نویسندگان
1 استادیار حسابداری دانشگاه اصفهان
2 دانشجو دکتری حسابداری دانشگاه اصفهان
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This study investigates how the market reacts to a negative revision of management earnings forecast (bad news) and late announcement of this news. The study spans the period of 2004 (AHS) to 2011. The linear multivariate regressions have been used to test the hypotheses. We found that market reacts negatively to bad news but late news are followed by a positive market reaction. Also, there is no difference in market reaction to late and on time bad news. But late announcement of good news is followed by a positive differential reaction, as compared to on-time announcement of it.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
عموماً گفته می‌شود شرکت‌ها باید گزارش‌های مالی خود را به موقع منتشر کنند. بازار به اطلاعات به‌هنگام اهمیت بیشتری می‌دهد و از این اطلاعات به شکل اثربخش‌تری در تصمیم‌گیری استفاده می‌کند. هر چند اغلب شرکت‌ها، گزارش‌های مالی الزام شده از سوی نهادهای مسئول را در فاصله‌های زمانی مشخصی منتشر می‌کنند، اما در عین حال، می‌توان مدعی شد که میزان تأخیر در انتشار گزارش‌های مالی از یک شرکت به شرکت دیگر، تفاوت قابل ملاحظه‌ای دارد. پژوهشهای پیشین گزارش کرده‌اند که بین سود کمتر از انتظار (خبر بد) و تأخیر در اعلام این خبر، رابطه‌ای وجود دارد (کولینان و همکاران، 2012؛ کوتاری و ویسوکی، 2009؛ روی چادهوری و سلتن، 2012؛ سنگوپتا، 2004) و این رابطه با عنوان الگوی ’خبر خوب، زود، خبر بد، دیر‘ شناخته شده است. یکی از انگیزه‌های مدیران از گزارش دیرهنگام خبر بد، می‌تواند تلاش برای کاستن از واکنش منفی بازار باشد (کوتاری و ویسوکی، 2009)، چرا که بازار به اخبار دیرهنگام، واکنش کمتری نشان می‌دهد (باگنولی و همکاران، 2002).
طبق دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعات شرکت‌های ثبت‌شده نزد سازمان بورس اوراق بهادار تهران، باید ظرف مهلت 30 روز پس از پایان مقاطع سه‌ماهه‌ی اول، دوم و سوم سال مالی، پیش‌بینی خود از سود هر سهم پایان سال را اعلام کنند. هدف مطالعه‌ی حاضر بررسی امکان کاستن از واکنش منفی بازار به اعلام خبر بد (مشخصاً اعلام تعدیلی منفی در سود هر سهم پیش‌بینی‌شده نسبت به آخرین پیش‌بینی قبلی)، از طریق تأخیر در اعلام این خبر است. نتایج این تحقیق به شناسایی دیدگاه مدیران شرکت‌ها و نیز بازار سرمایه نسبت به زمان انتشار اخبار مالی شرکت‌ها، کمک می‌کند.
مبانی نظری پژوهش
در طول چند دهه‌ی گذشته، پژوهشگران حسابداری، برای شناسایی میزان سودمندی اطلاعات حسابداری، به بررسی چگونگی واکنش استفاده‌کنندگان، به ارائه‌ی این اطلاعات پرداخته‌اند. پژوهشگران معمولاً در هنگام بررسی اثر اعلام سود حسابداری بر قیمت سهم، از رابطه‌ی بین تغییرات غیرمنتظره در سود و نرخ بازده غیرعادی سهم شرکت استفاده می‌کنند (واتز و زیمرمن، 1986). اما بازده سهم مفهومی مهم و پیچیده است که علاوه بر سود حسابداری، از عوامل مختلف دیگری نیز تأثیر می‌پذیرد. برخی از این عوامل که به تفاوت در ویژگی‌های سود و تفاوت در ویژگی‌های شرکت‌ها اشاره دارند و مورد توجه پژوهشگران قرار گرفته‌اند، به شرح زیر هستند:
خبر بد. پژوهش‌ها نشان داده‌اند علامت سود غیرمنتظره بر واکنش بازار موثر است. نتایج پژوهش هاتن و همکاران نشان داد واکنش بازار به پیش‌بینی‌های خبر خوب و خبر بد، متفاوت است. سود هر سهم پیش‌بینی‌شده اگر بالاتر از انتظارات بازار باشد، حامل یک خبر خوب است، و اگر کمتر از انتظار بازار باشد، حامل یک خبر بد است. در مورد سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، انتظار بازار (بر اساس الگوی سری زمانی) از آخرین پیش‌بینی قبلی به دست می‌آید.
زمان انتشار گزارش. زمانبندی اعلام سود، وسیله‌ی بااهمیتی است که از طریق آن شرکت‌ها ممکن است بتوانند بر واکنش سرمایه‌گذاران به اطلاعات منتشر شده، تأثیر بگذارند. برخی محققان گزارش کرده‌اند میزان واکنش بازار به اعلام سود، تحت تأثیر زمان انتشار اخبار است؛ به طوری که بازار واکنش کمتری به اخبار مالی نشان می‌دهد با تأخیر منتشر می‌شوند. این پدیده را می‌توان به کاهش میزان مربوط بودن اطلاعات، نسبت داد. مدیران همواره به دنبال تعیین بهترین زمان برای افشا هستند؛ و تحلیل هزینه-منفعت به مدیران کمک می‌کند تا زمان بهینهی افشا را تعیین کنند. هزینه-منفعت افشـا نه تنها بر ماهیت اطلاعات افشـا شده بلکه بر زمانبندی افشا هم اثر می‌گذارد. زمانبندی انتشار اخبار می‌تواند یک عنصر کلیدی در راهبردهای افشای اطلاعات شرکت‌ها باشد (کولین وکوتاری، 1986). از آنجا که بین منافع مدیر و قیمت سهام شرکت ارتباطی انکارناپذیر وجود دارد، مدیر ممکن است تلاش کند با تغییر زمان بندی ارائه‌ی اخبار مالی، واکنش بازار را در جهت منافع خود مدیریت کند (گراهام و همکاران، 2005). مدیر وقتی اخبار خوبی دارد، تلاش می‌کند آن را هر چه زودتر به اطلاع بازار برساند تا از مزایای واکنش مثبت بازار برخوردار شود، اما اخبار بد را تا حد امکان پنهان می‌کند، تا از اثرات واکنش منفی بازار بکاهد. قابل ذکر است در این چارچوب، منفعت مدیر از تأخیر در گزارش خبر بد، ممکن است در ثبات شغلی بیشتر، یا بالا رفتن قیمت سهام شرکت که در تملک مدیر است، نهفته باشد. اگر واقعاً بین واکنش بازار به اخبار دیرهنگام و اخبار زودهنگام تفاوت وجود داشته باشد، مدیران شرکت‌ها این انگیزه را خواهند داشت که خبر بد را دیرتر اعلام کنند تا از واکنش منفی بازار به این خبر بد بکاهند.
