(13/06/2024) עלו היום לאתר 9 סמינריונים 2 תזות 2 מאמרים

לרכישה גלול למטה לסוף הדוגמית

The Boundaries of Financial Reporting and how to extend them

גבולות הדיווח הפיננסי, וכיצד להרחיבם

ברוך לב ופול זרווין

_________________________________________________________________

במחקר זה, אנו חוקרים את השימושיות של המידע הפיננסי למשקיעים, בהשוואה לכלל האינפורמציה בשוק1. הראיות שבידנו מצביעות על כך שהשימושיות של ההכנסות המדווחות, זרם המזומנים, וערך הנכס בספרים, התדרדרו במהלך 20 השנים האחרונות.

אנו מתעדים כי ההתדרדרות בשימושיות, בפני ביקוש גובר מצד המשקיעים למידע רלוונטי, כמו גם מאמצים מתמשכים מצד הרגולטור לשפר את איכות ותזמון המידע הפיננסי, היא כתוצאה משינוי. בין אם כתוצאה של חדשנות טכנולוגית, תחרות, או דה-רגולציה, השפעת השינוי בהתנהגות הפירמות והתנאים הכלכליים, לא משוקף בצורה נאותה ע”י מערכות הדיווח הפועלות כיום.

השקעות מקנה מידה גדול, אשר בדרך כלל מובילות שינויים, כמו לדוגמא עלויות הקמה-מחדש והרחבת המו”פ, נרשמות כהוצאה באופן מידי, בעוד שהתועלות מהשינוי נרשמות מאוחר יותר, ולא מותאמות עם

______________________

  • אוניברסיטת ניו-יורק. תגובות מועילות והצעות התקבלו מדיוויד אבודי, מרי ברת’, וויליאם ביבר, קריסטין בוטוסאן, עמיהוד דוטן, רון קצניק, נחום מלומד, ג’ים אולסון, פרננדו פנלבה, ריצ’ארד סנסינג, ברט טרומן, פול ווצ’טל וגרגורי ווימיר.

1 אנו מניחים כי כי היעד העיקרי של הדיווח הפיננסי הוא האספקה של מידע רלוונטי-לקבלת-החלטות למשקיעים,  כפי שהוצהר בהצהרה על מושגים בחשבונאות פיננסית מספר 1 של הועד לתקנים בחשבונאות פיננסית: “הדיווח הפיננסי צריך לספק מידע שהוא שימושי למשקיעים בהווה ומשקיעים פוטנציאליים, בעלי חוב, ומשתמשים אחרים, בעשיית השקעות רציונליות, קרדיט והחלטות דומות… הדיווח הפיננסי צריך לספק מידע ע”מ לעזור משקיעים בהווה ומשקיעים פוטנציאליים, בעלי-חוב, ומשתמשים אחרים באמידת הכמויות, תזמונים ואי-ודאות של צפי המזומנים הנכנסים מדיווידנדים או ריביות, וההכנסות ממכירה, פדיון, או הגעה לפירעון של ניירות ערך או הלוואות”  (FASB [1978, paras. 34, 37).

ההשקעות שנרשמו כהוצאה מוקדם יותר. כתוצאה מכך, תהליך האמידה החשבונאי היסודי של התאמה תקופתית של עלויות עם תשואות הוא מסולף בצורה רצינית, ומשפיע באופן מזיק על האינפורמטיביות של המידע הפיננסי. 2 אנחנו מתקפים את השערתנו, כי שינוי עסקי הוא גורם חשוב האחראי להתדרדרות באינפורמטיביות של המידע הפיננסי, ראשית ע”י סיפוק העדויות כי קצב השינוי הנחווה ע”י המיזמים העסקיים האמריקאים, גדל במהלך 20 השנים האחרונות, ואז על ידי קישור הקצב המוגבר של השינוי עם התדרדרות שימושיות המידע הפיננסי.

אנו מרחיבים את חקירתנו ע”י כך שאני שוקלים גם את החשבת הפעילויות חדשניות של מיזמים עסקיים – המאתחל העיקרי של שינוי בכלכלות מפותחות. פעילויות אלו, רובן בצורה של השקעות בנכסים לא-מוחשיים כגון מו”פ, טכנולוגית מידע, מותגים, ומשאבי אנוש, משנה באופן מתמיד את תוצרי החברות, תפעול החברות, מצבם הכלכלי, וערך השוק שלהם. אנו טוענים כי בהחשבת בלתי-מוחשיים המערכת הנוכחית נכשלת בצורה הרצינית ביותר לשקף ערך וביצועים של מיזמים עסקיים, בעיקר כתוצאה מאי-התאימות של העלויות והתשואות.

אנו מדגימים את השלכות המידע השליליות של הטיפול החשבונאי בלא-מוחשיים ע”י תיעוד של השתייכות חיובית בין שיעור השינוי העסקי והתנודות בהוצאה למו”פ, והשתייכות בין הירידה במידע על הכנסות והשינוים בהוצאות למו”פ.

מאחר וקישרנו את החשיבות הגדלה של השקעות בל-מוחשיים, דרך השפעתן על שיעור השינוי העסקי, עד ההתדרדרות המתועדת השימושיות של המידע הפיננסי, אנו מתייחסים לשאלה נורמטיבית של מה ניתן לעשות ע”מ לעצור את ההתדרדרות. אנו מקדמים שתי הצעות: היוון מקיף של השקעות בלא-מוחשיים, וטיפול שיטתי בדיווחים פיננסיים. ההצעה הראשונה מרחיבה על דרך פעולה הנמצאת בשימוש כיום לנסיבות מיוחדות (לדוגמא, עלויות פיתוח תוכנה), באשר מהצעה השניה משתמע שינוי רדיקלי בדרכי הפעולה החשבונאיות העכשוויות.

1. השימושיות המתדרדרת של המידע הפיננסי

אנו משתמשים בקישור סטטיסטי בין הנתונים החשבונאים וערך השוק (מחירי מניות ותשואות) ע”מ להעריך את השימושיות של מידע פיננסי למשקיעים. 3 קשרים כאלו משקפות את ההשלכות שלפעילות המשקיעים, בעוד שאומדני השימושיות החלופיים, כגון אלו

______________________

2 זה לא השינוי “פר סה” שמעוות את הדיווח הפיננסי, לחילופין זו אי-הוודאות המוגדלת אשר באופן כללי מקושרת עם שינוי (לדוגמה, אי-ודאות לגבי ההשלכות של ארגון-מחדש ניכר, פיתוח מוצר, או דה-רגולציה). אם השלכות של שיוני היו ניתנות לחיזוי באופן מושלם, למערכת החשבונאית לא הייתה שום בעיה להתאים עלויות עם פדיונות. אי-הוודאות המקושר עם שינוי מספקת את ההצדקה או התירוץ להרחבה מידית של בפועל כל ההוצאות הקשורות לשינוי.

3 מאחר ועיקר דאגתנו היא שימושיות המידע הפיננסי למשקיעים, התפקיד החוזי והניהולי (פיצויים) של מידע מהסוג הנ”ל לא נבחנות כאן.

המתבססות של שאלונים או מחקרי ראיון, משקפות את דעות ואמונות המשקיעים. בהרחבה לכך, קישורים אמפיריים בין ערך שוק ונתונים פיננסיים מאפשרים אומדן של התוספת לשימושיות של הנתונים החשבונאיים בהשוואה למקורות מידע אחרים (לדוגמה, חשיפה וולונטרית של מנהלים של המלצות האנליסטים). ראיונות או מחקרי חיזוי, בהם שימושיות מוערכת במונחים של כוח חיזוי (לדוגמה, Ou and Penman [1989]), בדרך כלל לא משוות בין שימושיות הנתונים החשבונאים עם אלו של מקורות מידע אחרים.4

1.1 הקישור הנחלש בין התשואות והרווחים

תועד לפני כן (לדוגמה, Lev [1989]) כי הקשר בין הכנסות מדווחות והתשואה למניה הוא חלש. לגבי הפרשי תשואות של עד שנה, ההכנסות אחראיות רק לבין 5% ל10% מהשונות בתשואה למניה. 5 תוצאה זו מחזיקה מעמד גם במבדקי חתך רוחב וסדרה עתית, ותקפה להכנסות מדווחות כמו גם להפתעות בהכנסות. במחקר הנוכחי אנו בוחנים שינויים לאורך זמן באינפורמטיביות של הכנסות כמו גם זרמי מזומנים וערכים בספרים. מאחר וענייננו הוא בקישור שיעור השינוי העסקי עם תנודות-לאורך-זמן אינפורמטיביות, אנו מתמקדים ב-20 השנה האחרונות, מאחר וזו תקופת השינויים הגדולים יותר המשפיעים על מיזמים עסקיים (לדוגמא, גלובליזציה של פעילויות עסקיות, הופעה של הרבה תעשיות הי-טק, ודה-רגולציה עולמית נרחבת).
הניתוח הראשון שלנו בוחן את שימושיות ההכנסות המדווחות, באמצעות שימוש ברגרסיית חתך הרוחב הבאה ע”מ לאמוד את הקשר בין תשואה שנתית למניה, ורמת ושינוי ההכנסות: 6

(1)        Rit = aQ + a1Eit + a2AEit + eit = 1977-96
כאשר:

Rit – התשואה למניה של פירמה i לשנה פיסקלית t.

Eit – ההכנסות המדווחות לפני עצמים יוצאים-מגדר-הרגיל (Compustat פריט #58) של פירמה i בשנה פיסקלית t.

AEit – שינוי שנתי בהכנסות: AEit = Eit – Ei,t-I,   מייצגים את גורם ההפתעה בהכנסות המדווחות.

_________________________

4 מחקרי קישור, כגון אלו המוצגים כאן, מצביעות על גבול עליון לשימושיות הנתונים הפיננסיים הנבחנים. מאחר והפרש התשואה למניה מסביב להצהרה הוא מאוד צר (לדוגמה, יום), קשר בין פריט מידע ותשואה למניה לא מביע בהכרח כי פריט המידע אכן היווה את הגורם בהתנהגות המשקיעים. מידע אחר, בעיתוי נכון יותר, עשוי היה להיות זה שגרם לשינוי במחיר המניות.

5 נתוני חשבונאיים של לא-רווחים (לדוגמא, מלאי, מו”פ, הוצאות להון) מגדיל את כוח ההסבר של המידע הפיננסי בהתייחס לתשואה למניות ל15-25% (Lev and Thiagarajan [1993] and Livnat and Zarowin [1990]).

6 אפיון כולל של מערכת היחסים בין התשואות וההכנסות כולל, בנוסף להכנסות נוכחיות ומתעכבות, את את השפעת ההכנסות על התחזיות להכנסות עתידיות (Lev [1989, sec. 5]). מספר מחקרים מהתקופה הנוכחית (לדוגמה., Liu and Thomas [1998]) כוללים תחזיות אנליסטים בהקשר לתשואות-הכנסות. אך תחזיות האנליסטים מושפעות ממקורות מידע מרובים בנוסף להכנסות המדווחות. למעשה, תחזיות כאלו משקפות את מכלול המידע הזמין לאנליסטים (לדוגמה, הצהרות מנהלים וולונטריות), ובכך מבצעות הפרזה של ההכנסות המדווחות.

גם AEit וגם Eit  נאמדות בקנה מידה של ערך השוק הכולל של פירמה i בהתחלת שנה t. מקורות הנתונים שלנו הם גרסאות 1996 של ה-Compustat (קבצים נוכחיים ומחקריים כאחד) ומאגר המידע של CRSP.

טבלה 1 מציגה אומדן של רגרסיה (1) לכל אחת מהשנים, 1978-96 ( 1977 “אבודה” כתוצאה מההבחנה הראשונה בהכנסות). ה”מדגם הטוטאלי”, מכיל 3,700 עד 6,800 פירמות לשנה, כולל את כל פירמות ה-Compustat  אשר יש בידנו מידע זמין עליהן. ה”מדגם הקבוע” הוא 1,300 פירמות עם נתונים לכל אחת מ-20 השנים הנבחנות. פאנל A של טבלה 1 מראה כי הקשר התשואה למניה וההכנסות, כפי שנמדד ע”י R2, ירד בתקופה ל 1977-96: מה-R2 של 6-12% בעשר השנים הראשונות של הדגימה, ל-R2 של 4-8% בעשר השנים האחרונות. 7 רגרסיה ב-R2 השנתיים בפאנל A על משתנה זמן מצביעה (פאנל B) כי הירידה היא מובהקת סטטיסטית (מקדם הזמן הנאמד הוא -0.002, t = -2/97). י8
פרספקטיבה אחרת על האינפורמטיביות של ההכנסות ניתנת ע”י ה-ERC המשולב (מקדם תגובות ההכנסות), מוגדר כסכום של מקדמי השיפוע של הרמה והשינוי בהכנסות (a1 + a2 ברגרסיה (1)). אמידה זו משקפת את השינוי הממוצע במחיר המניה המקושר על שינוי של דולר בהכנסות. מקדם שיפוע נמוך מציע כי ההכנסות המדווחות אינן אינפורמטיביות במיוחד למשקיעים, אולי משום שהן נתפשות כזמניות, או נתונות למניפולציה מצד ההנהלה.
בניגוד להם, מקדם שיפוע גבוה מצביע על-כך שינוי גדול במחיר המניה מקושר להכנסות מדווחות, ומשקף את אמונת המשקיעים כי הכנסות הן יחסית קבועות. כבר הוצג (לדוגמא, Lev [1989]) כי מתאם השיפוע המשוער הוא פונקציה של הדיוק בהכנסות.
מקדמי השיפוע הנאמדים (ERS) בטבלה 1 (הטור הרביעי משמאל) ירדו בתקופת 1977-96, מטווח של 0.75-0.90 בחמשת השנים הראשונות של הדגימה, ל 0.60-0.80 בחמשת השנים האחרונות. רגרסיה של הERC השנתיים על זמן (פאנל B) מאששת כי הירידה בERC היא מובהקת סטטיסטית (המקדם הנאמד של זמן לכלל הדגימה הוא -0.011, t = -3.04). י9 הראיות למקדמי השיפוע היורד של ההכנסות, משלימות את הראיות המתבססות על ה-R2 היורדים. בעוד ה-R2 היורדים בטבלה 1 עשויים להיות מונעים ע”י הגידול בחשיבות היחסית של המידע הלא-חשבונאי, עם חוסר שינוי באינפורמטיביות של ההכנסות על בסיס בלתי-תלוי,

_____________________________

7 כל ה-R2 שדווחו במחקר זה הם R2 מותאמים.

