اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,682
تعداد مقالات13,758
تعداد مشاهده مقاله32,168,749
تعداد دریافت فایل اصل مقاله12,736,172
رشیدی باغی, محسن. (1397). اثر تعاملی کیفیت افشا در قیمت گذاری کیفیت محیط اطلاعاتی حسابداری. , 10(4), 105-120. doi: 10.22108/far.2019.115636.1419
محسن رشیدی باغی. "اثر تعاملی کیفیت افشا در قیمت گذاری کیفیت محیط اطلاعاتی حسابداری". , 10, 4, 1397, 105-120. doi: 10.22108/far.2019.115636.1419
رشیدی باغی, محسن. (1397). 'اثر تعاملی کیفیت افشا در قیمت گذاری کیفیت محیط اطلاعاتی حسابداری', , 10(4), pp. 105-120. doi: 10.22108/far.2019.115636.1419
رشیدی باغی, محسن. اثر تعاملی کیفیت افشا در قیمت گذاری کیفیت محیط اطلاعاتی حسابداری. , 1397; 10(4): 105-120. doi: 10.22108/far.2019.115636.1419

اثر تعاملی کیفیت افشا در قیمت گذاری کیفیت محیط اطلاعاتی حسابداری

نشریه پژوهش های حسابداری مالی
مقاله 7، دوره 10، شماره 4 - شماره پیاپی 38، اسفند 1397، صفحه 105-120    اصل مقاله (1.01 M)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/far.2019.115636.1419
نویسنده
محسن رشیدی باغی*
استادیار گروه حسابداری دانشگاه لرستان
چکیده
جریان اطلاعات، پارامتر کلیدی در یک فعالیت اقتصادی است و به عنوان یک عامل اصلی در ظهور، ثبات و کارایی بازارهای سرمایه عمل می‌کند. در این مقاله، هدف بررسی اثر عامل کیفیت افشا بر ارزش اطلاعات و تغییرات در کیفیت محیطی اطلاعات حسابداری است. به همین منظور، داده‌های مربوط به شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دوره زمانی 1384 تا 1396 استخراج و از مدل رگرسیونی داده‌های ترکیبی برای آزمون فرضیه‌های پژوهش استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد که قیمت گذاری کیفیت اطلاعاتی تابعی از معیارهای کیفیت افشا بوده و هزینه سرمایه ناشی از کیفیت اطلاعاتی در سطوح مختلف افشا نوسان داشته و تغییر می‌یابد. همچنین، کیفیت محیط اطلاعاتی نیز بر بازده مورد انتظار سرمایه گذاران تاثیر معناداری دارد اما در هنگام تغییر سطح کیفیت افشا، کیفیت اطلاعاتی نیز تغییر یافته و بر هزینه سرمایه تاثیرگذار است به نحوی که با تغییر سطح اثر تعاملی کیفیت افشا و کیفت محیط اطلاعاتی، هزینه سرمایه تحمیلی به شرکت نیز دچار نوسان و تغییر می‌شود.
کلیدواژه‌ها
کیفیت افشا؛ کیفیت اطلاعات؛ محیط حسابداری؛ قیمت گذاری؛ هزینه سرمایه
اصل مقاله

جریان اطلاعات در محیط بازار، بر رفتار فعالان بازار تأثیر قرار می‌گذارد. تغییرات محیطی، شرایطی را ایجاد می‌کند که افراد فعال در بازار، سهم متفاوتی را از این گردش اطلاعات داشته باشند. به لحاظ تجربی نیز افراد، اطلاعات متفاوت دارند؛ اطلاعاتی که به تأثیرپذیری رفتار آنها در بسیاری از مواقع منجر شده‌اند [30]. این نوسانات ناشی از گردش متفاوت اطلاعات در میان فعالان بازارند.

محیط اطلاعاتی که سرمایه‌گذاران در آن دادوستد می‌کنند، پیوسته با انتشار (جریان) اطلاعات تغییر می‌یابد. این تغییر در جریان اطلاعات، به تجدید ارزیابی ریسک سرمایه‌گذاران منجر می‌شود. ریسک اطلاعاتی ناشی از عوامل مختلفی است. آنچه بیش از پیش اهمیت می‌یابد، وجود محیط اطلاعاتی است که ابهام و بی‌اطمینانی را کاهش و درنتیجه، توان پیش‌بینی و تحلیل سرمایه‌گذار را افزایش می‌دهد. استفاده از اطلاعات مالی و حسابداری به‌منظور برقراری توازن بین ریسک و بازده، به بهبود تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران منجر می‌شود؛ زیرا بیشتر تصمیمات مالی در حالت بی‌اطمینانی اتخاذ می‌شوند و اطلاعات در این شرایط، نقش مهمی در کاهش بی‌اطمینانی خواهند داشت [9].

نبود سازۀ اطلاعاتی در مدل‌های نظری و نماگرهای استفاده‌شده در کارهای تجربی، تفسیر ادبیات موجود دربارۀ اثر ریسک اطلاعات را با سؤالات تجربی متفاوتی رو‌به‌رو کرده است؛ اما تقریباً آنچه میان پژوهش‌ها رایج است، اطلاعات حسابداری مهم‌ترین منبع محیط اطلاعاتی است که سامانۀ انتقال اطلاعات و کاهش بی‌اطمینانی تعریف می‌شود که همان رویکرد اطلاعاتی به حسابداری است. اطلاعات حسابداری به سرمایه‌گذاران این امکان را می‌دهد تا شرکت و نیز ریسک‌های ذاتی موجود در آن را ارزیابی کنند. اطلاعات حسابداری با کیفیت بالا برای سرمایه‌گذاران مفیدند؛ زیرا بر قیمت‌های سهم یا حجم معاملاتی اثرگذارند. ناهمگنی میان تفاسیر سرمایه‌گذاران و نابرابری اطلاعاتی ناشی از بی‌قاعدگی‌ها در گردآوری و پردازش اطلاعات در نتیجۀ روش‌های استفاده‌شده و مهارت‌های مختلف به کار گرفته شده نیز عامل دیگری در محیط اطلاعاتی حسابداری است [19].