زیان. زیان ده بودن می‌تواند نشان‌های از بحران مالی باشد، انتظار آن است که واکنش بازار به شرکت‌هایی که زیان پیش‌بینی می‌کنند متفاوت باشد (ژو، 2010).
اندازه. اندازه‌ی شرکت، اغلب به عنوان نماینده‌ای برای سنجش میزان سایر منابع اطلاعاتی استفاده می‌شود. شواهد نشان می‌دهند سودهای گزارش شده‌ی شرکت‌های کوچک‌تر، به دلیل محدود بودن سایر منابع اطلاعاتی برای این شرکت‌ها، محتوای اطلاعاتی بیشتری دارند (خوش طینت و براری نو، 1385؛ رحمانی وتجویدی، 1384؛ قائمی و همکاران، 1390). برای اندازه‌گیری این متغیر، معمولاً از شاخص‌هایی مانند لگاریتم ارزش بازار شرکت استفاده می‌شود.
اهرم مالی. اهرم مالی با انتخاب روش حسابداری با محتوای اطلاعاتی سود مرتبط است (نوروش و ابراهیمی کردلر، 1384). انتظار آن است یک رابطه‌ی معکوس بین اهرم مالی و بازده بازار وجود داشته باشد. یکی از شاخص‌های معمول برای اندازه‌گیری این متغیر، نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها است.
فرصت‌های رشد. ماهیت مجموعه‌ی فرصت‌های سرمایه‌گذاری در دسترس، به ویژه آن بخش از فرصت‌های رشد تأثیر می‌پذیرند، می‌تواند بر میزان واکنش بازار به سود اثر بگذارد. یافته‌ها نشان می‌دهند یک رابطه‌ی مثبت بین نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت (به عنوان شاخص فرصت‌های رشد) و بازده سهم شرکت در زمان اعلام سود، وجود دارد.
حجم معاملات سهام شرکت. شرکت‌هایی که سهام آن‌ها بیشتر مورد معامله قرار می‌گیرد، بیشتر مورد توجه سرمایه‌گذاران بوده و واکنش بازار به اخبار منتشر شده در مورد آن شرکت‌ها بیشتر است (روی چادهوری و سلتن، 2012؛ حجازی و همکاران، 1390).
پیشینه‌ی پژوهش
با توجه به این که انتخاب زمان افشای اطلاعات تا حدی، وابسته به تصمیم مدیران شرکت‌ها است، پژوهشهای مختلفی به بررسی عوامل موثر بر تصمیم مدیران در زمانبندی افشای اطلاعات شرکت، پرداخته‌اند.
کولینان و همکاران در پژوهشی با عنوان ”بهبود اظهار نظر حسابرس و زمان بندی افشا“ گزارش کردند شرکت‌هایی که با نظر حسابرسی نامطلوب‌تری نسبت به سال قبل مواجه می‌شوند (خبر بد) گزارش‌های مالی خود را دیرتر نیز اعلام می‌کنند و برعکس شرکت‌های مواجه با نظر مطلوب‌تر حسابرس نسبت به سال قبل (خبر خوب) گزارش‌های مالی خود را زودتر به اطلاع بازار می‌رسانند.
دویل و مجیلکه در پژوهشی با عنوان ”زمان بندی فرصت طلبانه‌ی پیش‌بینی‌های مدیریت“ دریافتند اخبار بد معمولاً پس از بسته شدن بازار و یا در آخرین روز کاری هفته، منتشر می‌شوند. این یافته به عنوان شاهدی از تلاش مدیران برای پنهان کردن اخبار بد، شناخته شده است.
کوتاری و همکاران در پژوهش خود با عنوان ”آیا مدیران اخبار بد را دریغ می‌دارند؟“، رفتار مدیران شرکت‌ها در گزارش سود هر سهم پیش‌بینی‌شده را بررسی کرده‌اند. شواهد آنان نشان داد واکنش منفی قیمت سهم به افشای اخبار بد، در مقایسه با واکنش مثبت به اخبار خوب، بزرگ‌تر است. چنین استنباط شده است مدیران شرکت‌ها، تلاش می‌کنند اخبار بد را تا حد امکان، از سرمایه‌گذاران، پنهان نگه دارند و اخبـار خوب را در اسرع وقت، و حتی پیش از اعلام رسمی، به اطلاع سرمایه‌گذاران برسانند.
تحقیقات نشان داده است سرمایه‌گذاران به سود هر سهم پیش‌بینی‌شده به عنوان یک منبع اطلاعاتی اتکا و در قیمت‌گذاری سهام از آن استفاده می‌کنند. مجتهدزاده و نظری تنها در پژوهشی با عنوان ”بررسی رابطه بین تغییرات عایدی پیش‌بینی‌شده‌ی هر سهم با تغییرات قیمت سهام“، تغییرات قیمت سهام را طی سه روز قبل و بعد از تاریخ اعلام تعدیل عایدی پیش‌بینی‌شده‌ی هر سهم، طی 5 سال، از 1380 تا 1384 بررسی کردند. بررسی‌ها مشخص کرد رابطه‌ای معنادار و مثبت بین تغییرات عایدی پیش‌بینی‌شده‌ی هر سهم و تغییرات قیمت سهام وجود دارد. پژوهش خالقی مقدم و آزاد با عنوان ”محتوای اطلاعاتی پیش‌بینی سود شرکت‌ها“ و پژوهش جهانخانی و صفاریان با عنوان ”واکنش بازار سهام نسبت به اعلان سود برآوردی هر سهم در بورس اوراق بهادر تهران“ نیز به طور مشابه، محتوای اطلاعاتی سود پیش‌بینی‌شده را تأیید کرده‌اند. قابل ذکر است که در زمینه‌ی موضوع پژوهش حاضر، یعنی در رابطه با واکنش بازار به زمان اعلام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، تاکنون در داخل کشور، پژوهشی انجام نشده است.