8 כל רגרסיות על זמן הורצו גם על תיקוני תיקון-אוטומטי מסוג one-lag וtwo-lag, עם תוצאות בפועל זהות.

9 [Ramesh and Thiagarajan [1995 מספקים ראיות דומות בדבר ירידה זמנית של מתאם שיפוע התשואות-הכנסות (ERC). הם מכפיפים את הנתונים למגוון מבחנים סטטיסטיים ורגרסיביים, ומסיקים כי הירידה הבין-זמנית ב-ERC היא גם מובהקת סטטיסטית, וגם יציבה למודלי רגרסיה שונים (לדוגמה, החשבה של השפעת גודל הפירמה). רמש ות’יאגריאן בוחנים גם את דפוסי ה-ERC לאורך זמן של חברות ספציפיות, ומוצאים תופעה דומה של ירידה זמנית של מתאמי התגובה. הירידה הזמנית ב-ERC מתועדת גם כאשר מתחשבים בהכנסות בלתי-צפויות ביחס לתחזיות האנליסטים (Cheng, Hopwood, and McKeown [1992]).

טבלה 1

הקשר בין הכנסות ותשואה למניה

נאמד מתוך רגרסית חתך-רחב שנתית של תשואות מניה שנתיות

על רמת ושינוי ההכנסות המדווחות

________________________________________________________________________

פאנל A: משוואה (1):   Rit = aQ + a1Eit + a2AEit + eit

מדגם קבוע מדגם כולל
ERC R2 ERC R2 מספר תצפיות שנה

image23 14פאנל B: רגרסיה על זמן

R2i = a + b (Timet) + ct ; t = 1978-96

ERCt = a + b (Timet) + ct ; t = 1978-96

(ערכי-t בסוגריים)

R2 b a
מדגם כולל
0.30 -0.002

(-2.97)

0.285

(4.00)

R2
0.31 -0.011

(-3.04)

1.688

(5.25)

ERC
מדגם קבוע
0.16 -0.004

(-2.11)

0.470

(2.80)

R2
0.64 -0.050

(-5.76)

5.353

(7.08)

ERC

_________________________________

הגדרות משתנות לפאנל A: יRIT = התשואה השנתית למניה של פירמה i בשנה פיסקלית t,י ET ו-AEIT = רמת ושינוי ההכנסות השנתיות של פירמה i בשנה פיסקלית t, ו-ERC = חיבור מקדמי השיפוע, או “מקדם התגובה להכנסות”, סכום מקדמי הרגרסיה הנאמדים של EIT ו-AEIT. גם EIT וגם AEIT מוצגים לפי ערך השוק של נכס בהתחלת t.

הגדרות משתנות לפאנל B: יR2T ו-ERCI = מקדמי ההגדרה הנאמדים (R2 מתואמים) ומקדמי התגובה להכנסות (ERC), מוצגים בפאנל A, ו-Timet = משתנה זמן, 1978-96.

1 המדגם הכולל, כולל את כל הפירמות שקיימים להן נתונים ב-Compustat’s Current ו- Research Files. המדגם הקבוע כולל כ-1,300 חברות שקיימים להם נתונים ל-20 שנות תקופת הזמן של המדגם, 1977-96.

השיפוע היורד מצביע על התדרדרות ברלוונטיות הערך של הכנסות למשקיעים, ללא התחשבות בהשפעות של מקורות מידע אחרים.

ע”מ לאמוד האם החלשות המתועדת של הקשר בין התשואות והכנסות היא כתוצאה מההוספה של פירמות חדשות למאגר הנתונים של ה-compustat (בכך למדגם שלנו), ביצענו מחדש את האנליזה עם “מדגם קבוע” של 1,300 פירמות שפעלו בתקופת הזמן של המדגם. מדגם זה הוא בבירור מושא להטיית הישרדות, כאשר המדגם הכולל, אשר כולל פירמות מה-Compustat Research file (כלומר חברות שנמחקו, פשטו רגל, או התמזגו) אינו מושא להטיה זו.

האומדנים המדווחים בשתי העמודות הימניות בטבלה 1 מצביעות על כך שהקשר הנחלש בין התשואות וההכנסות אינו התוצאה של צירוף פירמות חדשות למדגם; גם ה-R2 וגם מקדמי השיפוע של המדגם הקבוע ירדו לאורך זמן. הרגרסיה-על-זמן , אשר דווחה בפאנל B, מצביעה על כך שהירידות ב-R2 וה-ERC של המדגם הקבוע, אפילו יותר מודגשות מאלה של המדגם הכולל.

נציין גם כי ה-R2 של המדגם הקבוע בטבלה 1 בכל שנה גדולות משמעותית מאלה של המדגם הכולל, מה שמצביע על כך שהכנסות הן יותר אינפורמטיביות לפירמות עם היסטוריית פעילות נרחבת (לתוצאות דומות, Lang [1991]). אנו חוזרים לנקודה זו בחלק 4. פרט לכך, גם ה-R2 וגם ה-ERC בטבלה 1 מציגים אי-יציבות משמעותית לאורך זמן, תופעה שצוינה במחקר קודם (לדוגמא, Lev [1989]), אשר מניח את השימושיות התחזיתית המוגבלת של הכנסות.

לסיכום, מצאנו מצביעים על כך שקשר חתך הרוחב בין תשואה למניה והכנסות מדווחות, אמת המידה שלנו לשימושיות ההכנסות למשקיעים, ירד במהלך 20 השנה האחרונות. אמת המידה שלנו אינו רגישה לשינויים לאורך זמן באיכות תחזיות האנליסטים לגבי הכנסות, מאחר ואיננו מודדים את התגובה להצהרת הכנסה, אשר נקבעת בחלקה ע”י היקף ההפתעה בהכנסות. האנליזה שלנו משקפת את העקביות בין המידע הנמסר ע”H ההכנסות, ואשר השפיע על החלטות המשקיעים במהלך כל השנה. בהתאם לכך, ממצאנו מצביעים על כך שעקביות בין המידע הנמסר ע”י ההכנסות המדווחות והמידע הרלוונטי למשקיעים, ירדו לאורך זמן, בלי התחשבות באיכות תחזיות האנליסטים. גם הגידול בזמינות של מידע לא-חשבונאי למשקיעים אינה אחראית לבדה לירידה בשימושיות ההכנסות, כפי שהוצבע ע”י הירידה במקדם התגובות להכנסה.10

1.2 היחס בין זרם המזומנים והתשואות

נטען לרוב כי זרמי מזומנים הם יותר אינפורמטיביים מהכנסות, משום שהם נתונים פחות למניפולציות של ההנהלה, ומשום /שהם מושפעים פחות מכלל חשבונאות שנויים במחלוקת,

______________________

10 גידול בשונות של תשואות למניה אולי תרם גם להיחלשות הקשר בין תשואות והכנסות. ראה Francis and Schipper [1999] על הנושא.

כגון אלו אשר דורשים את לרשום כהוצאה את ההשקעות בלא-מוחשיים. ע”מ להוכיח טענה זו,אנו אומדים את רגרסיית חתך הרוחב הבאה לכל שנת מדגם (1977-96):

image3 118כאשר:

החזר ההשקעה של מניית פירמה i לשנה הפיסקלית t.

————————————————————–

זרם מזומנים מפעילויות, והשינוי השנתי בזרם התשלומים מפעילויות, בהתאמה. 11

————————————————————-

הצטברויות שנתיות מדווחות, והשינוי בהצטברויות השנתיות, כאשר הצטברויות שוות להפרש בין ההכנסות המדווחות לזרם התשלומים מהפעילויות.

image2 134

ארבעת המשתנים הבלתי-תלויים במשוואה (2) נמדדים ביחס לערך השוק של הנכס בתחילת השנה. לפיכך, רגרסיה (2) אומדת את הקשר בין התשואה השנתית למניה מצד אחד, וזרמי המזומנים מפעילויות ביחד עם ההצטברויות החשבונאיות מצד שני. טבלה 2 מדווחת אומדני מקדם שנתיים של רגרסיה זו.

התוצאות שקיבלנו מצביעות על כך שהקשר בין תזרימי המזומנים (יחד עם ההצטברויות) והתשואה למניה, כפי שנמדדו ע”י R2, אינו חזק במידה ניכרת מהקשר בין הכנסות ותשואות (R2 בטבלה 1). 12 בכל מה שנוגע לקשר הזמני, ה-R2 של המדגמים הכולל והקבוע בטבלה 2 פוחתים לאורך התקופה שנבחנה, למרות שרק האחרון הוא מובהק סטטיסטית ברמת 0.05 (ראה את מקדם time בפאנל B של טבלה 2). בדומה לכך, חיבור מקדמי השיפוע של רמת ושינוי תזרימי המזומנים (B1 + B2 בביטוי (2)), מסומנים כ-CFRC, בעלי נטייה לפחות לאורך זמן, לפרות שרק ההפחתה במדגם הקבוע היא מובהקת סטטיסטית ברמת ה-0.05, כפי שהוראה ע”י מקדם time בפאנל B. בדומה למקרה של ההכנסות, ה-R2 של המדגם הקבוע גדולים במידה משמעותית מאלו של המדגם הכולל, מה שמצביע על כך שתזרימי המזומנים הם יותר אינפורמטיביים כלפי פירמות בעלות היסטוריה ארוכה של פעילות.

לסיכום, לחתך רוחב רחב של פירמות, תזרימי מזומנים מפעילויות אינם מרחיבים במידה ניכרת את האינפורמטיביות (שימושיות)

את הצטברות ההכנסות למשקיעים. 13 הקשר הפוחת עם התשואה למניה, אשר תועד בחלק הקודם להכנסות, נוכח גם לזרמי מזומנים, גם אם בצורה פחות בולטת. אנו מאמינים כי הפחיתה המתונה יותר

___________________________ _____

11 מאחר והפירמות מתקופת המדגם המוקדמת לא דיווחו את תזרימי המזומנים מפעילויות, חישבנו פריט זה כדלהלן:  תזרימי מזומנים מפעילויות + הכנסה נטו לפני פריטים חריגים + פחת + מיסים דחויים שנתיים – שינויים שנתיים בנכסים נוכחיים – מזומנים + שינוי שנתי בהתחייבויות נוכחיות – הגעה לפרעון נוכחית של חוב ארוך טווח.

12 תוצאה דומה צויינה אצל Livnat and Zarowin [1990] ו-Bowen, Burgstahler, and Daley [1987].

13 עדיין יכול להיות שבנסיבות מיוחדות (לדוגמה, חברות במצוקה כלכלית) תזרימי מזומנים מהווים מידע נוסף בהשוואה להכנסות.

טבלה 2

הקשר בין הכנסות ותשואה למניה

נאמד מתוך רגרסית חתך-רחב שנתית של תשואות מניה שנתיות

על תזרימי המזומנים מפעילויות + הצטברויות

________________________________________________________________________

פאנל A: משוואה (2): image1 149

מדגם קבוע מדגם כולל
CFRC R2 CFRC R2 מספר תצפיות שנה1

image16 19פאנל B: רגרסיה על זמן

R2i = a + b (Timet) + ct ; t = 1979-96

CFRCt = a + b (Timet) + ct ; t = 1979-96

(ערכי-t בסוגריים)

R2 b a
מדגם כולל
0.16 -0.002

(-2.04)

0.242

(2.77)

R2
0.04 -0.006

(-1.28)

1.159

(2.62)

CFRC
מדגם קבוע
0.00 -0.001

(-0.61)

0.241

(1.13)

R2
0.15 -0.029

(-2.03)

3.424

(2.72)

CFRC

_________________________________

1 סדרת הזמן עבור תזרימי המזומנים מתחילה ב-1979, מאחר ומספר התצפיות ל-1977 (הנדרשות להערכת השינוי בתזרימי המזומנים ב-1978) היה נמוך ברמה יוצאת דופן. המדגם הכולל, כולל את כל הפירמות שקיימים להן נתונים ב-Compustat’s Current ו- Research Files. המדגם הקבוע כולל כ-1,000 חברות שקיימים להם נתונים ב-Compustat ל-19 שנות תקופת הזמן של המדגם, 1978-96.

הגדרות משתנות לפאנל A: יRIT = התשואה השנתית למניה של פירמה i בשנה פיסקלית t,יCFIT ו-ACFIT = רמת ושינוי תזרימי המזומנים מפעילויות בשנה פיסקלית t, ו-ACCIT ו-AACCIT = רמת ושינוי בהצטברויות (הכנסות פחות זרמי מזומנים מפעילויות) לשנה t. יCFIT,וACFIT,וACCIT ו-AACCIT נמדדים לפי ערך השוק של הנכס בתחילת השנה הפיסקלית t.הCFRC = איחוד מקדמי השיפוע של משתני תזרימי המזומנים;  image8 55ב(2).

הגדרות משתנות לפאנל B:יR2t ו-CFRCt נובעים מפאנל A, יTimet הוא משתנה זמן, 1978-96.

טבלה 3

הקשר בין מחיר המניה והערך בספרים + הכנסות

נאמד מתוך רגרסית חתך-רחב שנתית של

מחיר המניה על ההכנסות + הערך בספרים

פאנל A: משוואה (3): image4 107

R2 שנה R2 שנה

image11 31פאנל B: רגרסיה על זמן

R2i = a + b (Timet) + ct ; t = 1977-96

R2 b a מדגם כולל

image5 89

 PIT,יEIT ו-BVIT = מחירי המניות בסוף השנה הפיסקלית t, הכנסות למניה, מהתאמה, של פירמה i בשנה פיסקלית t. המדגם כולל את כל הפירמות עם הנתונים הנדרשים ב-Compustat’s Current ו- Research Files, ממוצע של 5,500 פירמות בשנה.

R2t הינו ה-R2 המתואם מפאנל A.יtimet הוא משתנה השנה, 1977-96.

באינפורמטיביות של זרמי המזומנים בהשוואה להכנסות נובעת מהחסינות היחסית של תזרימי המזומנים להשפעות כל כמה פריטי הקשורים לשינוי, כגון עלויות ארגון-מחדש מצטברות.