در رابطه با اطلاعات حسابداری، دو ویژگی اصلی مطرح است: کیفیت این اطلاعات و توزیع آن. درحقیقت ریسک اطلاعات حسابداری در قالب محیط بازار سرمایه به دو جزء تفکیک می‌شود: جزئی مربوط به ابهام دربارۀ دقت این اطلاعات و جزئی مربوط به توزیع این اطلاعات. به اعتقاد بوشمن و اسمیت [13] اطلاعات حسابداری مبهم، رابطۀ ارقام حسابداری و واقعیات اقتصادی را تضعیف و درنتیجه موجب افزایش اطلاعات نامتقارن می‌شوند؛ بنابراین وجود محیط اطلاعاتی مطلوب حسابداری، موجب افزایش توان گزارش‌های مالی در انتقال اطلاعات شرکت و همچنین، موجب توزیع متناسب‌تر این اطلاعات میان فعالان بازار می‌شود؛ بنابراین رسالت محیط مطلوب اطلاعاتی حسابداری، کاهش نااطمینانی و رفع هرچه بیشتر ابهام است [6، 15، 18]. بنابراین، در این پژوهش با بررسی اثر محیط اطلاعاتی حسابداری و توزیع اطلاعات بر تغییرات بازدهی، انعکاس ویژگی توزیع اطلاعات در قیمت‌ها بررسی می‌شود. بررسی موضوع مطالعه‌‌شده، بر ادبیات حسابداری و مالی شرکتی مبتنی است و تغییرات رفتاری در اطلاعات و اثر آن بر بازدهی هزینۀ سرمایه آزموده شده که برای سرمایه‌گذاران از بعد کاهش ریسک گزینش نادرست و کاهش هزینۀ فرصت، مفید واقع شده است؛ مدیران کمیتۀ استانداردگذاری و قانون‌گذاران نیز با آگاهی از تغییر رویکردهای اطلاعاتی، شرایط را برای ارائۀ اطلاعات تکمیلی و اتکاپذیر فراهم می‌کنند.

در ادامۀ پژوهش، ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش‌های انجام‌شده، فرضیه‌ها، سپس مدل‌ها و روش‌های پژوهش و درنهایت نتیجه‌گیری و پیشنهادها ارائه می‌شوند.

 

مبانی نظری

کیفیت افشا یکی از مهم‌ترین ارکان کیفیت ارائۀ اطلاعات مالی شرکت‌ها است؛ به نحوی که به هنگام بودن و قابلیت اتکا، اطلاعات به استفادۀ بهتر و مفیدتر استفاده‌کنندگان از اطلاعات منجر می‌شوند. افزایش سرعت گزارشگری به دلیل استفاده به‌موقع‌ سرمایه‌گذاران از اطلاعات در اتخاذ تصمیمات اقتصادی، به شفافیت بیشتر اطلاعات مالی شرکت‌ها و به دنبال آن، شفافیت بالاتر بازار سرمایه منجر می‌شود؛ این موضوع به‌نوبۀ‌خود تأثیر بسزایی بر جذابیت بازارهای مالی دارد [10]. با توجه به اینکه گزارش‌های مالی، ابزاری برای افشای اطلاعات مالی، اتکاپذیر است که در دسترس عموم قرار می‌گیرد، اتکاپذیری اطلاعات، ریسک گزینش نادرست و ایجاد هزینۀ فرصت را برای سرمایه‌گذاران کاهش می‌دهد [21].

بر مبنای چارچوب لمبرت، لئوز و ورچیا [27]، افزایش کیفیت افشای اجباری باید در کل موجب حرکت هزینۀ سرمایۀ شرکت به نرخ بدون ریسک، برای همۀ شرکت‌ها در اقتصاد شود. علاوه بر اثر افشای منحصر شرکت، یک پیامد خارجی از افشای سایر شرکت‌ها وجود دارد که ممکن است منطقی برای مقررات افشا باشد؛ با این حال، مقدار اثر افشای اجباری بر هزینۀ سرمایه، در میان شرکت‌ها برابر نیست؛ به‌ویژه کاهش در کوواریانس ارزیابی‌شده‌ بین شرکت‌ها و بازار، به کاهش در ضریب بتای هر شرکت منجر نمی‌شود؛ از این رو صرف‌نظر از کیفیت اطلاعات در اقتصاد، متوسط بتای شرکت‌ها متعادل خواهد بود؛ بنابراین حتی اگر هزینۀ سرمایه شرکت‌ها (و صرف ریسک مجموع) با بهبود افشای اجباری بهبود یابد، به ضرایب بتای آنها نیازی نیست.