فرضیه‌های پژوهش
فرضیه 1: تعدیل منفی در پیش‌بینی سود هر سهم با واکنش بازار، رابطه منفی معنی دار دارد.
فرضیه 2: اعلام دیرهنگام تعدیل پیش‌بینی سود هر سهم با واکنش بازار، رابطه منفی معنی دار دارد.
فرضیه 3: واکنش منفی بازار به تعدیل پیش‌بینی سود هر سهم منفی دیرهنگام، در مقایسه با تعدیل پیش‌بینی سود هر سهم منفی به‌هنگام کمتر است.
فرضیه 4: واکنش مثبت بازار به تعدیل پیش‌بینی سود هر سهم مثبت یا صفر به‌هنگام، در مقایسه با تعدیل پیش‌بینی سود هر سهم مثبت یا صفر دیرهنگام بیشتر است.
روش پژوهش
این پژوهش از نظر هدف کاربردی، و از لحاظ ماهیت توصیفی-همبستگی است. برای گردآوری داده‌ها از نرم افزارهای رهاورد نوین، تدبیرپرداز و نیز اطلاعات موجود بر روی سایت سازمان بورس و اوراق بهادار و صورت‌های مالی شرکت‌ها استفاده شده است. برای تحلیل داده‌ها از نرم افزارهای Eviews و Excel استفاده شده است.
متغیرهای پژوهش
متغیر مستقل
برای فرضیه‌ی نخست این پژوهش، متغیر مستقل، خبر بد (BAD) است. این متغیر یک متغیر مجازی است که مقدار آن برابر است با (1) اگر علامت تعدیل سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، منفی باشد، در غیر این صورت مقدار آن برابر با صفر است. مشخصاً منظور از تعدیل منفی در سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، این است که رقم پیش‌بینی اعلام شده از آخرین پیش‌بینی قبلی کمتر باشد.
برای فرضیه‌ی دوم، متغیر مستقل، اعلام دیرهنگام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده (Late) است. Late یک متغیر مجازی است که برابر است با (1) اگر تأخیر در اعلام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، بیش از میانگین تأخیر کل نمونه (41 روز پس از پایان فصل) باشد، در غیر این صورت مقدار آن برابر با صفر است. برای فرضیه‌های سوم و چهارم، ضریب دو متغیر فوق به همراه اثر متقابل آن دو مورد تحلیل قرار می‌گیرد.
متغیر وابسته
متغیر وابسته‌ی این پژوهش، واکنش بازار است که از بازده غیرعادی روزانه‌ی انباشته (CAR)، برای سنجش آن استفاده شده است. بازده غیرعادی روزانه بر اساس مدل تعدیل شده‌ی بازار (رابطه 2) محاسبه شده است. در این مدل فرض بر این است بازده بازار نشان‌دهنده‌ی بازده مورد انتظار سهام شرکت‌ها در هر دوره‌ی زمانی است و ریسک سهم معادل ریسک بازار در نظر گرفته می‌شود. بنابراین تفاضل بازده واقعی سهم i و بازده بازار، در دوره‌ی t، نشانگر بازده غیرعادی است. نتایج پژوهش قائمی و معصومی نشان داده است دوره‌ی تأثیرگذاری رویداد اعلام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده بر قیمت سهم به طور متوسط حدود 4 روز است (با احتساب روز اعلام). بر این اساس در این پژوهش، از جمع بازده غیرعادی هر سهم در طول 1 روز پیش از روز اعلام سود پیش‌بینی‌شده تا 4 روز پس از اعلام آن (1 روز قبل از روز اعلام، روز اعلام، 4 روز بعد از روز اعلام، مجموعاً 6 روز)، به عنوان معیار سنجش واکنش بازار استفاده شده است. بازده غیرعادی روزانه‌ی انباشته بر اساس رابطه‌ی (1) محاسبه شده است:
|
رابطه (1) |
CARi: بازده غیرعادی روزانه‌ی انباشته برای شرکت i از یک روز قبل از اعلام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده تا 4 روز پس از این رویداد.
بازده غیرعادی روزانه‌ی یک سهم ( ) عبارت است از تفاوت بازده واقعی سهم با بازده مورد انتظار آن سهم در روز مورد بررسی، که بر اساس مدل تعدیل شده‌ی بازار، بر اساس رابطه‌ی (2) محاسبه می‌شود:
|
رابطه (2) |
: بازده غیر عادی شرکت i در روز t.
: بازده واقعی شرکت i در روز t که بر اساس رابطه‌ی (3) به دست می‌آید:
|
رابطه (3) |
که و به ترتیب عبارتند از قیمت سهم شرکت i در روز t و روز t-1
: بازده بازار در روز t است که به پیروی از مهرانی و نونهال‌فر، و قائمی و وطن پرست به صورت زیر محاسبه شده است:
|
رابطه (4) |
: شاخص کل قیمت و سود نقدی سهام در روز t
: شاخص کل قیمت و سود نقدی سهام در روز t-1
متغیرهای کنترلی
متغیرهای کنترلی در این پژوهش به شرح زیر است:
%∆EPS: درصد تعدیل سود هر سهم پیش‌بینی‌شده است و نشان دهنده‌ی بخش غیرمنتظره‌ی پیش‌بینی اعلام شده می‌باشد و بر اساس رابطه‌ی (5) محاسبه می‌شود.
|
رابطه (5) |
EPSQ: سود هر سهم پیش‌بینی‌شده است که مربوط به سه ماهه‌ی اول، دوم یا سوم (3 یا 2 یا 1=Q) است. درصد تعدیل بر اساس مقایسه‌ی پیش‌بینی مورد بررسی برای فصل اول، دوم، یا سوم، با آخرین پیش‌بینی اعلام‌شده‌ی قبلی محاسبه می‌شود.
MB: نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام در پایان فصلی است که برای آن، سود هر سهم پیش‌بینی‌شده اعلام شده است.
LEV: نسبت کل بدهی به کل دارایی در پایان سه ماهه‌ای است که برای آن، سود هر سهم پیش‌بینی‌شده اعلام شده است.