1.3 מתשואה למניה, למחירים

לאחר Ohlson [1995], במחקר החשבונאות נעשה פופולרי לבחון את הרלוונטיות של המידע הפיננסי ע”י ביצוע רגרסיה של מחירי המניות על ההכנסות בתוספת לערך בספרים:14
image6 71כאשר:

מחיר המניה של פירמה i בסוף השנה הפיסקלית t.

הכנסות למניה של פירמה i במהלך השנה הפיסקלית t.

הערך בספרים (נכס) של מנית פירמה i בסוף שנה t.

מידע רלוונטי-לערך אחר על פירמה i לשנה t, בלי תלות בהכנסות והערך בספרים.

image7 61

כפי שצויין בטבלה 3, הקשר בין מחירי המניה וההכנסות + הערך בספרים, כפי שנמדד ע”י R2, פחת במהלך 1977-96,

_____________________

14 אם נדייק, המודל של אולסון מקשר בין מחירים, לערך בספרים בתוספת הערך הנוכחי של הכנסות עודפות.

מרמות R2 של 0.90 בשנות השבעים המאוחרות, ל-0.80 בשנות השמונים, ול- 0.50-0.60 בשנות התשעים. רגרסיה של ה-R2 השנתיים על משתנה time (פאנל B) מפיקה מקדם time שלילי ומובהק סטטיסטית (0.022-, t = -5.07). האומדנים המדווחים בטבלה 3 משתייכים למדגם הכולל. השגנו תוצאות דומות למדגם הקבוע (1,130 פירמות לשנה): המקדם הנאמד של time מרגרסיה של ה-R2 השנתיים על time היא: 0.016- (t= -4.04). הממצא של הרלוונטיות ערך הפוחתת של הכנסות + הערך בספרים היא עקבית אם התוצאות הקודמות שלנו, שהתקבלו מיחסי התשואות-הכנסות ותשואות-תזרימי מזומנים.

Collins, Maydew, and Weiss [1997], שאמדו את רגרסיה (3) במהלך התקופה 1953-9, הגיעו למסקנה כי חיבור רלוונטיות הערך של הכנסות והערך-בספרים, לא פחתה. נראה כי מקור חוסר-העקביות הוא בתקופה הנבחנת. אנו מתמקדים בחלק האחרון של 40 שנות תקופת המדגם של קולינס, מיידו ו-וויס. בגרסת מאי 1996 של מאמרם, הם דיווחו אומדני מקדמים שנתיים ו-R2 של רגרסיה (3). ביצענו רגרסיה של ה-R2 הללו עבור התקופה 1977-93 על time, וקיבלנו מקדם שלילי (-0.003, i = -0.53). תקופת המדגם שלנו מרחיבה את של קולינס, מיידו ו-וויס ב-3 שנים (1994-96), בכל אחת מהם ה-R2 נמוך (ראה טבלה 3). הרחבה זו אולי העלתה את המובהקות הסטטיסטית של מקדם ה-time השלילי שלנו (פאנל B של טבלה 3). 15 לכן, בעוד שהקשר בין מחירי המניות וההכנסות +הערך-בספרים אולי היה יציב במהלך 40 השנה האחרונות, הראיות שבידנו מצביעות על כך שהוא פחת במהלך המחצית האחרונה של תקופה זו.

הקשר הזמני שבין משתני שוק ההון והנתונים הפיננסיים נחקר גם בידי Francis and Schipper [1999], Ely and Waymire [1996], Ramesh and Thiagarajan [1995], Chang [1998], and Brown, Lo, and Lys (1998]. בעוד שכל המחקרים הללו דיווחו על הפחתה בקשר בין התשואות וההכנסות כאשר המתאם נמדד ב-R2, תוצאות מרגרסיה על הרמות (מחיר על הכנסות + ערך-בספרים) הינן מעורבות. Collins, Maydew, and Weiss [1997] ו-Francis and Schip]-)er 1.1999] מדווחים עלעל קשר יציב במהלך 40+ השנים 1951-93. בניגוד לכך, Chang [1998], בהשתמשו במגוון מתודולוגיות אלטרנטיביות, הסיק כי רלוונטיות הערך של הכנסות והערך-בספרים פחתו במהלך 40 השנה האחרונות. קשר פוחת בין מחיר והכנסות + ערך-בספרים דווח גם ע”י Brown, Lo, and Lys [1998J, בהתאמה להפרשי קנה מידה.

התוצאות הכוללות שלנו מצביעות על היחלשות הקשר בין ערכי השוק המידע החשבונאי (הכנסות, תזרימי מזומנים, וערכים-בספרים) במהלך 20 השנה האחרונות.

_______________________________

15 בגרסתם שפורסמה (טבלה 3), קולינס, מידו ו-וויס מדווחים על R2 ממוצע של ביטוי (3) של 0.754 לתקופה 1983-93. ה-R2 הממוצע התואם של אומדנינו (טבלה 3 שלנו) הוא 0.744. לפיכך, נראה כי אומדנינו של רגרסיה (3) דומים במידה רבה לאלו של קולינס, מידו ו-וויס (עובדה לא מפתיעה בהתחשב בכך שמדובר באותו מאגר מידע).

2. שינויים עסקיים וההתדרדרות בשימושיות ההצהרות הפיננסיות

אנו טוענים כי השיעור העולה של השינוי הנחווה ע”י מיזמים עסקיים, בשילוב עם הכרה מוטה ומעוכבת בשינוי ע”י המערכת החשבונאית, הוא הסיבה העיקרית מאחורי הפחיתה המתועדת בשימושיות המידע הפיננסי. תמיכה אמפירית לטענה זו מסופקת בחלק זה. ראשית, אנו מתעדים את השיעור העולה של שינוי המשפיע על מיזמים עסקיים, ולאחר מכן חוקרים את ההשלכות של שינוי עסקי לשימושיות של המידע החשבונאי.

2.1 מדידת השינוי העסקי

בעוד של סקרים של מנהלים, משקיעים, וקובעי מדיניות ככל תומכים בתפיסה כי הסביבה העסקית משתנה בקצב מהיר מתמיד (לדוגמא, Deloitte & Touche [1995]), תפיסה זו זוכה לתמיכה אמפירית מועטה. אנו מתעדים את דפוסי השינוי העסקי לחברות המדגם שלנו ע”י דירוג שלהם על שני אינדיקטורים של ערך: ערך-בספרים של נכס בסוף שנה פיסקלית, וערך השוק של נכס בסוף שנה פיסקלית. לאחר מכן אנחנו מסווגים את פירמות המדגם לכל שנה ואינדיקטור לעשרה תיקי השקעות זהים בגודלם, בהתבסס על דירוג הערך-בספרים או ערך השוק.

אנו מודדים את שיעור השינוי העסקי ע”י שכיחות וקנה-המידה של חילופי תיק השקעות, כלומר, פירמות שעוברות לאורך זמן מתיק השקעות ערך אחד לאחר. בפרט, אנו מודדים את “שינוי הדירוג טוטאלי” של פירמה j, בתנועה שלה בין תיקי השקעות משנה t-1 לשנה t. לדוגמה, אם פירמה j היא בתיק השקעות ערך-בספרים 1 ב-1977, וזזה לתיק השקעות 4 ב-1978, מידת שינוי הדירוג שלה הוא 3. לכל אינדיקטור של שנה וערך, אנו מחשבים “ממוצע שינוי דירוג טוטאלי” שנתי (MARC) אשר משקף את חילופית תיק ההשקעות המצרפיים שנחוו ע”י כל פירמות המדגם באותה שנה. 16 מידת השינוי שלנו תהיה נמוכה (אפס בגבול) כאשר החברות בתיק ההשקעות היא יציבה, וכאשר פירמות עוברות הרבה משנה לשנה בין תיקי השקעות, מידת השינוי תהיה גבוהה. מספר החברות הנדגמות משתנה במהלך התקופה הנבחנת, כתוצאה מכך שפירמות חדשות נעשות ציבוריות, או שפירמות קיימות מתמזגות או פושטות רגל. גישתנו למדידת שיעור השינוי העסקי דומה לגישתו של סטיגלר לאומדן גודל הפירמה האופטימלי ע”י צפייה לאורך זמן של תזוזות בהתפלגות הגודל של פירמות בתעשייה ספציפית (Stigler [1966, pp. 159-60]). אם גודל מסוים הוא אופטימלי (מפיק את מירב היתרון לגודל), על הפירמות להתכנס לאורך זמן לגודל הנ”ל. גישתנו דומה גם לשימוש במטריצות סטוכסטיות ע”מ ללמוד סוגיות העוסקות בניידות חברתית ומקצועית (לדוגמה, Kemeny and Snell [1967, pp. 191-200]).

טבלה 4 מציגה את מדידות “ממוצע שינוי דירוג טוטאלי” השנתי (MARC) לחברות המדגם. נתונים לדירוגי ערך השוק

_________________________________________

16 תוצאות המבוססות על שינויים רב-שנתיים (לדוגמה, שינויי דירוג לאורך שלוש עד חמש שנים) דומות לאלו הדווחו בטבלה 4.

טבלה 4

השיעור העולה של השינוי העסקי

ערכים מוחלטים ממוצעים של שינויי דירוג שנתיים (MARC) אשר נחוו ע”י פירמות

המסווגות לעשרה תיקי השקעות לפי ערך השוק והערך בספרים

________________________________________________________________________

פאנל A: מדידות שינוי שנתיות (MARC)

תיקי השקעות ערך-בספרים תיקי השקעות
ערך שוק
MARC MARC MARC
שנה מדידה שנה מדידה שנה מדידה

image18 19פאנל B: רגרסיה על זמן

רגרסיה: image9 48image9 48(ערכי t בסוגריים)

R2 b a משתנה תלוי

image12 29פירמות המדגם מסווגות לכל שנה לתוך עשרה תיקי השקעות, לפי ערך השוק של הנכס (MV) שלהן, ולחילופין ע”י הערך-בספרים (BV) שלהן. MARC (ממוצע שינויי הערכים המוחלטים של הדירוגים) מצביע על התדירות הממוצעת בה הפירמות מחליפות תיקי השקעות ערך מהשנה הקודמת לשנה הנוכחית, כמו גם את מספר תיקי ההשקעות שהוחלפו (כלומר, היקף ההחלפה) ע”י כל פירמה. image10 43, כאשר DECIT ו-DECIT-1 = עשירון דירוג (של ערך שוק או ערך-בספרים) עבור פירמה i בשנים t ו- t-1,יNT = מספר הפירמות בשנה t, והסיגמא מסמנת סיכום של כל הפירמות בשנה t. כל התצפיות עבור תיקי ההשקעות של ערך השוק הינן פירמות אשר נתונים עליהן נמצאים ב-CRSP Daily File יחד עם מחירי המניה ומספר המניות בסוף השנים t ו- t-1, ממוצע של 4,000 לשנה.  התצפיות לתיקי השקעות הערך-בספרים הן כל הפירמות ב –Compustat’s Current ו-reaserch files עם ערך-בספרים של נכס בסוף השנים t ו- t-1, ממוצע של 5,800 פירמות בשנה.

MARCT הוא ממוצע השנתי של שינויי הערכים המוחלטים של הדירוגים  בפאנל A.יtimet הוא משתנה שנה.

התקבלו ממאגר המידע של ה-CRSPי (1963-95), ואלו לערך-בספרים התקבלו מ-compustatי(1977-96). מדידות ה-MARC העולות-בדרך כלל בפאנל A עבור סיווג ערך השוק כמו גם הערך-בספרים, מצביעות על כך שהתדירות בה הפירמות מוחלפות בדירוגי תיקי השקעות, עלתה במהלך 20-30 השנה האחרונות. עבור דירוגי ערך שוק, מדידות השינוי עולות מ- 0.3-0.4 בשנות השישים, ל- 0.5-0.6 בשנות התשעים. עבור דירוגי ערך-בספרים, מדידות השינוי עולות באופן כמעט מונוטוני מ- 0.2-0.3 בשנות השבעים המאוחרות ושנות השמונים המוקדמות, ל- 0.4-0.5 בשנות התשעים. עיליות אלו הן מובהקות סטטיסטית, כפי שמעיד הt-value של שלושת מקדמי השיפוע של רגרסיות ה-time בפאנל B. לדוגמה, מקדם ה-time של מדידות שינוי הערך-בספרים במהלך 1978-96 הוא 0.014 (t = 6.44). לפיכך, הראיות שבידינו תומכות בתפיסה של מנהלים ומשקיעים בנוגע לשיעור הגובר של השינוי הנחווה אצל מיזמים עסקיים בארה”ב.
אנו טוענים כי השיעור הגובר של השינוי העסקי במהלך שתים או שלוש העשורים האחרונים תרם להתדרדרות המתועדת בשימושיות המידע הפיננסי. בעיקרו של דבר, בעוד המערכת החשבונאית מבוססת בעיקרה על הדיווח של אירועים בודדים מבוססי עסקה, כגון מכירות, רכישות, והשקעות, לא-נפוץ כי השפעת השינוי על מיזמים עסקיים תהיה בעקבות עסקאות ספציפיות. 17 שינוי, בין אם מונע ע”י גורמים פנימיים (לדוגמה, פיתוח מוצר) או חיצוניים (לדוגמה, דה-רגולציה), לעיתים קרובות משפיע על ערך המיזם הרבה לפני שהובטח שעסקאות הרווח או ההוצאה יתועדו בספרים. משקיעים לרוב מגיבים להשפעת השינוי על מיזמים עסקיים בזמן-אמת, מכאן הניתוק בין ערכי השוק והערך-בספרים.

לדוגמה, במהלך שנות השמונים המאוחרות ושנות התשעים המוקדמות, שירות הטלפון המחוזי בארה”ב עבר דה-רגולציה, בהדרגה הופך את התעשייה מסביבה מונופוליסטית לסביבה תחרותית. המשקיעים הגיבו לדה-רגולציה, מה שהגדיל את הסיכון והפחית את תוחלת הרווח של חברות הטלפוניה המונופוליסטיות לשעבר, כבר בזמן התרחשותה, בעוד שההשפעה של הדה-רגולציה על המאורעות המתועדים ע”י החשבונאים הייתה זניחה במשך שנים. 18 רק ב- 1994-95, כמחצית העשור אחרי תחילת הדה-רגולציה, חברות הטלפוניה המחוזיות (ה-“baby bells”) מחקו 26 מיליארד דולר בנכסים כתוצאה מהדה-רגולציה.