محیط اطلاعاتی علاوه بر ریسک توزیع اطلاعات، با ریسک دقت اطلاعات توزیع‌شده نیز روبه‌رو است. ملاحظۀ بااهمیت دیگر این است که چگونه افشا بر هزینۀ سرمایه، وقتی کیفیت افشای بازار بالاست، تأثیر می‌گذارد. اگر افشای شرکت، ابهام کلی اطلاعات را کاهش دهد و نفعی که سرمایه‌گذاران مشخصی از کسب اطلاعات خصوصی دربارۀ شرکت به دست می‌آورند، کاهش یابد، این سرمایه‌گذاران ممکن است تمایل کمتری به استفاده از این اطلاعات خصوصی (و دادوستد بر مبنای آنها) داشته باشند [37]. این به‌نوبۀخود بر تمایلات این سرمایه‌گذاران به مشارکت در بازار برای سهام شرکت به‌طور منفی تأثیر می‌گذارد و درنتیجه، ریسک به همراه دارد و نقدشوندگی ایجاد می‌کند. درجۀ نقدشوندگی بازار بر رقابت اطلاعاتی (که سرمایه‌گذاران براساس آن، مبنای قیمت خود را تعیین می‌کنند)، اثر دارد و این به‌نوبۀخود اطلاع‌دهندگی قیمت را نشان می‌دهد؛ بنابراین بر دقت اطلاعاتی که سرمایه‌گذاران کمتر مطلع از قیمت به دست می‌آورند، تأثیر می‌گذارد [27]. ادعا می‌شود با افزایش کیفیت افشا میان سرمایه‌گذاران، کیفیت اطلاعات نیز افزایش می‌یابد [8] و این موجب می‌شود در بازار با کیفیت افشای بالا، کیفیت اطلاعات، مسئلۀ چندان مهمی برای سرمایه‌گذاران نباشد؛ زیرا در این وضعیت‌ها، اثر کاهش نقدشوندگی ناشی از بی‌تمایلی برخی سرمایه‌گذاران مشخص به جمع‌آوری اطلاعات خصوصی و مشارکت در دادوستد سهام یک شرکت، احتمالاً ناچیز و قابل چشم‌پوشی است؛ زیرا بازار فرض شده بود که عمیق است. در وضعیت با کیفیت افشا پایین‌تر، بحث بیشتر است. این اثر برای افشای ریسک در سطح شرکت نسبت به افشای ریسک در سطح بازار معنادارتر است [24، 26].

پیش‌بینی کلی ادبیات حسابداری این است که هزینۀ سرمایه موقع ضعیف‌شدن کیفیت اطلاعات، بالاتر است [23]. پرادو، سافی و استورگس [33] نسبت به سایر پژوهشگران روابط منفی قوی بین شاخص‌های کیفیت اطلاعات و شاخص‌های هزینۀ سرمایه نشان دادند؛ با این حال این رابطه‌ به‌صورت غیرمستقیم با دخالت‌دادن شاخص کیفیت افشا کمتر آزموده شده است. این بحث مبتنی بر این تصور است که کیفیت بالاتر اطلاعات، اطلاعات نامتقارن را کاهش می‌دهد [8]. لمبرت و همکاران [27] نشان دادند وقتی بازار سرمایه، از نوع رقابت کامل باشد و سرمایه‌گذاران بر مبنای تغییر قیمت، به سرمایه‌گذاری اقدام کنند (همانند آنچه در مدل CAPM و بیشتر مدل‌های انتظارات عقلایی نویزی هست)، اطلاعات نامتقارن بر هزینۀ سرمایه تأثیر قرار می‌گذارد؛ البته تا میزان اثر آن بر میانگین دقت اطلاعات سرمایه‌گذاران. در این وضعیت افزایش کیفیت اطلاعات دردسترس عموم اطلاعات نامتقارن بین سرمایه‌گذاران را کاهش و درنتیجه هزینۀ سرمایه را کاهش می‌دهد؛ اما این اثر بر هزینۀ سرمایه صرفاً به این دلیل رخ می‌دهد که افزایش کیفیت اطلاعات عمومی، میانگین دقت اطلاعات سرمایه‌گذاران را افزایش می‌دهد، نه به این دلیل که به‌خودی‌خود اطلاعات نامتقارن را کاهش می‌دهد [35]؛ بنابراین تا اندازه‌ای که کیفیت اطلاعات ضعیف‌تر، اطلاعات نامتقارن بالاتر را در خود جای دهد، قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات باید با کیفیت افشا بالاتر نیز کاهش یابد.

 

پیشینۀ تجربی

پورحیدری، یوسف‌زاده، اعظمی و معصومی بیلندی [3] با بررسی کیفیت سود و هزینۀ سرمایه به این نتیجه رسیدند که کیفیت سود بالاتر به افزایش کیفیت افشا منجر می‌شود به عبارتی، شرکت‌ها به‌منظور جذب سرمایه‌گذاران و حذف محدودیت‌های تأمین مالی، به افزایش افشا اقدام کرده‌اند که درنتیجۀ آن و به دلیل کاهش هزینه‌های تأمین مالی، هزینۀ سرمایه نیز کاهش می‌یابد.

فخاری و رضایی پیته نوئی [5] با بررسی و سنجش محیط اطلاعاتی شرکت، امتیاز آن را براساس نظرخواهی از خبرگان و به روش آنتروپی شانون مدل‌سازی کردند و دریافتند ارائۀ شاخصی جامع برای سنجش محیط اطلاعاتی علاوه بر معرفی ابزار جدید برای رتبه‌بندی محیط اطلاعاتی شرکت‌ها به سرمایه‌گذاران کمک می‌‌کند در انتخاب پورتفوی مناسب اقدام کنند که درنهایت باعث کاهش هزینۀ نمایندگی و پویایی بازار سرمایه و افزایش تقارن اطلاعاتی می‌شود.

بادآور نهندی و تقی‌زاده [1] با بررسی تأثیر پرداخت سود سهام و انتشارندادن اخبار بد بر خطر سقوط قیمت سهام با تأکید بر اطلاعات نامتقارن نشان دادند زمانی که اطلاعات نامتقارن بین مدیران و سهامداران زیاد است، تأثیر منفی پرداخت سود سهام بر خطر سقوط قیمت سهام تشدید می‌شود؛ به نحوی که انتشارندادن اخبار بد، تأثیر مثبت و معناداری بر خطر سقوط قیمت سهام دارد و این تأثیر در شرکت‌های دارای اطلاعات نامتقارن زیاد، شدیدتر است. بنابراین انباشت اخبار بد، بازده منفی و شدیدتر سهام را به شکل سقوط قیمت سهام در پی دارد.

پورزمانی و ناصری [2] در پژوهش خود به بررسی اثرات متقابل افشا و محافظه کاری بر هزینۀ سرمایه پرداخته و به این نتیجه رسیدند که تعامل منفی و بااهمیتی بین افشا و هزینۀ سرمایه وجود دارد و با افزایش محافظه کاری نیز هزینۀ سرمایه کاهش می‌یابد. آنها نشان دادند که مطابق با تئوری اطلاعات نامتقارن، کیفیت افشا منجر به معناداری ارتباط متقابل بین محافظه کاری و هزینۀ سرمایه می‌شود.