LOSS: نشان دهنده‌ی اعلام زیان هر سهم پیش‌بینی‌شده است. این متغیر یک متغیر مجازی است چنانچه مقدار سود هر سهم پیش‌بینی‌شده کمتر و یا مساوی صفر باشد، برابر با یک (1) و در غیر این صورت برابر صفر خواهد بود.
SIZE: لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در پایان فصلی است که برای آن، سود هر سهم پیش‌بینی‌شده اعلام شده است. ارزش بازار حقوق صاحبان سهام از حاصل‌ضرب قیمت بازار یک سهم در نزدیک‌ترین روز معاملاتی به پایان سه‌ماهه‌ی مورد بررسی، در کل تعداد سهام عادی جاری شرکت در آن تاریخ، به دست می‌آید.
SHARE: لگاریتم طبیعی میانگین ماهانه‌ی تعداد سهام مبادله شده از ابتدای سال تا پایان فصلی است که برای آن، سود هر سهم پیش‌بینی‌شده اعلام شده است، و بر اساس رابطه‌ی (6) محاسبه می‌شود.
|
رابطه (6) |
SHAREM: مجموع تعداد سهام مبادله شده‌ی شرکت مورد بررسی، از ابتدای سال مالی تا پایان فصلی است که برای آن، سود هر سهم پیش‌بینی‌شده اعلام شده است.
M: دوره‌ی انجام معاملات است که بسته به فصل مورد بررسی، برابر با 3، 6، و یا 9، خواهد بود.
مدل‌های آماری
مدل‌های مورد استفاده برای آزمون فرضیه‌های پژوهش حاضر به شرح زیر هستند:
مدل‌های آزمون فرضیه اول پژوهش
برای آزمون فرضیه‌ی نخست، به پیروی از رویچودری و اسلتن [0] و کوتاری و همکاران [0] تحلیل رگرسیون تک متغیره، بر مبنای رابطه 7 و تحلیل رگرسیون با شمول متغیرهای کنترل، بر مبنای رابطه 8 انجام شده است.
|
رابطه (7) |
|
||
|
رابطه (8) |
|||
مدل‌های آزمون فرضیه دوم پژوهش
برای آزمون فرضیه‌ی دوم از تحلیل رگرسیون بدون شمول متغیرهای کنترل، بر مبنای رابطه (9) و تحلیل رگرسیون با شمول متغیرهای کنترل، بر مبنای رابطه (10) انجام شده است.
|
رابطه (9) |
|
رابطه (10) |
مدل‌های آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم
برای آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم، از تحلیل رگرسیون بدون شمول متغیرهای کنترل، بر مبنای رابطه (11) استفاده شده است.
|
رابطه (11) |
همچنین، تحلیل رگرسیون با لحاظ متغیرهای کنترل، بر مبنای رابطه (12) انجام شده است.
|
رابطه (12) |
جامعه‌ی آماری و روش نمونه‌گیری
جامعه‌ی آماری این پژوهش شامل کلیه شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. بازه‌ی زمانی این پژوهش از سال 1383 تا سال 1390 را در بر می‌گیرد. نمونه به روش حذف سیستماتیک و پس از لحاظ معیارهای زیر انتخاب شد:
نمونه‌ی نهایی پژوهش مشتمل بر 2322 مشاهده از 335 شرکت است.
تحلیل داده‌ها
برای تحلیل داده‌ها از رگرسیون حداقل مربعات معمولی (OLS) استفاده شده است. با توجه به این که داده‌ها به صورت ترکیبی هستند، در انجام آزمون‌ها لازم است نیاز به کنترل بُعد مقطع و زمان، به صورت ثابت یا تصادفی، بررسی شود. این فرایند از طریق اجرای آزمون چاو (F لیمر) و هاسمن بررسی شده است. بر اساس نتایج حاصل، در اجرای همه‌ی رگرسیون‌ها، از مدل ترکیبی با اثرات ثابت برای هر دو بعد زمان و مقطع، استفاده شده است. در استفاده از داده‌های ترکیبی (پنل) به طور معمول مشکلات ناهمسانی واریانس، خودهمبستگی باقیمانده‌ها، و هم خطی متغیرهای مستقل را تا حد زیادی برطرف می‌شود. سطح معنی‌داری برای همه‌ی آزمون‌ها برابر با 5 درصد در نظر گرفته شده است.
آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
در نگاره (1) آمار توصیفی مربوط به متغیرهای کمّی مورد استفاده، ارائه شده است. تعداد مشاهدات حاضر در نمونه 2322 پیش‌بینی، از 335 شرکت هستند.
نگاره (1): آمار توصیفی متغیرهای کمی
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
میانگین |
میانه |
انحراف معیار |
کمینه |
بیشینه |
|
بازده غیرعادی (درصد) |
CAR |
-0/182 |
0-/262 |
6/012 |
-19/964 |
19/315 |
|
درصد تعدیل |
%∆EPS |
0/685 |
0/000 |
16/326 |
-132/031 |
106/452 |
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
MB |
2/353 |
1/765 |
2/369 |
-16/782 |
19/882 |
|
اهرم مالی |
LEV |
0/632 |
0/655 |
0/218 |
0/031 |
2/424 |
|
اندازه |
SIZE |
26/681 |
26/479 |
1/617 |
22/751 |
32/312 |
|
متوسط سهام مبادله شده |
SHARE |
13/374 |
13/379 |
2/316 |
2/539 |
20/616 |
|
تعداد مشاهدات: 2322 |
||||||
نتایج آزمون فرضیه‌ی اول بر اساس مدل رگرسیون تک متغیره
در نگاره (2) نتایج اجرای رگرسیون بر مبنای رابطه‌ی شماره 7 ارائه شده است.