אנו מתארים את השפעת השינוי המונע ע”י הדה-רגולציה בטלקומוניקציה על שימושיות ההכנסות ע”י תיעוד הירידה

_____________________________

17 היוצא מהכלל לרשומות חשבונאיות מבוססות-עסקה הוא רשומות התאמה של סוף תקופה, כגון אלו המשקפות פחת וחובות מסופקים.

18 התגובה המשמעותית והמנוגדת של משקיעים להשפעת הדה-רגולציה על חברות הטלפוניה ניכרת בביצועי המניות של חברות הטלפוניה המחוזיות, אשר פיגרו במידה ניכרת אחרי תשואות השוק. ממוצע סכום התשואות בחמש השנים (1991-95) של מניות חברות הטלפוניה היה 93.25%, בעוד שתשואת השוק (ממוצע משוקלל שחושב ע”י ה-CRSP) עבור התקופה הנ”ל היה 119.59%.

בקשר הסטטיסטי בין תשואה למניות חברות הטלפוניה המחוזיות והכנסותיהם המדווחות לפני ובמהלך דה-רגולציה. עבור חברות אלה אנו אומדים את רגרסיית תשואות-הכנסות (1) עבור התקופה שלפני הדה-רגולציה (1984-89) כמו גם לתקופת הדה-רגולציה (1990-96). הרגרסיות הן האיחוד של כלל הסדרות העתיות וחתכי הרוחב, עם השפעות קבועות לזמן (שנה) כמו גם לפירמות. האומדנים ל-R2 הם: 0.93 לתקופה שלפני הדה-רגולציה לעומת 0.72 לתקופת הדה-רגולציה (יש לציין כי ההשפעות הקבועות מגדילות את ה-R2 בצורה משמעותית). אומדן איחוד מקדמי השיפוע (ERC) הוא 1.85 עבור התקופה שלפני הדה-רגולציה, לעומת 0.68 לתקופת הדה-רגולציה. האיחוד מקדמי השיפוע הראשון (1.85) שונה משמעותית מאפס מרת ה-0.02, בעוד שהמקדם השני (0.68) אינו שונה משמעותית מאפס ברמת ה-0.10. ניכר כי ההכנסות המדווחות של חברות הטלפוניה הפכו לפחות רלוונטיות-לערך עבור משקיעים במהלך ולאחר תקופת השינוי המהיר כתוצאה מהדה-רגולציה.

שינוי עסקי מונע בעיקרו ע”י תחרות מוגברת וחדשנות. בניגוד לתגובה המעוכבת של מערכת הדיווח לדה-רגולציה, כאשר שינוי מונע ע”י תחרות וחדשנות, מערכת החשבונאות מקדימה זמן את העלויות ומעכבת את ההכרה בתועלות. לדוגמה, עלויות ארגון מחדש, כגון אלו של חפיפת עובדים, הנדסה מחדש של הייצור, או עיצוב מחדש של מבנה הארגון, מוכרות מיד, בעוד שהתועלות של הארגון מחדש, בצורה של עלויות תפוקה פוחתות ושירות לקוחות משופר, מוכרות בתקופות מאוחרות יותר. עקב כך, בזמן ארגון-מחדש, ההצהרות הפיננסיות משקפות את עליות הארגון-מחדש, אך לא את תועלותיו, ולפיכך מנותקות במידה רבה מערכי השוק אשר משקפות את התועלות הצפויות יחד עם העלויות. 19 בדומה לכך, ההכרה המיידית של ההשקעה בחדשנות (לדוגמה, מו”פ) – מנוע-השינוי המרכזי בחברות מבוססות מדע וטכנולוגיה – הינו מוטה ולא עקבי כאחד. 20 עלויות החדשנות מוכרות בצורה מיידית, כאשר התועלות מתועדות בתקופות עוקבות. מה שעוד מסבך את העניינים, הוא שחשבונאות של נכסים בלתי-מוחשיים עמוסה בחוסר-עקביות. לדוגמה, פירמה אשר מפתחת כלי לשימוש פנימי, תתמחר את כל עלויות הפיתוח, אך אם הפירמה קונה כלי דומה, הוא ירשם כהון.

לפיכך, מנועי-שינוי כגון דה-רגולציה, תחרות, וחדשנות, משפיעות באופן מזיק על התאמת עלויות עם תועלות, מה שמוביל להפחתה ברלוונטיות הערל של המידע הפיננסי. בהמשך

_______________________________________

19 אכן, מחקרי אירוע (לדוגמה,, Francis, Hanna, and Vincent [1996]), מציינים כי לעיתים תגובת המשקיעים לגביות תשלום על ארגון-מחדש הן למעשה חיוביות.

20 בעוד כי האמונה המקובלת היא כי תמחור בלתי-מוחשיים הוא שמרני, המוביל לרווחיות מדווחת נמוכה יותר מאשר היוון, לחברות במצב של בגרות תמחור מיידי הוא למעשה אגרסיבי. במיוחד כאשר שיעור הצמיחה של השקעות בבלתי-מוחשיים הוא נמוך יותר מתשואת החברה על נכסים (ROE), תוצאת תמחור של בלתי-מוחשיים היא ROE ו-ROA גבוהים יותר מאשר אם הבלתי-מוחשיים היו מהוונים. תמחור בלתי-מוחשיים לעיתים קרובות גם מנפח את שיעור הגידול בהכנסות מדווחות (ראה Lev, Sarath, and Sougiannis [1999] Merck’s example in Lev ו- Sougiannis [1996, appendix]).

אנו מספקים תמיכה אמפירית לקישור בין השיעור העולה של השינוי העסקי, וההתדרדרות באינפורמטיביות של הרווחים.

2.2 שינוי, ורלוונטיות הערך של הכנסות

מדידות השינוי הספציפי-לפירמה שלנו (“שנוי דירוג טוטאלי”) מבוסס על תדירות והקף התנועה-לאורך-זמן של פירמות בתוך תיקי השקעות מבוססי דירוג על-בסיס ערך-בספרים וערך שוק של הנכס. כדי לקשר את מדידת השינוי הזו לירידה הזמנית המתועדת האינפורמטיביות של ההכנסות, ראשית אנו מחשבים עבור כל פירמה במדגם את שינוי המדרג הטוטאלי לאורך זמן, המשקפים את מספר הפעמים שהפירמה החליפה תיקי השקעות ערך-בספרים במהלך 1977-96, כמו גם את ההיקף של החלפות אלו. ע”מ לבצע תקינה של המדידה הספציפית-לפירמה, אנו מודדים אותה לפי אמת מידה  של מספר השנים בהם הפירמה התקיימה במדגם. לדוגמה, אם פירמה j הייתה בתיק ההשקעות ערך-בספרים העליון במהלך 1977 עד 1983, תיק ההשקעות השני מהפסגה ב- 1984-91, ותיק ההשקעות החמישי מ- 1992-1996, אינדיקטור שינוי הדירוג שלה הוא 0.20 (נקודה אחת עבור שנוי הדירוג הבודד ב-1984, ועוד שלוש נקודות עבור השינוי התלת-נקודתי – מתיק השקעות 2 ל-5 – ב-1992, מחולק ב-20 השנה של הפירמה במדגם).

אנו מסווגים את הפירמות במדגם לשתי קבוצות: חברות יציבות, וחברות משתנות. הקבוצה הראשונה כוללת את פירמות ללא שינוי (כ-1000), בעיקר, אלו שנשארו באותו תיק השקעות במהלך כל תקופת המדגם (1977-96). הקבוצה השנייה – פירמות שינוי – כוללת את שאר המדגם (נעה בין 3,000 בתקופת המדגם המוקדמת ל-5,500 באמצע שנות התשעים). לחילופין, אנו מסווגים פירמות לשינוי נמוך – פירמות עם אינדיקטור שינוי “ספציפי-לפירמה” שווה או קטן מ-0.10 (כולל כמובן גם את פירמות ללא שינוי) ושינוי גבוה – שאר המדגם. 21

לאחר מכן, אנו בוחנים את רגרסיית חתך-רוחב תשואות-הכנסות השנתית (1) בנפרד לפירמות היציבות והמשתנות. אם שינוי מקטין את האינפורמטיביות של הכנסות, על ה-R2 של הרגרסיה וחיבור מקדמי השיפוע (ERC) להיות גדולים יותר עבור פירמות יציבות (קשר תשואות-הכנסות חזק יותר) מאשר לאלו המשתנות. מעבר לכך, בהינתן הראיות שבידנו על כך ששיעור השינוי של מיזמים עסקיים גדל במהלך 20 השנה האחרונות, הגידול השפיע באופן ברור על הפירמות המשתנות יותר מעל היציבות. לכן, אנו מצפים כי שיעור הירידה ב-R2 ו-ERC במהלך 1977-96 אמור להיות גבוה יותר עבור פירמות משתנות מאשר עבור פירמות יציבות. התוצאות בטבלה 5 תומכות בשתי הציפיות הללו.

פאנל A בטבלה 5 מדווח על אומדנים שנתיים של R2 וחיבור מקדמי שיפוע עבור סיווג ארבע השינויים של פירמות, ופאנל B מדווח על ממוצעים וחציונים של 19 האומדנים השנתיים. הנתונים מחזקים את הציפיות הראשוניות שלנו: גם הממוצעים וגם החציונים של ה-R2 וה-ERC השנתיים, גדולים יותר עבור פירמות ללא שינוי מאשר עבור פירמות שינוי (לדוגמה, R2 ממוצע של 0.124 לעומת 0.097 וממוצע ERC של 1.22 לעומת 1.02).בדומה לכך,

_________________________________

21 אומדנים המבוססים על צמצומי שינוי דירוג אחרים, כגון 0.20, 0.30, מספקים תוצאות דומות לאלו המדווחות בטבלה 5.

טבלה 5

שינוי עסקי ואינפורמטיביות ההכנסות

אומדנים מרגרסיות שנתיות של תשואה למניה על רמת ושינוי

הכנסות שנתיות של פירמות המסווגות לפי שיעור השינוי העסקי

פאנל A: אומדנים שנתיים של רגרסיה (1) – תשואות על הכנסה

שינוי גבוה שינוי נמוך שינוי ללא

שינוי

ERC R2 ERC R2 ERC R2 ERC R2 שנה

image19 18פאנל B: ממוצעים וחציונים של R2 ו-ERC שנתיים, מחולקים לקבוצות שינוי (1977-96)

ERC R2
חציון ממוצע חציון ממוצע קבוצת שינוי
image13 25 ללא שינוי

לעומת

שינוי

מובהקות ההבדל

שינוי נמוך

לעומת

שינוי גבוה

מובהקות ההבדל

ה-R2 וה-ERC של פירמות שינוי נמוך גדולים יותר ממדידות הקשר של פירמות השינוי גבוה. ע”מ להעריך את המובהקות הסטטיסטית של ההבדלים בממוצעי קבוצות השינוי אנו מבצעים רגרסיה על ה-R2 וה-ERC על איחוד קבוצת השינוי והללא-שינוי (כמו גם על קבוצת השינוי נמוך ושינוי גבוה), דהיינו 38 תצפיות בכל רגרסיה, על משתנה דמה 0-1 המשקף חברות בקבוצת שינוי. רמות המובהקות של משתני הדמה, כולם נמוכים מ-0.10, מדווחים בפאנל B של טבלה 5. לפיכך, שיעור השינוי העסקי מתואם שלילית עם האינפורמטיביות של ההכנסות, כפי שנמדדה ע”י היקף הקשר בין תשואות והכנסות.

פאנל C של טבלה 5 מציג אומדנים מרגרסיות על ה-R2 וה-ERC השנתיים (המדווחים בפאנל A) על משתנה time. הנתונים מאששים את הציפיה השניה שלנו, כי הירידה הזמנית בקשר שבין התשואות וההכנסות

טבלה 5 – המשך

פאנל C: רגרסיה של ה-R2 וה-ERC השנתיים (מפאנל A) על time (ערכי t-value בסוגריים)

R2 time חותך
image21 18 ללא שינוי

R2

ERC

שינוי

R2

ERC

שינוי נמוך
R2

ERC

שינוי גבוה

R2

ERC

פירמות המסווגות כללא-שינוי לא החליפו את דירוג הערך-בספרים במהלך 1977-96, בעוד שפירמות המסווגות כשינוי מהוות את שאר המדגם. לפירמות המסווגות כשינוי נמוך ישנו אינדיקטור “שינוי דירוג טוטאלי” (המוגדר בחלק 2.2) שווה או קטן מ-0.10, בעוד שפירמות שינוי גבוה מהוות את שאר המדגם. ERC = חיבור מקדמי השיפוע או “מקדם התגובה להכנסות”, דהינו, סכום מקדמי הרגרסיה הנאמדים לרמת ושינוי ההכנסות. המדגם כולל את כל הפירמות עם הנתונים הנדרשים בב –Compustat’s Current ו-reaserch files, ממוצע של 4,000 ו-700 פירמות לשנה לקבוצות השינוי וללא-שינוי בהתאמה, וממוצע של 3,700 ו-1,000 פירמות לשנה עבור קבוצות השינוי גבוה ושינוי נמוך בהתאמה.

הינה יותר מודגשת עבור מיזמים משתנים מאשר עבור מיזמים יציבים. ארבעת מקדמי ה-time ברגרסיות ה-R2 וה-ERC עבור קבוצת הללא-שינוי כמו גם קבוצת השינוי נמוך אינם מובהקים סטטיסטית (ראה t-value בסוגריים), וה-R2 של ארבעת הרגרסיות הללו שווה ל-0, מה שבפועל מצביע על חוסר-התדרדרות לאורך זמן בקשר תשואות-הכנסות של חברות יציבות. בניגוד לכך, ארבעת מקדמי ה-time של קבוצות השינוי והלא-שינוי הם כולם שליליים ומובהקים סטטיסטית, וארבעת ה-R2 של רגרסיות time אלו נעות בין 0.11-0.21, מה שמצביע על כך שהקשר בין התשואות וההכנסות של פירמות מתחלפות ירד במהלך 20 השנה האחרונות. רמות המובהקות של ההבדלים במקדמי ה-time בין קבוצות השינוי וללא-שינוי (כמו גם קבוצות השינוי גבוה ושינוי נמוך) נקבעו ע”י הרצה של רגרסיה על כלל התצפיות של שתי הקבוצות, עם משתנה דמה לחברות בקבוצה. ה- P-level של משתני הדמה הם: רגרסיית R2 (ללא-שינוי מול שינוי) = 0.09, רגרסיית ERC = (ללא-שינוי מול שינוי) = 0.03, R2 (שינוי נמוך מול שינוי גבוה) = 0.06, ו-ERC =  (שינוי נמוך מול שינוי גבוה) = 0.01.