خانی و میرباقری [4] انگیزه‌های اجباری و اختیاری افشاء را در سطح صورت‌های مالی، آزمون نمودند. نتایج پژوهش، نشان دهندۀ تأثیر متغیرهای افشاء شامل آستانه اهمیت، ضریب حساسیت سود و هزینه مالکانه، بر روی افشاء در سطح صورت‌های مالی است. شردر [34] نقش اطلاعات نامتقارن در تغییر هزینۀ سرمایه را مورد مطالعه قرار داده و به این نتیجه رسید که عوامل مختلفی از جمله کیفیت افشا، راهبری شرکتی و دقت اطلاعات منجر به تغییر ارتباط بین کیفیت اطلاعات حسابداری و هزینۀ سرمایه می‌شود.

چانگ و همکاران [17] با بررسی نقش کیفیت افشا از دو بعد کمی و کیفی بر کارایی قیمت‌گذاری سهام به این نتیجه رسیدند که با بهبود کیفی و کمی افشا، فرآیند کشف قیمت بهبود می‌یابد و قیمت‌گذاری سهام به واقعیت نزدیک‌تر می‌شود. ناگار، اسچونفلد و ولمن [32] با بررسی اثرات تعاملی نااطمینان محیطی، اطلاعات نامتقارن و افشا به این نتیجه رسیدند که بی‌اطمینانی نسبت به ارزش شرکت به ایجاد تمایل برای جمع‌آوری اطلاعات خصوصی منجر می‌شود. در همین راستا، بی‌اطمینانی محیطی به تغییر قیمت خرید و فروش سهام منجر می‌شود که درنتیجۀ آن ارزش سهام کاهش می‌یابد. مدیران به‌منظور واکنش به نوسان قیمت‌ها اقدام به بهبود افشای داوطلبانه می‌کنند.

لین، چن و تسای [29] با بررسی نقش ساختار مالکیتی و روابط درون سازمانی بر اطلاعات نامتقارن به این نتیجه رسیدند که سهامداران کنترلی به‌راحتی توان دستیابی به اطلاعات و تأثیرگذاری بر نحوه و زمان ارائۀ اطلاعات به بازار سرمایه را دارند؛ به نحوی که با افزایش این اطلاعات نامتقارن روند تقسیم سود شرکت نیز تغییر و نسبت به سال‌های قبل کاهش می‌یابد که بخش عمده‌ای از این تغییرات ناشی از ساختار کنترلی شرکت است.

چن، رویچادهاری و متیو [16] در پژوهشی با محتوای اطلاعات نامتقارن درون سازمانی و محیط اطلاعاتی به این نتیجه دست یافتند که شرکت‌های با اطلاعات نامتقارن بالاتر، پیش‌بینی‌های مدیریتی ضعیف‌تر و محدودتری ارائه می‌دهند که انحراف به‌نسبت‌ زیادی از واقعیت دارند؛ به همین علت احتمال تجدید ارزیابی اطلاعات در دوره‌های آتی افزایش می‌یابد.

براون و هیلیگیست [12] به این نتیجه رسیدند که کیفیت افشا رابطۀ مثبتی با مقدار دادوستد سرمایه‌گذاران مطلع (دارای اطلاعات خصوصی) و نامطلع دارد؛ با این حال، این افزایش‌ها به نظر می‌رسد دیگری را تهاتر کند، همچنان که آنها به هیچ شواهدی دربارۀ رابطۀ بین کیفیت افشا و مقدار نسبی دادوستد مطلع دست نیافتند.

گومز، گورتون و مادوریرا [25] با بررسی اثر مقررات افشای منصفانه و ارائۀ اطلاعات بر بارهای عاملی اندازۀ فاما و فرنچ به این نتیجه رسیدند که بعد از مقررات، بارهای عاملی اندازه برای شرکت‌های کوچک، افزایش، اما برای شرکت‌های بزرگ کاهش یافته است. وردی [36] با بررسی اثرات محیط اطلاعاتی و کیفیت افشا بر هزینۀ سرمایه دریافتند تغییرات در کیفیت اطلاعات ارائه‌شده و نیز محیط فعالیت شرکت، به تغییر و یا تعدیل هزینۀ سرمایه منجر می‌شوند.

لاندهلم و مایرز [31] دریافتند وقتی کیفیت افشا بالاست، بازده سهام جاری بیان‌کنندۀ اطلاعاتی دربارۀ سودهای آتی است. این نتایج اشاره بر آن دارد که با آوردن آینده به حال، افشای اطلاع‌دهنده‌تر کل مجموعه اطلاعات دربارۀ سودهای آتی را کاهش می‌دهد که می‌تواند به‌طور خصوصی دربارۀ شرکت کشف شود.

لیوز و ورچیا [28] نشان می‌دهند اگر کیفیت افشای اختیاری بهتر به اطلاعات نامتقارن کمتر منجر شود، شرکت‌های با عدم‌تقارن بالا انگیزه‌های قوی‌تری دارند تا کیفیت افشای بالاتر را برای کاهش عدم‌تقارن انتخاب کنند.

با توجه به مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش‌های انجام‌شده و با توجه به هدف این پژوهش مبنی بر بررسی اطلاعات نامتقارن با توجه به کیفیت افشا و کیفیت محیطی اطلاعات، فرضیه‌های پژوهش به شرح زیرند:

فرضیه اول: کیفیت افشا بر قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات تأثیر می‌گذارد.

فرضیه دوم: کیفیت افشا به تفاوت در هزینۀ سرمایه بین شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی بالا با شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی پایین منجر می‌شود.