نگاره (2):
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضریب برآوردی |
آماره t |
سطح معنی‌داری |
|
عرض از مبدأ |
0/351 |
2/668 |
0/008 |
|
|
خبر بد |
BAD |
-3/932 |
-9/827 |
0/000 |
|
آماره F: |
1/530 |
(0/000) |
||
|
ضریب تعیین (ضریب تعیین ): |
0/219 |
: |
0/076 |
|
همان‌گونه که ضریب متغیر BAD نشان می‌دهد، یک رابطه‌ی معنادار و منفی (932/3-)، بین اعلام تعدیل منفی در سود هر سهم پیش‌بینی‌شده و بازده غیرعادی سهم وجود دارد (05/0> سطح معنی‌داری). بر این اساس فرضیه‌ی یک در مورد تأثیر منفی اعلام خبر بد بر واکنش بازار، تأیید می‌شود. بعلاوه، قابل توجه است که در رابطه 7، عرض از مبدأ (351/0)، متوسط واکنش بازار به اخبار خوب (تعدیل مثبت یا صفر) را نشان می‌دهد و مشاهده می‌شود که یک رابطه‌ی مثبت معنی‌دار بین اعلام خبر خوب و بازده سهم وجود دارد.
نتایج آزمون فرضیه‌ی اول بر اساس مدل رگرسیون چند متغیره با شمول متغیرهای کنترل
در نگاره (3) نتایج اجرای رگرسیون چندمتغیره بر مبنای رابطه‌ی 8 ارائه شده است. ضریب متغیر خبر بد (BAD) نشان می‌دهد در حضور متغیرهای کنترلی نیز، تعدیل منفی در سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، همچنان اثری منفی (491/1-) و معنی‌دار بر واکنش بازار دارد (05/0>سطح معنی‌داری)، که تأیید فرضیه‌ی اول، در حضور متغیرهای کنترلی را نشان می‌دهد.
نگاره (3):
|
سطح معنی‌داری |
آماره t |
ضریب برآوردی |
نماد |
نام متغیر |
|
0/006 |
2/76 |
28/423 |
عرض از مبدأ |
|
|
0/002 |
-3/13 |
-1/491 |
BAD |
خبر بد |
|
0/000 |
9/22 |
0/094 |
%∆EPS |
درصد تعدیل پیش‌بینی سود |
|
0/156 |
-1/42 |
-0/131 |
MB |
ارزش بازار به دفتری |
|
0/043 |
-1/80 |
-2/028 |
LOSS |
زیان هر سهم |
|
0/069 |
1/89 |
2/590 |
LEV |
نسبت اهرم مالی |
|
0/002 |
-3/13 |
-1/219 |
SIZE |
اندازه |
|
0/141 |
1/47 |
0/159 |
SHARE |
متوسط سهام مبادله‌شده |
|
(0/00) |
1/90 |
آماره F: |
||
|
0/125 |
: |
0/264 |
ضریب تعیین: |
|
بعلاوه توجه به ضرایب معنی‌دار متغیرهای کنترلی، اثر دیگر عوامل بر بازده سهام را نشان می‌دهد. متغیر درصد تعدیل (%∆EPS) در سطح قابل قبولی معنی‌دار است (05/0>سطح معنی‌داری). به عبارت دیگر به ازای هر یک درصد تعدیل در پیش‌بینی قبلی، 09/0 درصد در بازده تغییر ایجاد می‌شود. ضریب برآوردی متغیر LOSS، (028/2-) منفی و معنی‌دار است (05/0>سطح معنی‌داری) که نشان می‌دهد وقتی شرکتی برای پایان سال، زیان پیش‌بینی می‌کند، در یک واکنش منفی از سوی بازار، حدود 2 درصد، از قیمت سهم کاسته می‌شود.
ضریب معنی‌دار متغیر SIZE در سطح زیر 5 درصد، اثر اندازه بر واکنش بازار را نشان می‌دهد. ضریب منفی برای این متغیر (219/1-) به این معنی است که هر چه اندازه‌ی شرکت بزرگ‌تر باشد از شدت واکنش بازار به اعلام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده کاسته می‌شود. به عبارت دیگر، اعلام سود پیش‌بینی‌شده‌ی شرکت‌های بزرگ‌تر، دارای محتوای اطلاعاتی کمتری است. از دلایل شناخته شده‌ی این یافته می‌تواند دسترسی بازار به دیگر منابع اطلاعاتی برای این شرکت‌ها و نیز حجم افشای بیشتر این شرکت‌ها باشد. این نتیجه با یافته‌های خوش طینت و براری، و رحمانی و تجویدی، در زمینه‌ی رابطه‌ی معکوس اندازه و محتوای اطلاعاتی، سازگار است.
نتایج آزمون فرضیه‌ی دوم
در نگاره (4) نتایج اجرای رگرسیون بر مبنای رابطه‌ی 9 ارائه شده است.
نگاره (4):
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضریب برآوردی |
آماره t |
سطح معنی‌داری |
|
عرض از مبدأ |
-0/528 |
-3/274 |
0/001 |
|
|
اعلام دیرهنگام |
LATE |
0/688 |
2/369 |
0/018 |
|
درصد تعدیل |
%∆EPS |
0/121 |
9/968 |
0/000 |
|
درصد تعدیل اعلام‌های دیرهنگام |
-0/014 |
-0/867 |
0/386 |
|
|
آماره F: |
1/818 |
(0/000) |
||
|
ضریب تعیین (ضریب تعیین ): |
0/251 |
: |
0/113 |
|
ضریب متغیر اعلام دیرهنگام (LATE) با مقدار برآوردی 688/0 در سطح معنی‌داری کمتر از 05/0 نشان می‌دهد که رابطه‌ای معنادار بین اعلام دیرهنگام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده و بازده غیرعادی سهم وجود دارد، اما علامت این رابطه بر خلاف انتظار، مثبت است؛ که نشان می‌دهد شرکت‌هایی که دیرهنگام پیش‌بینی خود را اعلام می‌کنند، با افزایش واکنش بازار مواجه می‌شوند. به این ترتیب فرضیه‌ی دوم این پژوهش مبنی بر اثر منفی گزارش دیرهنگام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده بر واکنش بازار، تأیید نشد. این یافته مخالف با نتایج محققانی چون بگنولی و همکاران [0] است که اظهار داشته‌اند تأخیر در انتشار گزارش باعث کاهش در واکنش بازار می‌شود. بنابراین، از این علامت نمی‌توان استنباط کرد که با تأخیر در انتشار اطلاعات از میزان مربوط بودن این اطلاعات کاسته می‌شود. با توجه به این علامت می‌توان حدس زد که پیش‌بینی‌هایی که با تأخیر منتشر می‌شوند، احتمالاً نباید حامل اخبار بدی باشند. آزمون فرضیات سوم و چهارم که نوع خبر (خوب یا بد) را نیز در تحلیل وارد کرده‌اند درستی این حدس را بهتر نشان خواهند داد.