לסיכום, אנו טוענים כי השיעור הגובר של השינוי העסקי, יחד עם חוסר האפקטיביות של המערכת החשבונאית בשיקוף תוצאות שינוי, תרמה במידה משמעותית לירידה הזמנית ברלוונטיות הערך של המידע החשבונאי. ביססנו אמפירית את הקישור הנ”ל ע”י הבאת ראיות לכך ששיעור השינוי הנחווה ע”י מיזמים עסקיים גדל מהלך התקופה 1977-96, ושהאינפורמטיביות של ההכנסות מתואמת-שלילית לשיעור השינוי העסקי.
בשלב הבא, אנו שוקלים הסבר חלופי לירידה בשימושיות של ההכנסות, דהיינו, השכיחות הגוברת של הפסדים מדווחים ופריטים אקראיים (כמובן שלשני המקרים יש קשר). למשל, Hayn [1995] דיווח כי הפסדים אחראיים לחלק מירידה הנצפית במקדם השיפוע של רגרסיית התשואות-הכנסות (ERC), ו-Collins, Maydew, and Weiss [1997] מייחסים שינוי ברלוונטיות ערך מהכנסות לערך-בספרים למשמעותיות הגוברת של פריטים חד פעמיים, כמו גם לתדירות הגוברת של הפסדים.

בכל אופן, אנו מאמינים כי ההפסדים המדווחים כמו גם הפריטים האקראיים הם פעמים רבות הסימפטומים ולא הגורמים של הירידה באינפורמטיביות של המידע הפיננסי. בפרט, זה הוא כישלון המערכת החשבונאית לשקף שינוי באופן משמעותי ומתוזמן-נכון, אשר דנו בו מקודם, אשר לעיתים קרובות מוביל להפסדים מדווחים לפריטים אקראיים. דוגמאות כוללות עלויות ארגון-מחדש, באשר ההפסד המדווח הוא לעיתים קרובות  השקעה בהטבות עתידיות (לדוגמה, יעילויות תפעול), ההפסדים הכרוניים המדווחים (עד לאמצע שנות התשעים) של חברות הסלולר נגרמו ע”י הרישום-כהוצאה המיידי של עלויות רכישת הלקוחות (Amir and Iev [1996), וההפסדים המרובים והפריטים האקראיים אשר דווחו ע”י חברות רכישה אשר מחקו את כל המו”פ בתהליכים הנרכש (Deng and Lev [1998]).י22 לפיכך, לפיכך אנו טוענים כי אלו לא ההפסדים או הפריטים האקראיים שהחלישו את השקר תשואות-הכנסות, אלא זה הכישלון הבסיסי של המערכת החשבונאית הנוכחית להתחשב בצורה משמעותית בשינוי, אשר לעיתים קרובות מתבטא בהפסדים ובפריטים אקראיים.

בהינתן העניין המחקרי בתקופה האחרונה בהפסדים מדווחים,  אנו אומדים את החלק של הפסדים כאלו באומדן שלנו של הקשר בין השינוי העסקי והירידה באינפורמטיביות של ההכנסות (טבלה 5). באופן מיוחד, הוספנו את לרגרסיות time המדווחות בפאנל C של טבלה 5 את אחוז הפירמות עם EPS שלילי בכל שנה. הרגרסיות הן לפיכך:

image14 22

אמדנו את רגרסיה זו עבור חברות שינוי נמוך כמו גם שינוי גבוה, ומצאנו כי מקדמי ההפסדים באחוזים (c ברגרסיה (4)) בכל אחת מארבע הרגרסיות (R2 ו-ERC עבור חברות שינוי נמוך

___________________________________

22 לדוגמה, ההפסד המדווח של IBM בסך 538$ מיליון ברבעון השלישי של 1995, כתוצאה ממחיקת 1,840$ מיליון רכישות מו”פ-בתהליכים (באותו רבעון בשנה הקודמת, IBM דיווחה על הכנסות חיוביות של 710$ מיליון). ברור, כי ההפסד של 538$ מיליון לא מצביע על התדרדרות בתפעול של IBM.

כמו גם שינוי גבוה) הם מובהקים סטטיסטית ברמה ה-0.10. עבור פירמות השינוי נמוך, המקדמים הנאמדים של ההפסדים באחוזים עבור R2 ו-ERC הם 0.157 (t = 1.45) ו- 0.451- (t = -1.44), ועבור פירמות השינוי גבוה, המקדמים הנאמדים של ההפסדים באחוזים עבור R2 ו-ERC הם 0.132 (t = 1.42) ו- 0.462- (t = 1.60), בהתאמה. לפיכך, השכיחות הגוברת של הפסדים מדווחים במדגם השינוי גבוה שלנו לא משנה את מסקנתנו בדבר היחס בין שינוי , ורלוונטיות הערך היורדת של הכנסות.

3. בלתי מוחשיים, חדשנות, ושינוי

השקעות בבלתי מוחשיים, ביחוד מו”פ, ככלל נחשבות כמנוע העיקרי בשינוי עסקי, יצירת מוצרים חדשים, זיכיונות, והליכי יצור משופרים. עם זאת, בעוד שחלק מההשקעות בלא-מוחשיים מניעות שינוי, אחרות מכוונת רק לשימור הסטטוס-קוו. לפיכך, מחקר שימושי, המוגדר כ”הוצאה למטרה של למידה נוספת על תהליך הטכנולוגיה שבה החברה כבר משתמשת, או על סחורות שהיא כבר מייצרת” g” (Jovanovic and Nyarko [1995, p. 5, emphasis ours מוכוון באופן כללי לקיים פוזיציה תחרותית קיימת, לא לשנות את פעילויות הפירמה. בניגוד לכך, מחקר בסיסי, המוגדר כ”הוצאה למטרת תהליכים שעדיין לא בשימוש, או על סחורות שהיא עדיין לא מייצרת” (jovanovic and Nyarko [1995, p. 6, emphasis ours]) בבירור מכוון להנעת שינוי. 23 בהינתן הכוונות הנבדלות הללו וההשלכות של מו”פ, רמת האינטנסיביות (הוצאות למו”פ למכירות) של מו”פ לא מקושרת בהכרח עם שינוי וההפסד התוצאתי של אינפורמטיביות המידע הפיננסי. גם מנקודת המבט של המדידה החשבונאית, רמת ההוצאות למו”פ אינה משפיעה בהכרח על האינפורמטיביות של ההכנסות. לפיכך, אם שיעור ההוצאות למו”פ הוא קבוע לאורך זמן, ההכנסות המדווחות אינן משתנות כתוצאה מהטיפול החשבונאי במו”פ; ההכנסות יהיו זהות בין ם המו”פ מהוון ומופחת, או נרשם מיד כהוצאה.

הצהרות אלו רלוונטיות לתוצאות בכמה מחקרים מהתקופה האחרונה (לדוגמה, Collins, Maydew, and Weiss[1997] ו- Francis and Schipper [1999]) על הקשר בין האינטנסיביות של הבלתי מוחשיים וה-R2 של התשואות על ההכנסות או מחירי המניה על ההכנסות + קשרי הערך-בספרים. שני המאמרים מדווחים כי פירמות שהיו מעורבות בצורה אינטנסיבית בהשקעות בבלתי-מוחשיים לא היו מאופיינות בקשר מופחת בין מחיר המניה (או תשואה) ונתונים פיננסיים מאשר פירמות פחות אינטנסיביות בתחום הבלתי-מוחשיים.24

_______________________________

23 תעשיית התרופות מספקת דוגמה לשני סוגי המו”פ הללו. המחקר הבסיסי מכוון בדרך כלל לפיתוח של ישויות מולקולריות חדשות (NMF), שהינם תרופות חדשות לחלוטין המסוגלות לשנות בצורה דרסטית את הרכב התוצר והפוזיציה התחרותית של הפירמה. מו”פ שימושי לתרופות, הפיתוח של תרופות me-too, מכוון כלפי שינוי של תרופות קיימות או שינוי נתיב הניהול, ובכך למעשה משמר את הפוזיציה התחרותית של הפירמה.

24  Collins, Maydew, and Weiss [1997] מוצאים כי החשיבות הגוברת של פירמות אשר אינטנסיביות בתחום הבלתי-מוחשיים, מתואמת עם שינוי ברלוונטיות הערך, מהכנסות לערך-בספרים.

בכל אופן, זו אינה רמה גבוהה של השקעות בבלתי-מוחשיים, אשר הוצבע עליה במאמרים הנ”ל באמצעות חברות של פירמה בתעשיית ההי-טק או ע”H אינטנסיביות גבוהה של המו”פ, שמצופה ממנה לגרום לירידה באינפורמטיביות של המידע הפיננסי. בסביבת מו”פ של מצב-יציב, התוצאה של רישום-כהוצאה מיידי של מו”פ תסתכם באותן הכנסות כמו אלו המבוססות היוון המו”פ; ומכאן, אין איבוד של אינפורמטיביות ההכנסות שיוכל להיות מיוחס למו”פ במקרה זה. 25 רק כאשר שיעור ההשקעות בבלתי-מוחשיים משתנה לאורך זמן, הכנסות מדווחות המבוססות רישום מיידי כהוצאה יהיו שונות במידה ניכרת מהכנסות כלכליות המתבססות על היוון של בלתי-מוחשיים. בהתאמה, אנו משערים כי הרישום כהוצאה של המו”פ (דרך הפעולה כיום של ה-GAAP) ע”י פירמות עם שיעור גובר של השקעות במו”פ, מתואם עם ירידה באינפורמטיביות של ההכנסות המדווחות.

בכדי לבחון השערה זו, אנו מפצלים את תקופת המדגם שלנו, 1976-95, לשלוש תת-תקופות, ולכל פירמה במדגם אנו מחשבים את האינטנסיביות הממוצעת במו”פ (מו”פ על מכירה) ב”תקופה המאוחרת” (1989-95) ביחס לאינטנסיביות המו”פ הממוצעת ב”תקופה המוקדמת” (1976-83). לאחר מכן, פירמות המדגם סווגו על-בסיס כיוון השינוי באינטנסיביות המו”פ לארבע קטגוריות; פירמות Low-Low, עם אינטנסיביות מו”פ של 0.1 או נמוכה מכך בתקופה המוקדמת כמו גם במאוחרת; פירמות High-High, עם אינטנסיביות מו”פ העולה על 0.1 בשתי התקופות; פירמות Low-High, עם אינטנסיביות מו”פ של מתחת 0.1 בתקופה המוקדמת, ומעל 0.1 בתקופה המאוחרת;  ופירמות High-Low, ההופכיות של פירמות Low-High.י26 לאחר מכן אמדנו מחדש את רגרסיית חתך-הרוחב של התשואות על ההכנסות (רמה ושינוי) (1) עבור כל אחת מארבעת קבוצות הפירמות לכל שנה, 1976-95. האומדנים הממוצעים השנתיים ל-R2 וחיבור מקדמי השיפוע (ERC), במהלך תקופת המדגם המוקדמת (1976-83) והתקופה המאוחרת (1989-95), מדווחים בטבלה 6.

האלכסון הראשי של טבלה 6 מדווח על אומדני רגרסיה ממוצעת עבור חברות מו”פ יציבות: Low-Low, ו- High-High. ה-R2 הממוצעים של שתי הקבוצות ירד מהתקופות המוקדמת (1976-83) למאוחרת (1989-95): מ-0.137 ל-0.099 עבור חברות Low-Low, ומ-0.156 ל-0.126 לחברות High-High. בכל אופן, ירידות אלו ב-R2 הממוצעים אינן מובהקות סטטיסטית (ברמת ה- 0.05) עבור שתי הקבוצות. ה-ERC הממוצע של קבוצות ה-Low-Low, ו-High-High ירד גם הוא בין שתי התקופות: מ-1.44 ל-0.820 עבור Low-Low

(t=-6.28) ומ-1.94 ל-1.14י(t=-3.45) עבור High-High. בעקביות עם ממצאים של מחברים אחרים (לדוגמה, Collins, Maydew, and Weiss 11997]), ה-R2 וה-ERC של תת-המדגם של High-High – חברות אינטנסיביות במו”פ –

____________________________

25 סביבת המו”פ מצב-יציב הזו אינה מקרה לא-מציאותי, חוקרים מדווחים כי הסדרות העתיות הספציפיות-לפירמה של המו”פ של רוב החברות הם יציבים באופן מיוחד (לדוגמה., Helfat [1994]).

26 תוצאות המבוססות על קיצוץ אינטנסיביות המו”פ ב-0.5% (0.005) הינן דומות לאלו המדווחות בטבלה 6.

טבלה 6

שינוי במו”פ והאינפורמטיביות של ההכנסות

נאמד מתוך רגרסיית תשואות-ההכנסות (1) עבור פירמות המסווגות

ע”י כיוון השינוי באינטנסיביות המו”פ שלהם מתקופת המדגם המוקדמת (1976-83) לתקופת המדגם המאוחרת (1989-95)

החיצים מציינים את השינוי המדידה (R2 או ERC) מהתקופה המוקדמת למאוחרת

image20 19

Low R&D הן פירמות עם אינטנסיביות מו”פ קטנה מ-0.01 (1% ממכירות) ופירמות High R&D הן אלו עם אינטנסיביות מו”פ גדולה או שווה ל-0.01. MED R&D = חציון אינטנסיביות המו”פ (מו”פ על מכירות) בתקופות המוקדמת והמאוחרת של הפירמות בפאנל. Mean R2 = ממוצע ב1976-86 ו- 1989-95 של R2 מותאם של התשואות השנתיות על רגרסיית חתך-רוחב של הכנסות (1). Mean ERC = ממוצע חיבור מקדמי השיפוע (image15 20  ב(1)) במהלך 1976-83 ו- 1989-95. # = מספר הפירמות

גדולות מאלו של חברות ה-Low-Low, מה שמאשש את טענתנו המוקדמת כי הוצאה גבוהה אך יציבה למו”פ אינה גורמת לקשר הכנסות-תשואות חלש.