 

مدل و متغیرهای پژوهش

مدل‌های پژوهش

این پژوهش به دنبال بررسی اثر تعاملی کیفیت افشا و کیفیت اطلاعاتی است؛ بدین منظور از مدل لمبرت، لئوز و ورچیا [27] برای بررسی فرضیه اول استفاده شده است. استفاده از این مدل امکان بررسی دقیق فرضیه را فراهم می‌کند. سپس، تفاسیر به‌دست‌آمده مبنای تدوین و بررسی فرضیه دوم شده‌اند.

مدل 1) قیمت‌گذاری کیفیت محیط اطلاعاتی:

 

 

که در آن:

Rt+1:

بازده مورد انتظار سهم i طی دوره 12 ماهه براساس مدل 3 عاملی فاما و فرنچ است.

RHt = aH + β1(RM -RF) + β2 SMB + β3 HML + εt

برای محاسبۀ عوامل مدل، به شرح ذیل عمل می‌شود:

الف) کل شرکت‌های جامعۀ مفروض براساس ارزش بازار رتبه‌بندی می‌شوند و با توجه به نقطۀ میانی ارزش بازار، به دو گروه دسته‌بندی می‌شوند: شرکت‌های بزرگ (B)، و شرکت‌های کوچک (S).

ب) هم‌زمان و به‌صورت مستقل از گام قبلی، شرکت‌ها برحسب نسبت ارزش دفتری به بازار (B/M) رتبه بندی و به سه دسته تقسیم‌ می‌شوند: 30% شرکت‌های با نسبت بالا (H)، 40% میانی شرکت‌ها (M) و 30% شرکت‌های با نسبت پایین (L).

ج) با توجه به دو دسته‌بندی صورت‌گرفتۀ مستقل، درمجموع شش پرتفوی به شرح جدول ذیل ساخته می‌شوند:

شرح

بر حسب اندازه

کوچک (S)

بزرگ (B)

نسبت ارزش دفتری به بازار(B/M)

بالا (H)

S/H

B/H

میانی (M)

S/M

B/M

پایین (L)

S/L

B/L

شش پرتفوی ساخته می‌شود؛ برای نمونه در پرتفوی S/L، سهامی قرار دارند که اندازه کوچک و در گروه نسبت به ارزش دفتری به بازار پایین نیز قرار دارند.

د) عامل SMB (اندازه): تفاوت میانگین سادۀ بازده ماهانه سه پرتفوی کوچک (S/H، S/M، و S/L) با میانگین ساده بازده ماهانه سه پرتفوی بزرگ (B/H، B/M و S/L) است؛ بنابراین این عامل به‌نوعی تفاوت بین بازده پرتفوی‌های کوچک و بزرگ است که نسبت ارزش دفتری به بازار تقریباً مشابهی دارند.

ه) عامل HML (نسبت ارزش دفتری به بازار): تفاوت میانگین بازده ماهانه دو پرتفوی با نسبت ارزش دفتری به بازار بالا (B/H و S/H) و میانگین بازده ماهانه دو پرتفوی با نسبت ارزش دفتری به بازار پایین (B/L و  S/L) است؛ بنابراین در اینجا اندازه کنترل شده است.

و) عامل (RM -RF) برابر با تفاوت بین نرخ بازده بازار با نرخ بازده بدون ریسک است.

Tang:

دارایی‌های ثابت مشهود: عبارتست از نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به مجموع دارایی‌های شرکت.

PR:

سودآوری: در این پژوهش، از نسبت سود قبل از بهره و مالیات به مجموع دارایی‌ها، به‌منزلۀ معیار سودآوری استفاده شده است.

CO_OWN:

مالکیت متمرکز: به‌صورت مجموع سهام اشخاص حقیقی یا حقوقی تعریف می‌شود که بیش از ده درصد سهام شرکت را در اختیار دارند.

INST:

میزان مالکیت نهادی: از مجموع سهام در اختیار بانک‌ها و بیمه‌ها، هلدینگ‌ها، شرکت‌های سرمایه‌گذاری، صندوق‌های بازنشستگی، نهادهای دولتی و شرکت‌های دولتی بر کل سهام منتشره شرکت به دست می‌آیند.

Sizei,t:

یکی از عوامل کنترلی است و برابر با لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌ها در پایان سال t است.

LEVi,t:

یکی از عوامل کنترلی است و برابر با نسبت بدهی‌های شرکت در سال t به مجموع دارایی‌ها در پایان سال مالیt  است

GRW:

شاخص رشد است که به‌صورت زیر محاسبه می‌شود:

 

AQuality:

 

متغیر کیفیت اطلاعاتی سهم i برای سال t است. این متغیر کیفیت اقلام تعهدی است که با استفاده از مدل جونز تعدیل‌شده محاسبه می‌شود. این متغیر برابر با مجموع قدرمطلق اقلام تعهدی اختیاری سه سال گذشتۀ شرکت است و به شرح زیر محاسبه می‌شود. ابتدا مدل زیر تخمین می‌شود.

 

در مدل بالا، اقلام تعهدی برابر تفاوت میان سود خالص و جریان وجه نقد عملیاتی‌اند.

DisQuality

شاخص کیفیت افشا i است که با اطلاعات محاسبه‌شده بر مبنای قابلیت اتکا، به‌موقع بودن و رتبۀ افشا از سازمان بورس اوراق بهادار تهران ارائه می‌شود.

 

در رگرسیون بالا، ضریب مدنظر برای آزمون نقش کیفیت افشا در قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعاتی، ضریب ارتباط متقابل بین کیفیت افشا (DisQuality) و کیفیت اطلاعاتی (InfoAQuality) یعنی φ2 است. ضرایب خودمتغیرهای کیفیت اطلاعات (φ1) و کیفیت افشا (λ1 و φ2) درواقع اثرات مجزای این دو متغیر را نشان می‌دهند و ضرایب ارتباط متقابل، جزو قیمت‌گذاری اضافی مازاد را بر عوامل مجزا نشان می‌دهند. بر مبنای فرضیات و طرح نظری مسئلۀ پژوهش، قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعاتی، با افزایش کیفیت افشا کاهش می‌یابد؛ بنابراین انتظار می‌رود ضریب φ2 منفی باشد. درحقیقت ضریب منفی در این ارتباط متقابل نشان‌دهندۀ آن است که کیفیت افشا با سطح قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات مرتبط است. معناداری ضرایب این متغیرها در سطح معنی‌داری 95% آزمون می‌شود.