در نگاره شماره 5 نتایج اجرای رگرسیون چندمتغیره بر مبنای رابطه‌ی شماره (10) ارائه شده است. ضریب متغیر اعلام دیرهنگام (LATE) نشان می‌دهد در حضور متغیرهای کنترلی نیز، اعلام دیرهنگام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، همچنان اثری مثبت (719/0) و معنی‌دار بر واکنش بازار دارد (05/0>سطح معنی‌داری)، که فرضیه‌ی دوم این پژوهش مبنی بر تأثیر منفی گزارش دیرهنگام سود هر سهم پیش‌بینی‌شده بر واکنش بازار، تأیید نمی‌شود.
نگاره (5):
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضریب برآوردی |
آماره t |
سطح معنی‌داری |
|
|
عرض از مبدأ |
28/840 |
2/797 |
0/005 |
||
|
اعلام دیرهنگام |
LATE |
0/719 |
2/355 |
0/019 |
|
|
درصد تعدیل |
%∆EPS |
0/113 |
13/307 |
0/000 |
|
|
ارزش بازار به دفتر |
MB |
-0/142 |
-1/539 |
0/124 |
|
|
زیان هر سهم |
LOSS |
-2/021 |
-1/806 |
0/071 |
|
|
نسبت اهرم مالی |
LEV |
2/626 |
1/921 |
0/055 |
|
|
اندازه |
SIZE |
-1/239 |
-3/183 |
0/002 |
|
|
متوسط سهام مبادله‌شده |
SHARE |
0/168 |
1/564 |
0/118 |
|
|
آماره F: |
1/886 |
|
(0/000) |
||
|
ضریب تعیین (ضریب تعیین ): |
0/262 |
: |
0/123 |
||
نتایج آزمون فرضیه‌ی سوم
در حالی که تعدیل منفی باعث واکنشی منفی در بازار می‌شود (نتیجه‌ی آزمون فرضیه‌ی اول)، اما اعلام دیرهنگام تعدیل پیش‌بینی سود هر سهم، صرف نظر از علامت تعدیل، واکنش مثبت بازار را در پی دارد (نتیجه‌ی آزمون فرضیه‌ی دوم)، انتظار آن است مدیر بتواند با اعلام دیرهنگام خبر بد (تعدیل منفی) بخشی از واکنش منفی به خبر بد را با واکنش مثبت به اعلام دیرهنگام جبران کرده و از میزان واکنش منفی به این خبر بکاهد. در نگاره شماره 6 نتایج اجرای رگرسیون بر مبنای رابطه‌ی شماره 11 ارائه شده است. با توجه به شکل بیان مدل، در مورد رابطه‌ی 11، لازم است به موارد زیر توجه شود:
در صورتی که BAD=1 و Late=0 باشد، آنگاه، عرض از مبدأ مدل عبارت است از . در واقع بیانگر متوسط واکنش بازار به اخبار بد به‌هنگام است. همچنین در صورتی که BAD=1 و Late=1 باشد، عرض از مبدأ مدل عبارت است از ؛ و این حاصل‌جمع، نشان دهنده‌ی متوسط واکنش بازار به اخبار بد دیرهنگام است. به پیروی از کوتاری و همکاران [0] و بگنولی و همکاران [0] آزمون فرضیه‌ی سوم این پژوهش بر تحلیل تفاوت در عرض از مبدأ مدل بنا شده است. برای حصول اطمینان از وجود تفاوت معنی‌دار بین مقادیر و از آزمون ضرایب استفاده شده است. این آزمون در نرم افزار Eviews با نام آزمون والد (Wald) شناخته می‌شود. فرض صفر در آزمون والد، برابری ضرایب است ( )، و از سه آماره‌ی t، F و کای مربع برای آزمون فرض صفر استفاده می‌شود.
نگاره (6):
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضریب برآوردی |
آماره t |
سطح معنی‌داری |
|
عرض از مبدأ |
-0/354 |
-1/981 |
0/048 |
|
|
اعلام دیرهنگام |
LATE |
0/902 |
2/657 |
0/008 |
|
خبر بد |
BAD |
-1/555 |
-2/219 |
0/027 |
|
خبر بد دیرهنگام |
BAD*LATE |
-0/146 |
-0/140 |
0/889 |
|
درصد تعدیل |
%∆EPS |
0/106 |
6/826 |
0/000 |
|
درصد تعدیل اعلام دیرهنگام |
LATE*%∆EPS |
-0/032 |
-1/259 |
0/208 |
|
درصد تعدیل اخبار بد |
BAD*%∆EPS |
-0/055 |
-0/018 |
0/986 |
|
درصد تعدیل خبر بد دیرهنگام |
BAD*LATE*%∆EPS |
0/015 |
0/357 |
0/721 |
|
آماره F: |
1/841 |
|
(0/000) |
|
|
ضریب تعیین (ضریب تعیین ): |
0/256 |
: |
0/117 |
|
همان گونه که نتایج آزمون والد در نگاره (7) نشان می‌دهد، سطح معنی‌داری هر سه آماره‌ی t، F و کای مربع برای این آزمون بسیار بالاتر از 05/0 است و بر این اساس، فرض صفر این آزمون مبنی بر برابری ضرایب رد نمی‌شود. در نتیجه، فرضیه‌ی سوم مبنی بر کمتر بودن واکنش منفی بازار به اخبار بد دیرهنگام نسبت به اخبار بد زودهنگام، نیز تأیید نمی‌شود. از این نتیجه استنباط می‌شود اعلام دیرهنگام اخبار بد، تفاوت معنی‌داری در واکنش بازار به اخبار بد، ایجاد نمی‌کند. نتیجه‌ی نهایی از آزمون این فرضیه آن است که مدیران شرکت‌ها نمی‌توانند با اتخاذ یک راهبرد فرصت‌طلبانه در اعلام دیرهنگام اخبار بد، از میزان واکنش منفی بازار به این اخبار بکاهند.