הלוח השמאלי, תחתון בטבלה 6 מייצג תוצאות של חברות גבוהות-נמוכות, אלה מאופיינות בקצב עולה של התרחבות של R&D. כמו שמוצג בטבלה ה-R&D החציוני של חברות אלה עלה מ-0.4.5 במשך 1976-83 עד ל-1.8% ב1989-95. החברות האלה חוו ירידה חדה במשך תקופת הדגימה בR בריבוע של תשואות-החזרים מ0.233 ל0.126 (t=2.03) ובERC מ2.17 ל1.06 (t=2.29). בניגוד לכך, חברות גבוהות-נמוכות שעצמת הR&D שלהן פחתה מחציון של 1.6% ל-0.3% חוו עלייה גבולית משמעותית בקשר בין תשואות ורווחים: ה-R  בריבוע של החברות האלה עלה מ-0.080 ל-0.178 (t=1.54, p=.15) וה-ERC עלה מ-0.75 ל1.29 (t=1.61, p=.13).

לכן, בעוד האינפורמטיביות של הרווחים של כל חברות המדגם ירדה במשך 20 השנים שעברו, עלייה  בעצמת R&D (חברות נמוכות-גבוהות) מקושרת לירידה תלולה אב-נורמלית באינפורמטיביות של רווחים. בנוסף, חלק מהקשר הנחלש של תשואות-רווחים בחברות היציבות (נמוכות-נמוכות וגבוהות-גבוהות), יכול גם להיות קשור לעלייות בR&D, כי עצמת R&D של שתי הקבוצות עלתה בתוך הקיצוץ שלנו ב1% בעצמת R&D. לדוגמא, כמוצג בטבלה 6 בחציון של עצמת R&D בקבוצת החברות הגבוהות-גבוהות עלתה מ3.4% ל4.4%. אנו מסיקים כי בעוד ששינוי בR&D

טבלה 7

גידול במו”פ והאינפורמטיביות של ההכנסות

נאמד מתוך רגרסיות של  שנתיים ו-ERC,

אשר נאמדו מתוך רגרסיית חתך-רחב שנתית של תשואות על הכנסות, על משתנה time 1977-95

רגרסיות על TIME: image17 19

(t-values בסוגריים)

image22 15לפירמות מגבירות-מו”פ יש אינטנסיביות מו”פ גדולה או שווה ל- 0.1 בתקופה 1989-95. פירמות יציבות-במו”פ הן כל הפירמות האחרות. המדגם כולל את כל הפירמות עם הנתונים הנדרשים ב-Compustat’s Current ו- Research Files, ממוצע של 2,200 ו-900 פירמות לשנה לקבוצות מגבירות-מו”פ ויציבות-במו”פ, בהתאמה.

הוא לא הסיבה היחידה לירידה הקשורה בזמן באינפורמטיביות של רווחים, הוא נראה כסיבה חשובה. התוצאות המדווחות בטבלה 6 מבוססות על חברות שקיימות בכל התקופה 1976-95, וכמה תתי-מדגמים כוללים באופן יחסי מעט חברות (לדוגמא, יש 96 חברות נמוכות-גבוהות). כדי להתגבר על הדעה הקדומה של ההישרדותיות ולהעלות את גודל המדגם, יצרו סיווג חדש למדגם: הגדרנו חברות של R&D  עולה, כך שהן אלה שעצמת הR&D שלהן עולה יותר גבוה מ-.01 (1% של מכירות) בתת תקופה (1989-95), ואת כל יתר החברות כ-R&D יציב. לכן, כל החברות במדגם (לא רק השורדות) צריכות להיכלל בקבוצה- R&D עולה, או ב R&D יציב. החברות שסווגו כR&D עולה (שהייתה להן עצמת R&D >0.01 במשך 1989-95), באמת עלו ב R&D; עצמת הR&D  הממוצע שלהם עלתה מ0.032 ב 1976-83 ל-0.049 ב 1989-95. בניגוד לכך, עצמת R&D של החברות ב-R&D יציב במשך התקופות המכותבות ירדה מ-0.0024 ל-0.0021.

הערכנו מחדש את הרגרסיות של תשואות-רווחים (1) לכל שנה (1976-95), בנפרד לקבוצות R&D– עולה ול R&D-יציב, ועשינו רגרסיה לתוצאות R בריבוע ול-ERC בזמן. דיווחו על הערכות הרגרסיה בטבלה 7. זאת ראייה שהמקדמים (b) של זמן, של קבוצת R&D– עולה הן יותר שליליים מאלה של קבוצת R&D-יציב: 0.067- לעומת 0.030-, לרגרסיה של ERC, ו- 0.007- לעומת 0.004- לרגרסיה של R בריבוע (27) הסקנו כי הקשר של היחלשות התשואות-רווחים התבטא יותר עבור חברות שעצמת ה-R&D שלהן עלתה במשך תקופת המדגם לעומת החברות עם R&D יציב. התוצאות בטבלה 7 חלשות במידת-מה מאלה שדווחו בטבלה 6,

__________________________________

27 ההבדל בין מקדם זמן ERC בטבלה 7 (0.067- ו- 0.030-) מובהק סטטיסטית ברמה של 0.01 (t=4.9), בעוד שההבדל במקדמי זמן R בריבוע (0.007- ו- 0.004-( הם לא מובהקים סטטיסטית (t=0.7, p=.46).

טבלה 8

שיעור השינוי בפירמות ואינטנסיביות המו”פ שלהן

נאמד מתוך רגרסיות של אינטנסיביות-מו”פ שנתית ממוצעת על זמן,

עבו פירמות מחולקות לקבוצות על-בסיס שיעור השינוי העסקי

(t-values בסוגריים)
image24 16

הסיווג של פירמות לארבעה קבוצות שינוי מתואר בחלק 2. המדגם כולל את כל הפירמות עם הנתונים הנדרשים ב-Compustat’s Current ו- Research Files, ממוצע של 4,000 ו-700 פירמות לשנה לקבוצות שינוי וללא-שינוי, בהתאמה, ממוצע של 3,700 ו-1,000 פירמות לשנה לקבוצות שינוי-נמוך ושינוי-גבוה, בהתאמה. המדגם כאן זהה למדגם שהשתמשנו בו לטבלה 5.

מפני שהסיווגים שנעשה בהם שימוש בטבלה 6, אפקטיביים בתפיסת שינוי ב R&D יותר מבטבלה 7. לדוגמא, הממוצע של עצמת R&D בחברות נמוכות-גבוהות בטבלה 6 (לא דווח) עלה מ-0.004 ב 1976-83 ל-0.031 ב1989-95, בעוד שהממוצע של עצמת R&D של חברות  R&D-עולה בטבלה 7 השתנו רק מ-0.032 ל-0.049 במשך התקופות המוכתבות.

כדי להשלים את הקישורים בין השימוש היורד של הרווחים וקצב השינוי בעסקים, שהונע חלקית על ידי עליות ב R&D, ננתח כעת את הקשר בין קצב השינויים העסקיים והשינוי בהוצאות מקרנות של R&D. באופן ספציפי, נראה שחברות בעלות שינוי מהיר חוו עלייה גדולה יותר בעצמת R&D מאשר חברות יציבות. לכן, עבור קבוצות אין-שינוי ו- שינוי, ועבור קבוצות ה-שינוי קטן ו- שינוי גדול כמו שניתחנו קודם לכן בטבלה 5, אנחנו בוחנים את הממוצע של עצמת R&D השנתי. אנחנו מצפים שממוצע עצמת R&D של חברות משתנות, הוא גדול יותר מאשר בחברות היציבות, ושקצב העלייה בעצמת R&D של חברות משתנות הוא יותר גדול מזה של חברות יציבות.

המידע בטבלה 8 אישש את שתי הציפיות. קודם לכן, ממוצע עצמת R&D (במשך תקופת 1978-96) של קבוצת ה-שינוי הוא יותר גדול מהעצמה של קבוצת ה-אין שינוי (0.030 לעומת 0.015; t=5.2; p=.01), וממוצע עצמת R&D של קבוצת שינוי גדול הוא גדול יותר מזה של קבוצת שינוי קטן (0.032 לעומת 0.013; t=6.3;p=.01 ). על מנת לבחון את הציפייה השנייה, עשינו רגרסיה לכל אחת מארבע הקבוצות של השינוי

לממוצע השנתי של עצמת R&D של הקבוצה בזמן. התוצאות (המובאות בטבלה 8), מצביעות על כך שקצב העלייה בעצמת R&D במשך 1978-96 היו גדולות באופן-ניכר עבור החברות המשתנות מאשר ביציבות: המקדמים של זמן בקבוצות שינוי ו-שינוי גדול, 0.0021 ו-0.0022, הם פי 5-7 גדולים יותר מאשר מקדמי זמן של קובצות  אין שינוי ו-שינוי קטן, 0.0004 ו-0.0003, בהתאמה. על מנת לקבוע את המובהקות של ההבדלים במקדמי הזמן המוערכים, עשינו רגרסיה לעצמת R&D בזמן, בשילוב של קבוצות אין שינוי ו-שינוי (וקבוצות שינוי קטן ו-שינוי גדול),  בשימוש של דימוי 0-1 להשתייכות הקבוצה. שימו לב גם לשינויים הגדולים ב-R בריבוע בטבלה 8: משתנה הזמן מסביר כמעט בשלמות את השינוי לאורך זמן בעצמת R&D לחברות משתנות (R בריבוע=0.92 ו-0.91), בעוד שעבור חברות יציבות, זמן מספק רק הסבר חלקי לשינוי לאורך זמן בעצמת R&D (R בריבוע: 0.23 ו-0.31).

על מנת לסכם, ספקנו ראיות תומכות לתופעה וליחסים הבאים: 1. קצב השינוי הנחווה בעסקים של חברות בארה”ב עלה במשך 20 השנים האחרונות; 2. קצב השינוי בגידול בעסקים מקושר לירידה באינפורמטיביות של רווחים; 3. עלייה בעצמת R&D מקושרת לירידה באינפורמטיביות של הרווחים; ו-4. עלייה בקצב השינוי של העסקים מקושרת לעלייה בעצמת R&D. ראיות אלה, כך אנו מאמינים, תומכות בהשקפה כי הירידה המתועדת בשימוש במידע פיננסי בעיקר נגרמה על ידי קצב שינוי עולה של חברות עסקים משפיעות, והליקוי של מערכות החשבונאות בשיקוף ההשלכות של השינוי. בקרב מניעי-שינוי, חדשנות, שבדרך כלל הובאה על ידי השקעה בR&D, היא פקטור חשוב בירידת בשימוש במידע פיננסי. בהמשך נדון בשתי הצעות  לשיפור היעילות בדו”חות הפיננסיים.

4. שיפור היעילות של מידע פיננסי

נדון בשתי הצעות לשיפור היעילות של מידע פיננסי. הראשונה-היוון של הלא מוחש – הרחבת השיטה בה משתמשים כעת בנסיבות מוגבלות, בעוד השנייה – הצהרה שיטתית של דוחות פיננסיים –  קריאה להתאמה ניכרת של השיטה הנוכחית.

4.1 היוון של השקעות לא מוחשיות

אנו מאמינים כי כמעט כל רישומי ההוצאות באופן של השקעות לא מוחשיות בארה”ב, הן לא עקביות עם אלה של מסגרת העבודה של FASB (ההצהרה של חשבונות פיננסיים מס’ 6) ובהוכחות אמפיריות. מסגרת העבודה הקונספטואלית מגדירה: “הרווחים בכלכלה העתידית האפשרית מושגים או נשלטים על ידי יישות מסויימת

כתוצאה מעסקאות או אירועים בעבר…נכסים…ייתכן ולא יהיו מוחשיים, ולמרות שלא באופן שיחליף זאת עשויים להיות שימושיים ליישות בהפקת או הפצת מוצרים או שירותים… כל מה שבאופן משותף נעשה בו שימוש להפקת מוצרים או שירותים אם באופן מוחשי או לא מוחשי, גם כן יש לו יתרון כלכלי עתידי (FASB [1985b, פסקה 25,26,173]).

בהינתן עניינים לא וודאיים, זה הגיוני להכיר בהשקעות לא מוחשיות כנכסים כשחוסר הוודאות לגבי הרווחים מנסה להיפתר. ידוע היטב שפרויקטים שהתקדמו, מפורמולה של רעיון התחלתי דרך דרישה  למבחני היתכנות (לדוגמא, מבחני אלפא וביתא) בשביל המוצר הסופי, חוסר הוודאות של הצלחה פרסומית יורדת בהתמדה. באופן תואם, איזון הגיוני בין שייכות והיכולת לסמוך על מידע עשוי להציע היוון של השקעות לא מוחשיות כאשר הפרויקט עבר בהצלחה מבחן היתכנות משמעותי, כמו לדוגמא מודל עובד או תוכנה או מבחן קליני לתרופה. ברור, אי-וודאות לגבי רווחי העתיד של תרופה המוכחת קלינית היא לא גדולה מאי-הודאות שמקושרת לרווחים הצפויים של תיעוד או סרט בתהליך ייצור שעלויות ההיוון שלהם מוכרות כנכסים בכמה שיטות עכשוויות (SFAS מספר 50, ו-53; ראה FASB [1981a; 1981b]. גישה זו להיוון נלקחה ב-SFAS מספר 86 (תוכנה למכירה), החריג העיקרי בארה”ב לרישום הוצאה לא מוחשי. גישה דומה נראית בהמשך, נושא לאילוץ מסוים על ידי גילום תפקיד נוכחי של סטנדרט בין-לאומי לדברים לא מוחשיים ( IASC [1998]).