آزمون فرضیه دوم، آزمون هزینۀ سرمایه و ویژگی‌های محیط اطلاعات است. برای آزمون این فرضیه و الگوسازی روابط مربوطه، مراحل زیر طی می‌شوند:

(1)  شرکت‌ها به پنج کوانتیل براساس شاخص سطح کیفیت افشا بازار دسته‌بندی می‌شوند. انتظار می‌رود کوانتیل دارای کمترین (بیشترین) ارزش شاخص، دارای کیفیت افشای ناقص (نسبتاً کامل) باشد.

(2)  سپس شرکت‌ها براساس شاخص درجۀ کیفیت اطلاعاتی (برای فرضیه دوم) به پنج کوانتیل دسته‌بندی می‌شوند. هرچند به‌سختی سطح کیفیت اطلاعاتی، مستقیماً مشاهده می‌شود، انتظار می‌رود کوانتیل دارای کمترین (بیشترین) ارزش شاخص، کمترین (بیشترین) کیفیت اطلاعاتی را داشته باشد. پیش‌بینی می‌شود در کوانتیل نزدیک‌تر به کیفیت افشای ناقص، شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی نسبتاً بالا، هزینۀ سرمایۀ کمتری نسبت به شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی پایین داشته باشند. در کوانتیل نزدیک به کیفیت افشای کامل، پیش‌بینی می‌شود شرکت‌های دارای درجۀ نسبتاً بالای کیفیت اطلاعاتی، هزینۀ سرمایه تقریباً برابری با شرکت‌های دارای درجۀ پایین کیفیت اطلاعاتی داشته باشند. نگاره زیر کوانتیل‌بندی را نشان می‌دهد.

 

 

 

بر حسب کیفیت افشا

 

 

کامل

(Q10)

Q20

Q30

Q40

ناقص(Q50)

بر حسب شاخص کیفیت اطلاعات

کیفیت بالا
(Q01)

Q11

Q21

Q31

Q41

Q51

Q02

Q12

Q22

Q32

Q42

Q52

Q03

Q13

Q23

Q33

Q43

Q53

Q04

Q14

Q24

Q34

Q44

Q54

کیفیت پایین
(Q05)

Q15

Q25

Q35

Q45

Q55

 

 

(3)  بعد از آنکه شرکت‌ها به 25 پرتفوی (5× 5) در هر سال مرتب شدند، برای هر کوانتیل کیفیت افشا، بازده ماهانۀ آتی برای پرتفوی پوششی محاسبه می‌شود که موقعیت خرید را در شرکت‌های با بالاترین سطح کیفیت اطلاعات و موقعیت فروش را در شرکت‌های با کمترین سطح کیفیت اطلاعاتی اتخاذ می‌کند. برای محاسبه هزینۀ سرمایه از مدل سه عاملی فاما و فرنچ [22] استفاده می‌شود. به عبارت دیگر، برای هر کوانتیل کیفیت افشا رگرسیون سری‌های زمانی بازده پرتفوی پوششی، کیفیت اطلاعاتی نسبت به سه عامل بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به بازار برآورد می‌شود:

RHt= aH+ bHMKTt + sHSMBt+ hHHMLt + εt

RH، بازده مربوط به پرتفوی پوششی کیفیت اطلاعاتی برای کوانتیل کیفیت افشا است.

(4)  متغیر مدنظر در اینجا، جزو ثابت aH است. اگرaH به‌طور معناداری بیشتر از صفر باشد، شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی بالا، هزینۀ سرمایه تعدیل‌شده با ریسک کمتری را نسبت به شرکت‌های با کیفیت اطلاعاتی پایین کسب خواهند کرد.

(5)    در این مرحله، معناداری بارهای عاملی متغیر مدنظر (یعنی aH) در سطح 5% با استفاده از آمارۀ t آزموده می‌شود.

 

جامعۀ آماری و نحوۀ انتخاب شرکت‌ها

جامعۀ آماری مطالعه‌شدۀ این پژوهش، کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1384 تا 1396 است. برای انتخاب نمونه، از بین کلیۀ شرکت‌های موجود، شرکت‌هایی که واجد هریک از شرایط زیر نبوده‌اند، حذف و درنهایت شرکت‌های باقی‌مانده برای انجام آزمون انتخاب شده‌اند:

1- به‌منظور همگن‌شدن نمونۀ آماری در سال‌های بررسی‌شده، شرکت‌ها پیش از سال 1384 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند.

2- به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، دورۀ مالی شرکت‌ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.

3- نمونۀ آماری شامل شرکت‌های واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری، لیزینگ، بانک‌ها و شرکت‌های بیمه نمی‌شود؛ زیرا شرکت‌های مذکور ماهیت دارایی‌هایشان متفاوت است.

4- شرکت‌ها طی دوره زمانی این پژوهش تغییر فعالیت یا تغییر دورۀ مالی نداده باشند.

5- داده‌های مدنظر شرکت‌ها در دسترس باشد.

درنهایت شرکت‌های بررسی‌شده در این پژوهش، شامل 120 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده است.

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی


برای ارائۀ نمای کلی از خصوصیات مهم متغیرهای
محاسبه‌شده، در نگارۀ زیر برخی از آمارهای توصیفی این متغیرها شامل میانگین، میانه، انحراف معیار، حداقل و بیشتر مشاهدات ارائه شده‌اند.