نگاره (7): نتایج آزمون والد برای برابری ضرایب در رابطه‌ی (11)
|
آماره آزمون |
مقدار |
درجه آزادی |
سطح معنی‌داری |
|
آماره t |
697/0- |
1955 |
4858/0 |
|
آماره F |
486/0 |
(1,1955) |
4858/0 |
|
آماره‌ی کای مربع |
486/0 |
1 |
4858/0 |
در نگاره (8) نتایج اجرای رگرسیون چندمتغیره با شمول متغیرهای کنترل، بر مبنای رابطه‌ی (12) ارائه شده است.
نگاره (8):
|
متغیر |
ضریب برآوردی |
آماره t |
سطح معنی‌داری |
|
29/166 |
2/828 |
0/005 |
|
|
LATE |
0/897 |
2/569 |
0/010 |
|
BAD |
-1/569 |
-2/243 |
0/025 |
|
BAD*LATE |
-0/085 |
-0/082 |
0/935 |
|
%∆EPS |
0/105 |
6/781 |
0/000 |
|
LATE*%∆EPS |
-0/030 |
-1/187 |
0/235 |
|
BAD*%∆EPS |
-0/147 |
-0/048 |
0/962 |
|
BAD*LATE*%∆EPS |
0/016 |
0/389 |
0/697 |
|
MB |
-0/128 |
-1/382 |
0/167 |
|
LOSS |
-2/139 |
-1/902 |
0/057 |
|
LEV |
2/495 |
1/828 |
0/068 |
|
SIZE |
-1/244 |
-3/196 |
0/001 |
|
SHARE |
0/152 |
1/405 |
0/160 |
|
آماره F: |
1/903 |
(0/000) |
|
|
ضریب تعیین (ضریب تعیین ): |
0/267 |
: |
0/127 |
نتایج اجرای آزمون والد بر روی رابطه‌ی در نگاره شماره 9 ارائه شده است. با توجه به این که هیچ یک از آماره‌ها در سطح 05/0 معنی‌دار نیستند، مشاهده می‌شود در حضور متغیرهای کنترلی نیز، اعلام دیرهنگام خبر بد نمی‌تواند موجب تفاوت معنی‌داری واکنش منفی بازار شود.
نگاره (9): نتایج آزمون والد برای برابری ضرایب در رابطه‌ی (12)
|
آماره آزمون |
مقدار |
درجه آزادی |
سطح معنی‌داری |
|
آماره t |
7478/0- |
1950 |
4547/0 |
|
آماره F |
5591/0 |
(1, 1950) |
4547/0 |
|
آماره‌ی کای مربع |
5591/0 |
1 |
4546/0 |
نتایج آزمون فرضیه‌ی چهارم
خبر خوب اگر به‌هنگام اعلام شود، انتظار آن است مربوط‌تر بوده و با واکنش مثبت بیشتری از سوی بازار مواجه می‌شود. آزمون این فرضیه بر روی ضرایب برآورد شده حاصل از اجرای رگرسیون بر مبنای رابطه‌ی 11 انجام می‌شود. این نتایج قبلاً در نگاره 6 ارائه شده‌اند. هنگامی که BAD=0 و Late=0 باشد، آنگاه، عرض از مبدأ در رابطه‌ی 11 عبارت است از . در واقع متوسط واکنش بازار به اخبار خوب به‌هنگام را نشان می‌دهد (354/0-). همچنین در صورتی که BAD=0 و Late=1 باشد، عرض از مبدأ مدل عبارت است از ؛ و این حاصل جمع (548/0 =902/0+354/0-)، نشان دهنده‌ی متوسط واکنش بازار به اخبار خوب دیرهنگام است. مانند فرضیه‌ی سوم، یک آزمون ضرایب (موسوم به والد)، با فرض صفر انجام شده و نتایج در نگاره 10 ارائه شده است. نتایج معنی‌دار برای هر سه آماره‌ی مورد استفاده در آزمون والد، نشان می‌دهد تفاوتی معنی‌دار بین متوسط واکنش بازار به اخبار خوب به‌هنگام و اخبار خوب دیرهنگام وجود دارد، و همان‌گونه که ضریب معنی‌دار متغیر Late نشان می‌دهد اعلام دیرهنگام اخبار خوب با یک واکنش مثبت اضافی، نزدیک به 9/0 درصد، مواجه می‌شود. بنابراین فرضیه‌ی چهارم این پژوهش مبنی بر کاهش واکنش مثبت بازار در اثر اعلام دیرهنگام خبر خوب، تأیید نمی‌شود.
نگاره (10): نتایج آزمون والد برای برابری ضرایب در رابطه‌ی (11) برای فرضیه چهارم
|
آماره آزمون |
مقدار |
درجه آزادی |
سطح معنی‌داری |
|
آماره t |
666/2- |
1955 |
0077/0 |
|
آماره F |
1097/7 |
(1, 1955) |
0077/0 |
|
آماره‌ی کای مربع |
1097/7 |
1 |
0077/0 |
همچنین نتایج اجرای رگرسیون بر مبنای رابطه‌ی 12 قبلاً در نگاره (8) ارائه شده‌اند. در نگاره (11)، نتایج آزمون والد بر روی فرض صفر در مدل (12)، ارائه شده است. باز هم فرض صفر آزمون والد رد شده است که نشان می‌دهد در حضور متغیرهای کنترلی نیز، اعلام دیرهنگام خبر خوب تفاوت معنی‌داری در واکنش بازار ایجاد می‌کند، ولی تفاوت ایجاد شده به صورت افزایش واکنش مثبت بازار است و نه کاهش آن؛ بنابراین در حضور متغیرهای کنترلی نیز، فرضیه‌ی چهارم این پژوهش تأیید نمی‌شود.
نگاره (11): نتایج آزمون والد برای برابری ضرایب در رابطه‌ی 12 برای فرضیه چهارم
|
آماره آزمون |
مقدار |
درجه آزادی |
سطح معنی‌داری |
|
آماره t |
6537/2- |
1950 |
008/0 |
|
آماره F |
04237/7 |
(1, 1950) |
008/0 |
|
آماره‌ی کای مربع |
04237/7 |
1 |
008/0 |
بحث و نتیجه‌گیری
پژوهش حاضر این موضوع را بررسی کرد که آیا مدیران می‌توانند برای کاستن از واکنش منفی بازار به اعلام یک خبر مالی بد (در این پژوهش، مشخصاً تعدیل منفی در سود هر سهم پیش‌بینی‌شده نسبت به آخرین پیش‌بینی قبلی)، آن خبر را با تأخیر منتشر کنند. نتایج آزمون 4 فرضیه‌ی این پژوهش در نگاره (12) ارائه شده است.