בהתאם לכך, אנו מציעים שהיוון כל ההשקעות הלא-מוחשיות עם רווחים שניתן לייחס אותם, כך שעברו מבחני היתכנות טכנולוגיים שצוינו קודם לכן. אנו עוזבים את סטנדרט היוון התוכנה (SFAS מספר 86) על ידי הצעת התחלת היוון (אחרי מבחן היתכנות), לכל הקשורים לפרויקטים, שבעבר רשמו כהוצאת R&D, צריכים גם להתחיל בהיוון. בהינתן כך שאי-הודאות לגבי היתכנות הפרויקט הצטמצמה באופן ניכר, אנחנו רואים שאין סיבה לטיפול שונה בחשבונאות לפני ואחרי מבחני היתכנות של R&D.

שימו לב לכך שההיוון המוצע, שהוא מותנה בהיתכנות טכנולוגית, מובחן באופן בולט מהיוון מכני (צבירה) של כל הוצאה מקרנות בעבר בלא מוחשיות, שיכולה בקלות להיות מוחלפת על ידי משקיעים  מהכנסות של הצהרות מוצלחות. ההיוון המוצע מאפשר ניהול של מסר חשוב בתוך המידע לגבי התהליך והצלחת התוכנית המתפתחת.  היוון בלא הבחנה של כל ההוצאות מהקרן בעבר של R&D, לא מספקת כזה מידע.

ההיוון המוצע של הלא מוחשיות הוא עקבי עם ראיות אמפיריות אחרונות שמפורשות במסגרת העבודה של הערכת “עודפי הרווחים” לניתוח ענייני עקרונות חשבונאות (Dietrich et al. [1997]). מסגרת העבודה המעריכה משווה את ערך החברה הפנימי לזה הנוכחי בערך בספר ועוד הערך הנוכחי של עודפי הרווחים (רווחים מדווחים פחות מחיר על הון עצמי). בהתאמה, סטנדרטים של חשבונאות שמשפרים את יישור הערך המדווח בספרים בערך הפנימי של החברה (בדרך כלל מוערך על ידי ערך השוק) ו/או משפרים את התחזיות של הרווחים, צריכים להיות מועדפים על פני סטנדרטים אשר לא.

ממצאים אמפיריים תומכים בהערה שהכרה בלא מוחשיים כנכסים עשויה להשיג את אחד או שני הקריטריונים למעלה לסטנדרטים חשבונאיים מועדפים. לדוגמא, הממצאים של Lev and Sougiannis [1996] על כך שערכי היוון של R&D מקושרים באופן משמעותי למחירי הבורסה (אחרי שליטה בערכי הספרים המדווחים), מרמזים כי היוון R&D ישפר את היישור של ערכי הספרים בערכים הפנימיים (המוערך על ידי מחירי הבורסה). באופן דומה, הממצאים של Aboody and Lev [1998] על כך שערכי היוון מדווחים בעלויות פיתוח תוכנה הם חיוביים ומקושרים באופן משמעותי לערכי השוק, אחרי שליטה בערכי הרווחים המדווחים בספרים עם הערכים הפנימיים (שמוערכים על ידי ערך השוק). יתרה מכך, ממצאיהם של Aboody and Lev על כך שהערך השנתי של היוון עלויות תוכנה מקושרים עם שינויים משמעותיים ברווחים, מציעים שהיוון כזה מספק מידע רלוונטי לתחזיות של הרווחים – האלמנט השני המבוקש לסטנדרט בהתאם למודל עודפי הרווחים (28). מחקרם של Amir and Lev [1996] על חברות סלולריות, שמצביעים על כך שמשקיעים לחלוטין מהוונים את עלויות רכישות הצרכן, גם הם מראים שהיוון כל העלויות ישפר את יישור ערכי הספרים עם הערכים הפנימיים (29). באופן בין לאומי, הממצאים של Abrahams and Sidhu [1998], על כך שהיוון ערכי R&D במסמכי המאזנים של חברות אוסטרליות מקושרים באופן משמעותי לערכי השוק, וממצאיהם של Barth and Clinch [1998] על כך שהערכת הלא מוחשיות על ידי חברות אוסטרליות מקושרת לערכי השוק, גם כן עקביים עם הטענה שהיוון של הלא מוחשיות ישפר את יישור ערכי הספרים עם הערכים הפנימיים. לבסוף, ניתוחים מבוססי-סימולציה (Healy, Myers and Howe [1998]) מדגימים את העליונות הכללית
________________________________

28 יכולת הניבוי של היוון תוכנה שנתי עם התייחסות לרווחים עתידיים מנובאת, מכיוון שהיוון של עלויות פיתוח תוכנה צפוייה בתהליך של פיתוח תוכנה (לדוגמא, מעבר בהצלחה של מבחני היתכנות או פיתוח גרסת פיילוט). הצלחת פיתוח כמו זאת צריכה להיות מקושרת עם עליה גדולה במכירות וברווחים.

29 היוון מוחלט של עלות רכישות הצרכנים נראה על ידי רגרסיה של החזרה בשוק המניות של רווחים לפני רישום כללי כהוצאה (שבאופן כללי כולל עלות רכישות הצרכנים) ורישום הוצאות כללי, אשר מוצאת את המשתנה השני כחיובי, גדול (קרוב לרווחים), וסטטיסטית כמקדם משמעותי.

של היוון הלא מוחשיים (מאמצים מוצלחים) על פני רישום דחוף כהוצאה במתן מידע משמעותי על ביצועים למשקיעים. יתרה מכך, הניתוחים מראים שאפילו כשרוב החברות ניהלו רווחים – דאגה עיקרית בזמן היוון – רישומי הלא מוחשיים המשיכו להיות משמעותית קשורים להחזרים כלכליים.

באשר לנכסים מוחשיים, השחיקה של היוון הלא מוחשיים תהיה מבוססת על ניהול הערכות של חיים יצרניים, אשר מונחה בידי נורמות התעשייה וממצאי המחקרים (30). קצב השחיקה עשוי להשתנות כשהרווחים האמתיים של הלא מוחשיים מופיעים. מבחני ליקויים תקופתיים אדוקים בתוך שורות ה-SFAS מספר 121 (FASB [1995]) אמורים לשמש כמגן הצלה נגד הערכת ייתר.

איך הליקויים בדיווחים הנדונים בחלקים הקודמים יתרככו על ידי ההיוון המוצע של הלא מוחשיים? דבר ראשון, היוון כזה משפר את ההתאמה התקופתית של עלות ורווח, במיוחד עבור חברות עם קצב צמיחה גדול של השקעות לא מוחשיות. זה יוביל לרווחים מדווחים שישקפו באופן ביצועי חברות שכרגע מודדות רווחים. שנית, היוון של לא מוחשיים יהיה מדווח בדפי המאזן התאגידיים, וימקם את הנכסים הלא מוחשיים במקום משותף עם הנכסים המוחשיים. השחיקה וכתיבה על נכסים אלה תעביר מידע מוערך להערכת מנהלים לרווחים של הלא מוחשיים (31). דבר שלישי, היוון שלא מוחשיים הוא צעד חיוני בהצעת בסיס להערכות של הצלחות בפעילויות חדשניות. מידע על ההשקעה בלא מוחשיים מסווגת על ידי קבוצות ייצור/פעולה הומוגניות ומצומדת לחלוקת התשואה לקטגוריות ורווחים גולמיים שניתן לייחס אותם ללא מוחשיים, יוכלו לאפשר למשקיעים להעריך את התשואה של השקעה במחקר, פיתוח מוצר, והשבחת זן. תכלית חשובה זו של ההיוון- שמאפשרת הערכה של תשואה מהשקעה-לעיתים קרובות נזנחת מהעין על ידי אלה שמתנגדים להיוון על בסיס כך שרוב הלא מוחשיים הם לא סחירים, או בגלל שהעלות של לא מוחשיים לעיתים קרובות שונה מערכים עכשווים (לדוגמא, Scheutze [1993]).

מצד החסרונות, היוון של לא מוחשיים מגדיל באופן ברור את אפשרויות ניהול הרווחים. למרות זאת, בניגוד לאמצעים אחרים של ניהול רווחים, כמו ההכרה המוקדמת של הכנסות או מחיר כבד על ארגון מחדש, היוון לא מוחשיים, באופן ברור שנחשף בנפרד בדיווחים הפיננסיים, מאפשר למשקיעים סקפטיים להמיר בקלות את ההיוון. לכן, באופן הטוב ביותר, היוון הלא מוחשיים הוא כלי למנהלים לשתף את המשקיעים
_____________________________

30 לדוגמא, בארה”ב Bureau of Economic Analysis אספו היוון R&D של הוצאות מקרן בחשבון לווין להכנסה הכללית ולחשבון המוצר. הוצאה כזאת מקרן לאומית של R&D נשחקת ב-11% לשנה, בערך נקודת האמצע של  קצב טווח השחיקה המוערך על ידי כלכלנים (Carson, Grimm, and Moylan[1994])ץ

31 בהחלט, Aboody and Lev [1998], מצאו שהשחיקה בהוצאה מקרן של תוכנה מקושרת באופן שלילי ומשמעותי לשוק המניות. מחיקות רישומים גם נמצאו כערך רלוונטי על ידי Healy, Mayers and Howe [1998].

מידע לגבי התהליך וההצלחה של פעילויות חדשניות-של ייצור. באופן הגרוע ביותר, היוון יכול להיות מומר, ובכך להחזיר את הדוחות הפיננסיים למצב הנוכחי שלהם (רישום הוצאות מלא).

4.2 ניסוח מחדש של דוחות פיננסיים

שינוי, כך טענו, וחוסר ההתאמה של השיקוף שלו על ידי השיטה החשבונאית הנוכחית, באופן עיקרי הם האחראיים להתדרדרות ביעילות של מידע פיננסי. למרות זאת, ההשלכות של השינוי (לדוגמא, הרווחים של הכרה בתאגיד או של פיתוח משמעותי של תרופה), הן באופן כללי לא וודאיות, וזו אי הוודאות הזאת שלעיתים קרובות מעוררת להצדיק את הרישום הדחוף של השקעות הנוגעות לשינוי. ההיוון השקעה לא מוחשית בטכנולוגיות יישימות המוצע למעלה מספק איזון סביר בין שייכות ומהימנות של מידע פיננסי, אבל הליך זה משוייך רק למוצרים תחת פיתוח. מניעים אחרים לשינוי, כמו הכרה בתאגיד או דה-רגולציה עסקית, לא יכולים להיות רשומים כמו ההיוון המוצע. אנחנו לכן מציעים הליך חשבונאי חדש-ניסוח שיטתי מחדש של הדוחות הכלכליים – בשביל לסגל את מניעי השינוי האלה וחוסר וודאויות אחרות המשפיעות על איכות המידע הפיננסי.

נניח לדוגמא, ארגון ששינה את המבנה שלו כך שהשקעה רבה נעשתה במכניזמים של הגדלת-היעילות ושל ייצור-הכנסה, כמו אימון אינטנסיבי של העובדים, חלוקה מחדש למחלקות וקווי ייצור, וקניינות של טכנולוגיות וידע (לדוגמא R&D בתהליך(. חוקי רישום ההוצאות העכשוויים דורשים רישום מיידי של הוצאות כספיות כאלה (לדוגמא, חיובים על ארגון מחדש), בהינתן חוסר הוודאות שלהם. רישום כזה, אם כן מצהיר על רווחים עכשוויים וערכי הספרים מדגישים באופן מוגזם רווחים, אם היעילות הנוכחית תתגשם. אנחנו מציעים כי בזמן שההשלכות הנצפות של התגשמות הארגון מחדש, גם ההצהרה העכשווית וגם ההצהרה הקודמת תבוא בחשבון לשקף את ההיוון של חיוביי הארגון מחדש (לדוגמא, היפוך הרישומים הקודמים שלהם), והשחיקה של ההיוון תסתכם על פני משך הזמן של הרווחים. הצהרה כזאת, תתקן גם את ההצהרה על רווחים בתקופת הארגון מחדש וגם את ההגזמה של הרווחים בתקופה העוקבת.

ניקח בחשבון דוגמא אחת נוספת של הדה-רגולציה בתחום התקשורת אשר התחיל בשנות השמונים המאוחרות, ופתח את שוק הטלפון המקומי לתחרות. חברות הטלפון המקומיות באיחור רב הגיבו להפסד המונופול שלהן ומערכת הרגולציה החדשה אשר לא עוד הבטיחה נכסים ברישומים של 26$ מיליארדים מהנכסים במשך 1994-95. לכן, במשך אותה תקופה בשנות ה90 המוקדמות, הרווחים וערכי הספרים של חברות טלפון אלה היו מוגזמים (משקפים ערכי נכסים מנופחים), בעוד שהרווחים במשך 1994-95 נוסחו בצמצום, בהינתן הרבה מחיקות של פריטים. בהצעה שלנו, במקום המחיקות שבשנת 1995, חברת הטלפון הייתה מצהירה על הדוחות הכספיים שלה מ1990-94 כך שישקפו מחיקות רבות של נכסים בהתאם להשפעה האמיתית של התחרות

וכתוצאה מכך, הפסד ערכי הנכסים שנחווה במהלך אותה תקופה. לפיכך,  הדו”ח מ-1995 יינצל מההפסד האקראי המסיבי, אשר ברוב המקרים בכל מקרה זוכה להתעלמות מרוב המשקיעים, והדו”חות הקודמים ישקפו את ההשלכות האמיתיות של דה-רגולציה.

ההיגיון העומד בבסיס הניסוחים-מחדש המוצעים,  הוא כי בעוד שהצהרות פיננסיות מדווחות למראית-עין את ההשלכות של אירועי עבר, הן תלויות ברמה קריטית בהנחות על אירועים עתידיים (לדוגמה, תקבול חשבונאי שמושמט, תרחישים אפשריים שיתממשו, או דפוסי הפחת האמיתיים של נכסים). כאשר אירועים עתידיים מתפתחים, ואי-ודאות נפתרת, הבנתנו את העבר משתפרת באופן ניכר. למשל, זמן קצר לאחר סוף הרבעון הידע שלנו על התוצאות הרבעוניות הוא עדיין עמום, בעוד שנניח שנתיים לאחר סוף הרבעון, אי-הוודאות שלנו לגבי התוצאות הרבעוניות פוחתת באופן ניכר. 32 באופן דומה, בזמן ההשקה, הרישום כהוצאה של מו”פ של תרופה חדשה עלול להיראות כמתקבל על הדעת, אך כאשר התרופה מקבלת את אישור ה-FDA (מנהל המזון והתרופות האמריקאי), הרישום כהוצאה בעבר נראה לא סביר. מדוע לפיכך לא להצהיר-מחדש דו”חי עבר ככל שאי-ודאות נפתרת, וניתן למדוד ביתר איכות את ביצועי העבר של הפירמה?

