.408

)***3.995)	1991
31	6%	-0.045

(-0.820)	0.593

)*2.008)	-0.065

(-1.754)	1990
28	38%	-0.108

(-0.597)	2.203

)***3.987)	0.229

)*2.082)	1989
28	40%	0.780

)*2.005)	0.466

(1.091)	0.200

)*2.457)	1988
25	0.5%	1.08

(1.112)	0.140

(0.662)	0.010

(0.296)	1987
a يعرض الجدول نتائج الانحدار متعدد المتغيرات لجميع السنوات وجميع الشركات (Pooled Regression) وسنوياً لجميع الشركات (Cross-Sectional Regressions) .

تشير *** و** و * الى مستوى الدلالة الاحصائية عند 0.001 و 0.01 و 0.05 على التوالي. أما الأرقام داخل الاقواس فتشير الى قيم t.

الجدول رقم (7)

ملخص نتائج اختبار الارتباط العالي aMulticollinearity
عدد المشاهدات
CNc	VIFb	CNc	VIFb	السنة
334	1.467	1.228	1.000	1.228	جميع السنوات
44	1.281	1.896	1.000	1.896	1996
38	1.828	1.479	1.000	1.479	1995
35	1.808	1.747	1.000	1.747	1994
33	1.754	1.179	1.000	1.179	1993
32	1.665	1.144	1.000	1.144	1992
31	1.790	1.466	1.000	1.466	1991
31	1.628	1.177	1.000	1.177	1990
28	1.574	1.408	1.000	1.408	1989
28	1.525	1.067	1.000	1.067	1988
25	1.273	1.056	1.000	1.056	1987
a يعرض الجدول نتائج اختبار الارتباط العالي بين المتغيرات المستقلة المستخدمة في الانحدار المتعدد وهما متغير مستوى الارباح ومتغير التغير في الارباح .

: (Variance - Inflation - Factor) VIFb ويفسر نسبة التباين الفعلي الى التباين في حالة عدم وجود ارتباط عالي.

CNc (Condition - Number) : ويقيس حساسية تقديرات الانحدار للتغيرات البسيطة على البيانات.

المراجع

عبدالله، عبدالقادر، 1993، العلاقة بين نصيب السهم من الارباح واسعار الاسهم في سوق الاسهم السعودية، مجلة العلوم الاقتصادية والادارية، ع9، ص 1 - 21.

عبدالله، عبدالقادر، 1995، العوامل المحددة لاسعار اسهم الشركات المساهمة في المملكة العربية السعودية، مجلة ابحاث اليرموك، م 11، ع 1، ص 135 - 155.

غرايبة، فوزي، وداود محمد جعفر، 1988، مضمون الارقام المحاسبية من المعلومات في الشركات المساهمة العامة الاردنية، مجلة ابحاث اليرموك، م 4، ع 2، ص 201 - 233.

سلامة، راشد محمد صالح، 1997، العلاقة بين تغير المستوى العام للاسعار وتغير اسعار الاسهم في الاردن، مجلة البلقاء، المجلد الخامس، العدد الاول، ص 39 - 59.

سوق عمان المالي، التقرير السنوي العشرين، ادارة الابحاث والدراسات، 1997.

Al-Debi’e, M. M., and M. Walker., 1996. Fundamental Information Analysis: An Extension and UK Evidence. Working Paper, the University of Manchester. Manchester.

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, pp. 249-264.

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

Ball, R., and R. L. Watts. 1972. Some Time Series Properties of Accounting Income. Journal of Finance. pp. 663-681.

Beaver, W. H., 1989. Financial Reporting: an Accounting Revolution, Second Edition, Prentice Hall, Englewood Cliffs. NJ.

Beaver, W. H., R. Clarke, and W. F. Wright. 1979. The Association Between Unsystematic Security Returns and the Magnitude of the Earnings Forecasts errors. Journal of Accounting Research, pp. 316-340.

Beaver, W. H., R. Lambert. and D. Morse., 1980. The Information Content of Security Prices. Journal of Accounting and Economics, pp. 3-28.

Beaver, W. H., and D. Morse., 1978. What Determines Price-earnings Ratio. Financial Analysts Journal, pp. 65-76.

Belsley, D. A,. E. Kuh and R. E. Welsch. 1980. Regressoin Diagnostics: Identifying Influential Data and Sources of Multicollinearity. New York: Wiley.

Brooks, L. D., and D. A. Buckmaster. 1976. Further Evidence on the Time-series Properties of Accounting Income. Journal of Finance, pp. 1359-1373.

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

Brown, L. D., G. D. Ricchardson, and S. j. Schwager. 1987. An Information Interpretation of Financial Analysts Superiority in Forecasting Earnings. Journal of Accounting Research, pp. 49-67.

Christie, A. A. 1987. On Cross-Sectional Analysis in Accounting Research, Journal of Accounting and Economics, pp. 231-258.