نگاره (12): نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش
|
فرضیه |
نتیجه آزمون |
یافته |
|
فرضیه 1 |
تأیید شد |
بازار، تعدیل منفی را یک خبر بد می‌داند، و به آن واکنش منفی نشان می‌دهد |
|
فرضیه 2 |
تأیید نشد |
اعلام دیرهنگام باعث واکنش مثبت بازار می‌شود، و نه واکنش منفی |
|
فرضیه 3 |
تأیید نشد |
اعلام دیرهنگام خبر بد از واکنش منفی بازار نــمی‌کاهد |
|
فرضیه 4 |
تأیید نشد |
اعلام دیرهنگام خبر خوب به واکنش مثبت بازار می‌افزاید |
نخست بررسی شد آیا واکنش بازار به اعلام تعدیل منفی در سود هر سهم پیش‌بینی‌شده، منفی است. نتایج آزمون فرضیه‌ی یک نشان داد اعلام تعدیل منفی، واکنش منفی بازار را در پی دارد. بنابراین می‌توان گفت، بازار نیز تعدیل منفی را یک خبر بد تلقی می‌کند. بعلاوه همان گونه که از ضریب برآوردی در نگاره (2) مشخص است، تعدیل مثبت باعث واکنش مثبت بازار در حد 35/0% (35 صدم درصد) می‌شود، در حالی که تعدیل منفی با یک واکنش منفی 5/3 درصدی (581/3- = (932/3-) +351/0) مواجه می‌شود، به عبارت دیگر، ’شدت‘ واکنش بازار به تعدیل منفی (خبر بد) حدود 10 برابر بیشتر از تعدیل مثبت است. این یافته نشان دهنده‌ی یک واکنش نامتقارن به اعلام اخبار خوب و بد می‌باشد. در هر حال، نتایج آزمون فرضیه‌ی نخست با نتایج کوتاری و همکاران هم‌راستا است. به نظر می‌رسد همان‌گونه که هاتن و همکاران اظهار داشته‌اند، بازار به اعتبار تعدیل‌های منفی، اعتماد بیشتری دارد.
در آزمون فرضیه‌ی دوم بررسی شد آیا ’تأخیر‘ در اعلام خبر مالی از میزان واکنش بازار به آن خبر می‌کاهد. انتظار آن بود پیش‌بینی‌هایی که با تأخیر منتشر می‌شوند از میزان مربوط بودن آن‌ها کاسته شده باشد. اما آزمون‌ها نشان دادند بر خلاف انتظار اولیه، یک رابطه‌ی ’مثبت‘ بین اعلام دیرهنگام و واکنش بازار وجود دارد. این یافته مخالف با نتایج گزارش شده از سوی محققانی چون بگنولی و همکاران می‌باشد که گزارش کرده‌اند که اعلام دیرهنگام خبر مالی باعث کاهش واکنش بازار می‌شود.
پس از تأیید رابطه‌ی تعدیل منفی (خبر بد) و واکنش منفی بازار، و رابطه‌ی اعلام دیرهنگام و واکنش مثبت بازار، فرضیه‌ی سوم بررسی کرد که آیا مدیر یک شرکت می‌تواند با انتشار دیرهنگام خبر بد از میزان واکنش منفی بازار بکاهد. در مدل‌های فرضیه‌ی سوم هر دو متغیر خبر بد و اعلام دیرهنگام و اثر متقابل این دو، با هم مورد بررسی قرار گرفتند. هیچ تفاوت معنی‌داری بین اخبار مالی بد دیرهنگام و زودهنگام از نظر واکنش بازار، مشاهده نشد؛ و این نتیجه بدین معنی است مدیران شرکت‌ها نمی‌توانند با اعلام دیرهنگام اخبار بد، از میزان واکنش منفی بازار بکاهند. این نتیجه با استنباط کوتاری و همکاران، در تضاد است که اظهار می‌دارند مدیران تلاش می‌کنند اخبار بد را تا حد امکان پنهان می‌کنند، تا از اثرات واکنش منفی بازار بکاهند؛ حداقل، این نتیجه نشان می‌دهد این تلاش از نظر اثر بر قیمت سهم، در عمل موفقیت‌آمیز نخواهد بود. بر خلاف فرضیه‌ی سوم در آزمون فرضیه‌ی چهارم، یک رابطه‌ی مثبت و معنی‌دار بین اخبار خوب دیرهنگام و واکنش بازار مشاهده شد. این یافته به این معنی است که بر خلاف اخبار بد، اخبار خوبی که دیرهنگام منتشر می‌شوند احتمالاً دارای ویژگی(های) متمایز و مثبتی نسبت به اخبار خوب زودهنگام هستند. پیشنهاد می‌شود در پژوهشهای آتی، سایر ویژگی‌های این اخبار خوب دیرهنگام بیشتر مورد بررسی قرار گیرد. به عنوان مثال، به نظر می‌رسد لازم باشد اثر اندازه در اینجا مورد تحلیل دقیق‌تری قرار گیرد، چرا که نتایج نشان داد، واکنش بازار به اعلام پیش‌بینی شرکت‌های کوچک‌تر، بیشتر است، و از سوی دیگر بررسی‌های اضافی نشان می‌دهد که شرکت‌های کوچک‌تر از یک سو، با تأخیر بیشتری پیش‌بینی اعلام می‌کنند، و از سوی دیگر، بیشتر اخبار بد منتشر می‌کنند. به هر حال بررسی دقیق این اثرات متقابل می‌تواند موضوع یک پژوهش مستقل باشد. این پژوهش دارای محدودیت‌هایی به شرح زیر است: به رغم وجود تورم شدید در اقتصاد ایران، اعداد و ارقام استفاده شده در این پژوهش، بر اساس شاخص تورم تعدیل نشده است؛ محدودیت در دسترسی به منابع اطلاعاتی، باعث حذف برخی مشاهدات، به دلیل فقدان داده‌های لازم شده است. در نتیجه در تعمیم نتایج به شرکت‌های خارج از نمونه، باید با احتیاط برخورد شود.
)