אנו מאמינים כי ההצהרה-מחדש השיטתית של דו”חי עבר היא הכרחית, בהינתן התפקיד ההקשרי של מידע פיננסי (Finger, Lev, and Rose [1996]). דיווחים  פיננסיים לא רק חושפים מידע חדש למשקיעים, אלא גם מספקים היסטוריה עשירה או הקשר לצוריך פירוש המידע הוא המאורעות הנוכחיים. למעשה, ראיות המוצגות במחקר זה ואחרים, מצביעות על התדרדרות בכמות המידע החדש (קווי-זמן) הנמסר באמצעות פריטי הצהרה פיננסית מרכזיים, מה שמשאיר את התפקיד ההקשרי של דיווחים פיננסיים לשחק תפקיד גובר בהחלטות המשקיעים.

אמנם נושא זה לא נחקר בצורה מעמיקה, מספר ראיות מצביעות על החשיבות של התפקיד ההקשרי של חשבונאות. לדוגמה, Barth, Elliott, and Finn [1999] מדווחים כי תגובות המשקיעים להפתעה בהכנסות, מותנית בסדר וסימנים של הפתעות עבר. לפיכך, גידול בהכנסות לאחר גידולי עבר בהכנסות מתואם עם שינוי גדול יותר במחיר המניה מאשר גידול בהכנסות לאחר קיטוני עבר בהכנסות. בדומה לכך, Lev, Radhakrishnan, and Seethamraju [1998] מדווחים כי תגובת המשקיעים לאישור תרופה ע”י ה-FDA תלויה, בנוסף לגורמים אחרים, בהצלחות תפעול בעברה  של החברה המפתחת.  הראיה המוצגת למעלה על כך שה-R2 של מתאמי התשואות-הכנסות של פירמות עם היסטורית 20 השנים המלאה, גדולים בצורה משמעותית מה-R2 של פירמות עם תיעוד היסטורי קצר יותר (טבלאות 1 ו-2), עקבי גם עם התפקיד ההקשרי של המידע הפיננסי. לבסוף, הממצאים של Petroni, Ryan, and Wahlen [1997] על כך שעדכון אומדני רזרבה של חברות ביטוח המתבצע לעד עשר שנים אחורה, מתואם בצורה משמעותית עם תגובות המשקיעים למידע עדכני, עקביים עם התפקיד ההקשרי של מידע פיננסי כמו גם עם רלוונטיות-הערך של עדכונים.

________________________________

32 Ijiri [1989, chap. 7] מרחיב על רעיון חשוב זה – הבנת העבר דורשת מידע משופר על העתיד, ומצטט את המתמטיקאי הבריטי ריימונד סמוליאן: “בכדי לדעת את העבר, נדרש קודם לדעת את העתיד”

אם מידע פיננסי היסטורי משפיע על פירוש סימנים חדשים, שיפור מתמיד של היסטוריה כזו, בצורה של התאמה טובה יותר של פדיון עם עלויות, המושג ע”י ההצהרה-מחדש המוצעת של דו”חות עבר, אמורה לשפר את החלטות המשקיעים. הנתונים המוצהרים-מחדש, המשקפים את הפתרון המתמשך של אי-ודאות, יציגו דפוסים מציאותיים יותר של הכנסות, צמיחה, ורווחיות (לדוגמה, ROE), מאשר הנתונים שדווחו במקור.

תגובה טבעית להצהרה-מחדש המוצעת היא שהמידע-לאחר-עדכון לא יהיה רלוונטי יותר למקבלי החלטת, ואלי אף יבלבל אותם ע”י הצגת כמה מספרי הכנסות שונים המשתייכים לתקופה חשבונאית נתונה. אנו מפקפקים בתוקף החששות האלו. ראשית, הצהרה-מחדש של דו”חות עבר היא נכון-לעכשיו תנאי של ה-GAAP למקרה של רכישות המוחשבות בידי שיטת הכינוס, ללא נזק מתועד למשקיעים. למעלה מכך, וקרוב יותר להצעתנו, משתנים מאקרו-כלכליים מרכזיים, התוצר הגולמי לנפש (GDP) ומדד הייצור התעשייתי, מעודכנים בצורה שוטפת לאורך מספר שנים לאחר הצגת האומדנים המקוריים. 33 לדוגמה, האומדן הראשון של ה-GDP הרבעוני מוצג לקראת סוף החודש העוקב לרבעון. “אומדן מראש” זה של GDP מבוסס על הנחות שיפוטיות ונתונים חלקיים על מרכיבי ה-GDP. האומדן מראש של ה-GDP מעודכן ע”י “אומדם ה-GDP המקדמי” אשר יוצא-לאור לקראת סוף החודש השני לאחר סוף הרבעון. “אומדן ה-GDP הסופי” לרבעון יוצא-לאור לקראת סוף החודש השלישי לקראת סוף הרבעון, ומבוסס על החלפת מידע מקדמי במידע מקיף, ועל שינויים בהגדרות ובאומדנים. לאחר  “אומדן ה-GDP הסופי”, המשרד לניתוח כלכלי (BEA) קובע עדכונים שנתיים של GDP, היוצאים-לאור לרוב בחודש יולי, ע”מ לשפר את הדיוק של אומדני ה-GDP כאשר מתווסף מידע חדש. ה-BEA גם מעדכן את כל ההיסטוריה של סדרות המידע הרבעוני כל חמש שנים, במה שמוכר כעדכון אמת מידה.

יש לציין את הדמיון הרב בין אומדנים מוקדמים של מידע מאקרו-כלכלי המבוסס על מידע חלקי, לדו”חות רבעוניים, אשר באופן דומה מתבססים על אומדנים ומידע חלקי. בנוגע לדאגה בדבר שימושיות הנתונים המעודכנים והבלבול שהם עלולים לגרום, המחקר של הספרות הכלכלית העוסקת בעדכונים של מידע מאקרו-כלכלי (לדוגמה, Mankiw and Shapiro [ 19861 and Dicbold and Rtidobnsch [1991]) אינו מחזק חששות אלו. הראיות מצביעות על כך שעדכונים הם שימושיים בהעברת מידע חדש אשר לא ניתן לתחזית ע”י אומדנים מוקדמים.

____________________________

33 לדוגמה, ביולי31, 1998, המשרד לניתוח כלכלי (BEA) של מחלקת המסחר של ארה”ב הכריז כי האומדנים המותאמים עונתית של הצמיחה בתוצר המקומי הגולמי (GDP) לרבעון השני של 1998 הייתה 1.4% לשנה. בנוסף, ההודעה לעיתונות של חודש יולי הכילה אומדנים מעודכנים לסדרות ה-GDP האמיתיות (ומרכיביהם) מהרבעון הראשון של 1995 עד הרבעון הראשון של 1998. העדכון הראה עליה באומדן הממוצע של הצמיחה של ה-GDP הריאלי שנה אחרי שנה, מ-2.9% עד 3.3% לתקופה מ-1995 ל-1997.

5. מסקנות

במחקר זה תיעדנו ירידה שיטתית בשימושיות המידע הפיננסי למשקיעים במהלך 20 השנים האחרונות, כפי שהתגלמה במתאם הנחלש בין ערכי שוק ההון ומשתנים פיננסיים מרכזיים – הכנסות, תזרימי מזומנים, וערכים-בספרים. זיהינו גורם מרכזי לירידה בשימושיות – השיעור הגדל וההשפעה של שינוי עסקי, והטיפול החשבונאי הלקוי בשינוי והשלכותיו – וקישרנו אמפירית שינוי לאיבוד אינפורמטיביות של מידע פיננסי. מתוך מגוון מנועי-השינוי, התמקדנו בהשקעות בבלתי-מוחשיים, ובך השלמנו את הקישור: בלתי מוחשיים – שינוי עסקי – איבוד רלוונטיות ערך של מידע פיננסי.

ההשלכות החברתיות של הירידה בשימושיות המידע הפיננסי עוד לא נבחנו לעומק. אם משקיעים היו מסוגלים להשיג את המידע הנעלם בהדרגה מדו”חות פיננסיים ממקורות חלופיים, ללא עלות נוספת, ההשלכות החברתיות של הירידה בשימושיות החשבונאות אולי לא היו רציניות מלבד לחשבונאים עצמם. עם זאת, עדויות מקדמיות אינן עקביות עם תחלופה חלקה וחסרת-מחיר של מידע. לפיכך, לדוגמה, Barth, Kasznik, and McNichols [1998] מדווחים כי אנליסטים מכלים יותר משאבים באנליזה של חברות אינטנסיביות בבלתי-מוחשיים. Aboody and Lev [1998] מוצאים כי תועלות לפקידים בכירים ממסחר במידע-פנים בחברות אינטנסיביות במו”פ הן גדולות ברמה משמעותית מתועלות ממידע-פנים בפירמות ללא מו”פ. תועלות ממידע-פנים באות, כמובן, על חשבון משקיעים אחרים, וככל הנראה קשורות למידע הלקוי על מו”פ הנמצא בהצהרות הפיננסיות. ו- Boone and Raman [1997] מדווחים כי שינויים בלתי צפויים במו”פ מתואמים עם עלייה בהיקף הפיזור קח-תן, והאי-יציבות במחיר. פיזורי קח-תן רחבים יותר, תגובה לעלייה באסימטריות המידע, מביעים עלויות עסקה גדולות יותר למשקיעים, ובתורה, עלות גדול יותר של הון לפירמה. ממצאים אלו מרמזים כי הליקויים המתועדים בדיווח אולי ישפיעו באופן מזיק על רווחת משקיעים ופירמות. בהינתן חששות אלו לליקויים בדיווח, הצגנו שתי הצעות שאולי יגבירו את שימושיות המידע החשבונאי – היוון מקיף של השקעות בבלתי-מוחשיים, והצהרה-מחדש שיטתית של דו”חות פיננסיים קודמים.

גבולות הדיווח הפיננסי, וכיצד להרחיבם

ברוך לב ופול זרווין

_________________________________________________________________ במחקר זה, אנו חוקרים את השימושיות של המידע הפיננסי למשקיעים, בהשוואה לכלל האינפורמציה בשוק1. הראיות שבידנו מצביעות על כך שהשימושיות של ההכנסות המדווחות, זרם המזומנים, וערך הנכס בספרים, התדרדרו במהלך 20 השנים האחרונות. אנו מתעדים כי ההתדרדרות בשימושיות, בפני ביקוש גובר מצד המשקיעים למידע רלוונטי, כמו גם מאמצים מתמשכים מצד הרגולטור לשפר את איכות ותזמון המידע הפיננסי, היא כתוצאה משינוי. בין אם כתוצאה של חדשנות טכנולוגית, תחרות, או דה-רגולציה, השפעת השינוי בהתנהגות הפירמות והתנאים הכלכליים, לא משוקף בצורה נאותה ע"י מערכות הדיווח הפועלות כיום. השקעות מקנה מידה גדול, אשר בדרך כלל מובילות שינויים, כמו לדוגמא עלויות הקמה-מחדש והרחבת המו"פ, נרשמות כהוצאה באופן מידי, בעוד שהתועלות מהשינוי נרשמות מאוחר יותר, ולא מותאמות עם ______________________
  • אוניברסיטת ניו-יורק. תגובות מועילות והצעות התקבלו מדיוויד אבודי, מרי ברת', וויליאם ביבר, קריסטין בוטוסאן, עמיהוד דוטן, רון קצניק, נחום מלומד, ג'ים אולסון, פרננדו פנלבה, ריצ'ארד סנסינג, ברט טרומן, פול ווצ'טל וגרגורי ווימיר.
1 אנו מניחים כי כי היעד העיקרי של הדיווח הפיננסי הוא האספקה של מידע רלוונטי-לקבלת-החלטות למשקיעים,  כפי שהוצהר בהצהרה על מושגים בחשבונאות פיננסית מספר 1 של הועד לתקנים בחשבונאות פיננסית: "הדיווח הפיננסי צריך לספק מידע שהוא שימושי למשקיעים בהווה ומשקיעים פוטנציאליים, בעלי חוב, ומשתמשים אחרים, בעשיית השקעות רציונליות, קרדיט והחלטות דומות... הדיווח הפיננסי צריך לספק מידע ע"מ לעזור משקיעים בהווה ומשקיעים פוטנציאליים, בעלי-חוב, ומשתמשים אחרים באמידת הכמויות, תזמונים ואי-ודאות של צפי המזומנים הנכנסים מדיווידנדים או ריביות, וההכנסות ממכירה, פדיון, או הגעה לפירעון של ניירות ערך או הלוואות"  (FASB [1978, paras. 34, 37). ההשקעות שנרשמו כהוצאה מוקדם יותר. כתוצאה מכך, תהליך האמידה החשבונאי היסודי של התאמה תקופתית של עלויות עם תשואות הוא מסולף בצורה רצינית, ומשפיע באופן מזיק על האינפורמטיביות של המידע הפיננסי. 2 אנחנו מתקפים את השערתנו, כי שינוי עסקי הוא גורם חשוב האחראי להתדרדרות באינפורמטיביות של המידע הפיננסי, ראשית ע"י סיפוק העדויות כי קצב השינוי הנחווה ע"י המיזמים העסקיים האמריקאים, גדל במהלך 20 השנים האחרונות, ואז על ידי קישור הקצב המוגבר של השינוי עם התדרדרות שימושיות המידע הפיננסי. אנו מרחיבים את חקירתנו ע"י כך שאני שוקלים גם את החשבת הפעילויות חדשניות של מיזמים עסקיים - המאתחל העיקרי של שינוי...

295.00 

295.00 

סיוע בכתיבת עבודה מקורית ללא סיכונים מיותרים!

כנסו עכשיו! הצטרפו לאלפי סטודנטים מרוצים. מצד אחד עבודה מקורית שלכם ללא שום סיכון ומצד שני הקלה משמעותית בנטל.