 

 

نگاره 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیرها

میانگین

میانه

انحراف معیار

حداکثر

حداقل

شاخص‌های کیفیت اطلاعات

مجموع اقلام تعهدی

۴۷۰۰/1

۷۷۵۳/۰

۷۳۲۸/۰

۲۰۷۱/2

۰۱۵۸/۰

تغییرات درآمد و دریافتنی‌ها

۴۹۶۳/۰

۱۷۸۱/۰

۰۲۸۰/۰

۵۹۴۹/۲

۷۸۴۶/۰-

دارایی‌های ثابت

۲۸۸۵/۰

۰۳۸۶/۰

۲۶۶۳/۰

8۳۹۲/0

۰1۰۲/۰

متغیرهای موثر بر محیط اطلاعاتی حسابداری

اهرم مالی

6534/0

6600/0

1673/0

0800/1

1000/0

مالکیت نهادی

7223/0

8165/0

2660/0

9900/0

0100/0

مالکیت متمرکز

7607/0

8087/0

1793/0

9998/0

0395/0

سودآوری

1493/0

1400/0

1098/0

6600/0

1500/0-

اندازۀ شرکت

7220/5

6781/5

6119/0

5200/8

2464/4

دارایی‌های ثابت مشهود

5512/0

5225/0

1959/0

9852/0

0055/0

رشد شرکت

1251/0

1100/0

5307/0

9900/3

9900/0-

شاخص کیفیت افشا

رتبۀ افشا

302/146

۰۰/135

3251/0

۰۰/288

۰۰۰/۱

امتیاز قابلیت اتکا

821/47

12/44

3356/4

000/99

0159/8-

امتیاز به‌موقع بودن

1520/52

201/51

1524/7

00/100

000/19-

شاخص بازده مورد انتظار (هزینۀ سرمایه)

بازده ماهانه

1501/۰

1276/۰

3964/۰

4275/۰

1098/۰-

      منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

با بررسی نتایج کمی آمار توصیفی متغیرهای پژوهش و با توجه به نگاره (1)، میانگین متغیرهای کیفیت اطلاعات و اندازۀ شرکت به‌ترتیب برابر با 4700/1 و 7220/5 است. به عبارتی، چون متغیر محاسبه‌شده، خطای برآورد در نگاشت اقلام تعهدی به جریان‌های تعهدی را ثبت می‌کند، ارزش کوچک‌تر نشان‌دهندۀ کیفیت بهتر اقلام تعهدی است. میانگین متغیرهای درصد مالکیت نهادی برابر با 7223/۰ است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده، درصد سرمایه‌گذاران مطلع یعنی سرمایه‌گذاران دارای اطلاعات خصوصی در شرکت‌های مطالعه‌شدۀ بالاست؛ به نحوی که با توجه به درصد مالکیت آنها، امکان راهبری فعالیت‌های اصلی شرکت میسر می‌شود که ممکن است با توجه به اطلاعات آنها کارایی بازار، افزایش و نیز اطلاعات نامتقارن کاهش یابد یا می‌تواند با توجه به دسترسی این افراد به اطلاعات خصوصی به افزایش رانت اطلاعاتی منجر شود که یکی از مصادیق اطلاعات نامتقارن به شمار می‌آید. ارزش میانگین برای تمرکز مالکیت برابر با 76/0 است و نشان‌دهندۀ می‌دهد بیشتر تمرکز مالکیت شرکت مربوط به اشخاص حقوقی (مالکان نهادی) است. میانگین اهرم مالی 653/0 است. به عبارتی، شرکت‌ها بیشتر از محل بدهی‌ها به تأمین مالی اقدام کرده‌اند. همچنین، ارزش‌های 14/0 و 12/0 برای سودآوری و رشد، نشان‌دهندۀ پایین‌بودن سودآوری بوده و بیان‌کنندۀ نامربوط‌بودن اطلاعات ترازنامه و نیز رویکرد محافظه‌کارانه شرکت‌ها است. بخش عمده‌ای از این تغییرات ناشی از وجود تورم‌اند. ارزش میانگین برای دارایی‌های ثابت مشهود 5512/0 است که بیان‌کنندۀ سرمایه‌گذاری بالای شرکت‌ها در دارایی‌های سرمایه‌ای (سرمایه‌گذاری بلند مدت) است. با توجه به درصد دارایی‌های ثابت به مجموع دارایی‌ها، جریانات نقدی صرف سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت شده‌اند. در توجیه این نتیجه بیان می‌شود که در مرحلۀ رشدبودن شرکت‌ها و گسترده‌نبودن آنها [7] دلیل سرمایه‌گذاری بالا در بخش دارایی‌های ثابت است. از طرفی با توجه به محدودیت‌های کلان اقتصادی و نیز در مرحلۀ رشدبودن شرکت‌ها، تغییرات در میزان درآمدها محدودند.

 

آزمون فرضیه‌ها

قبل از برازش مدل‌ها لازم است آزمون F لیمر به‌منظور بررسی استفاده از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت در مقابل روش داده‌های ترکیبی برای مدل بالا انجام شود.نتایج حاصل از آزمون F لیمر برای مدل پژوهش در نگاره (2) نشان داده شده‌‌اند.

 

 

نگاره 2- نتایج آزمون F لیمر برای مدل‌های پژوهش

معیار نامتقارن

معیار کیفیت افشا

آماره

سطح خطا

روش پذیرفته شده

کیفیت اطلاعات

قابلیت اتکا

3316/2

000/0

الگوی داده‌های تابلویی

کیفیت اطلاعات

به‌موقع بودن

2517/2

001/0

الگوی داده‌های تابلویی

کیفیت اطلاعات

رتبۀ افشا

9025/2

000/0

الگوی داده‌های تابلویی

              منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

با توجه به آماره و سطح خطای آزمون F لیمر و رد فرضیۀ H0برای مدل‌های پژوهش، لازم است برای انتخاب از بین مدل داده‌های تابلویی با اثرات ثابت یا داده‌های تابلویی با اثرات تصادفی، آزمون هاسمن نیز انجام شود. نتایج مربوط به آزمون هاسمن نیز در نگاره (3) نشان داده شده‌‌اند.