Collins, D. W. and S. P. Kothari. 1989. An Analysis of the Interemporal and Cross-Sectional Determinants of the Earnings Response Coefficients, Journal of Accounting and Economics, pp. 143-181.

Easton, P. D., and T. Harris. 1991. Earnings as an Explanatory Variables for Returns. . Journal of Accounting Research, pp. 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, PP. 119-142.

FASB, Statement of Financial Accounting Concepts, No 1, “Objectives of Financial Reporting by Business Enterprises”, (Standford, CT:FASB), 1985.

Kothari, S. P. 1992. Price-earnings Regressions in the Presence of Prices Leading Earnings: Earnings Level Versus Change Specifications and Alternative Deflators. Journal of Accounting and Economics. pp. 173-202.

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. pp. 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, pp. 153-192.

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

Maddala, G. S. 1992. Introduction to Economics, 2nd. ed., Macmilloan, New York, USA.

Myers, R. H. 1990. Classical and Modern Regression With Applications. Second Edition, Boston: PWS and Kent Publishing Company, Inc.

Ohlson, J. 1989. Accounting Earnings, Book Value and Dividends: The Theory of the Clean Surplus Equation (Part 1), Working Paper. University of California at Berkeley.

Ohlson, J. 1995. Earnings, Book Values and Dividends in Equity Evaluation, Contemporary Accounting Research, pp. 661-687.

Ohlson, J. A. and P. K. Shroft. 1992. Changes Versus Levels in Earnings as Explanatory Variables for Returns: Some Theoretical Considerations. Journal of Accounting Research. pp. 210-226.

Ou, J. A., and S. Penman. 1989. Accounting Measurement, Price-earnings Ratios, and the Information Content of Security Prices. Journal of Accounting Research, 27 (Supplement), pp. 111-144.

Strong, N., and M. Walker. 1993. The Explanatory Value of Earnings for Stock Returns. Accounting Review. pp. 385-399.

Strong, N. 1993. The Relation Between Returns and Earnings: Evidence for the UK. Accounting and Business Research. pp. 69-77

ملحق باسماء الشركات التي غطتها الدراسة
الكهرباء الاردنية	1.
الفنادق والسياحة الاردنية	2.
كهرباء محافظة اربد	3.
الحمة المعدنية الاردنية	4.
العربية الدولية للفنادق	5.
الخطوط البحرية الوطنية الاردنية	6.
المحفظة الوطنية للاوراق المالية	7.
العقارية الاستثمارية / عقاركو	8.
المركز الاردني للتجارة الدولية	9.
تأجير وصيانة الاليات والمعدات	10.
الاردنية للصحافة والنشر / الدستور	11.
فنادق الشرق الاوسط والكومودور المتحدة	12.
العربية الدولية للتعليم والاستثمار	13.
الاستثمارية القابضة للمغتربين الاردنيين	14.
الزرقاء للتعليم والاستثمار	15.
الموحدة لتنظيم النقل البري	16.
الاتحاد لتطوير الاراضي	17.
التبغ والسجاير الاردنية	18.
مصانع الاسنت الاردنية	19.
مناجم الفوسفات الاردنية	20.
مصفاة البترول الاردنية	21.
الدباغة الاردنية	22.
مصانع الاجواخ الاردنية	23.
الصناعات الصوفية	24.
الالبان الاردنية	25.
العامة للتعدين	26.
الاردنية لصناعة الانابيب	27.
مصانع المنظفات الكيماوية العربية	28.
رافيا الصناعية للاكياس البلاستيكية	29.
المواشي والدواجن	30.
العربية لتصنيع وتجارة الورق	31.
الوطنية لصناعة الصلب	32.
الصناعات الوطنية	33.
الصناعات البتروكيماوية الوسيطة	34.
الصناعات الكيماوية الاردنية	35.
الاردنية لصناعة الصوف الصخري	36.
الاردنية للصناعات الخشبية / جوايكو	37.
السلفوكيماويات الاردنية	38.
المركز العربي للصناعات الدوائية والكيماوية	39.
الكوثر للاستثمار	40.
العالمية الحديثة لصناعة الزيوت النباتية	41.
النتقيب للصناعات الانشائية	42.
الموارد الصناعية الاردنية	43.
الكابلات الاردنية الحديثة	44.
الدخان والسجاير الدولية	45.
اتحاد الصناعات الكيماوية والزيوت النباتية	46.
الزي لصناعة الالبسة الجاهزة	47.

* ايضاً يمكن ان تأخذ المواصفة شكل التغير النسبي في حصة السهم من الارباح ( انظر Kothari, 1992).

FASB, Statement of Financial Accounting Concepts, No 1, “Objectives of Financial Reporting by Business Enterprises”, (Standford, CT:FASB), 1985.

1

الجدول رقم ()

Microsoft Corporation

2000-10-22

الجامعةالاردنية

RACC