 

 

نگاره 3- نتایج آزمون هاسمن برای مدل‌های پژوهش

معیار نامتقارن

معیار کیفیت افشا

آماره

سطح خطا

روش پذیرفته‌شده

کیفیت اطلاعات

قابلیت اتکا

2512/3

006/0

الگوی اثرات ثابت

کیفیت اطلاعات

به‌موقع بودن

3954/3

004/0

الگوی اثرات ثابت

کیفیت اطلاعات

رتبه افشا

9185/3

000/0

الگوی اثرات ثابت

              منبع: یافته‌های پژوهش

 

با توجه به نگاره (3)، نتایج حاکی از ردشدن فرضیۀ H0 برای مدل‌های پژوهش بوده است؛ درنتیجه مدل داده‌های تابلویی با اثرات ثابت ارجح است. بنابراین، برای تخمین مدل‌های پژوهش از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت استفاده شده است.

فرضیه اول: قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات

در پژوهش حاضر، از آزمون دوربین - واتسون
برای تشخیص خودهمبستگی مدل استفاده شده است. اگر مقدار آمارۀ دوربین - واتسون نزدیک به عدد 2 باشد، استقلال جملۀ خطای مدل پذیرفته می‌شود. علاوه بر این، از آزمون فیشر برای بررسی معناداری کل مدل استفاده شده است. نگاره (4) نتایج حاصل از برآورد مدل‌های پژوهش را نشان می‌دهد.

 

 

نگاره 4- نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات

VIF

معیار کیفیت افشا

متغیر

رتبه افشا

به‌موقع بودن

قابلیت اتکا

آماره t

ضریب

آماره t

ضریب

آماره t

ضریب

29/1

6849/0-

5452/0-

9849/0

3512/0

3512/0

2323/0

سودآوری

17/1

5516/2**

7841/0

6315/2**

5864/0

4195/2**

3315/0

اهرم مالی

36/1

6845/0-

3949/0-

3740/2**

6512/0

3620/2**

1254/0

دارایی ثابت

25/1

7408/1-***

3184/0-

1651/0-

2231/0-

2069/2-**

3314/0-

اندازۀ شرکت

46/1

3157/1

8465/0

6458/1

3541/0

5155/1-

9210/0-

مالکیت نهادی

35/1

9844/0

6901/0

5917/1***

0513/0

6879/1

3522/0

رشد شرکت

71/1

0950/3-*

8488/0-

5551/0

3512/0

3122/0

0646/0

تمرکز مالکیت

66/1

4980/2-**

9590/0-

9001/1***

6845/0

1006/5-*

3512/0-

کیفیت افشا(DisQuality)

23/1

9785/1

1711/0

7815/2*

5651/0

4059/4*

3512/0

کیفیت اطلاعات(A_Quality)

19/1

4830/2-**

2184/0-

2591/3-*

0641/0-

2516/3-*

3212/0-

A_Quality × DisQuality

-

8540/0

0526/0

2855/1

2622/0

5621/1

0200/0

جزو ثابت

 

3560/0

3921/0

4517/0

ضریب تعیین

 

2815/0

3017/0

3850/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

 

0258/2

6985/1

3219/2

آماره دوربین _ واتسون

 

5261/2

1526/5

9089/1

آماره F

 

0000/0

0000/0

0000/0

احتمال آماره F

 

*،**،*** به‌ترتیب بیان‌کنندۀ معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصدند.

منبع: یافته‌های پژوهش

 

فرضیه اول پژوهش آزمون نقش کیفیت افشا بر قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات است. ضریب مدنظر، برای آزمون نقش کیفیت افشا در قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات، ضریب متقابل کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی یعنی φ2است. ضرایب خودمتغیرهای کیفیت اقلام تعهدی (ƛ1) و کیفیت افشا (φ1)، اثرات مجزای این دو متغیر را نشان می‌دهند و ضرایب ارتباط متقابل، جزو قیمت‌گذاری اضافی مازاد را بر عوامل مجزا نشان می‌دهد. بر مبنای فرضیات پژوهش، قیمت گذاری کیفیت اطلاعات، در صورت افزایش کیفیت افشا کاهش می‌یابد؛ بنابراین انتظار می‌رود ضریب φ2 منفی باشد. درحقیقت ضریب منفی در این ارتباط متقابل نشان می‌دهد کیفیت افشا با سطح قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات مرتبط است. با توجه به نتایج ارائه‌شده در نگاره (4)، سطح خطای احتمال مربوط به فرضیه اول پژوهش با توجه به معیار مدل کیفیت اقلام تعهدی کمتر از 5 درصد بوده است؛ بنابراین در سطح خطای 95 درصد، معیارهای مربوط به الگوی کیفیت اقلام تعهدی تأیید شده‌اند.

این نتیجه مطابق با پیش‌بینی پژوهش (یعنی قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات با کیفیت افشا بیشتر کاهش می‌یابد) و مطالعات سایر پژوهشگران همچون بوتاسان و پالملی [11] و آرمسترانگ و همکاران [9] است.

 

فرضیه دوم: آزمون مقایسۀ کیفیت افشا و کیفیت اطلاعات با بازده مورد انتظار

آزمون فرضیه دوم، آزمون هزینۀ سرمایه و ویژگی‌های محیط اطلاعات است. برای آزمون این فرضیه شرکت‌ها به پنج کوانتیل براساس شاخص کیفیت افشا دسته‌بندی می‌شوند. سپس شرکت‌ها براساس شاخص کیفیت اطلاعاتی به پنج کوانتیل دسته‌بندی شده‌اند. نتایج حاصل از هر یک از این کوانتیل‌ها به شرح زیرند:


 

نگاره 5- پرتفوی پوششی کیفیت اطلاعات

پرتفوی مصون‌سازی‌شده کیفیت اطلاعات با استفاده از کیفیت افشا

 

 

کیفیت اطلاعات (Q1-Q5)

پنجک‌های کیفیت افشا

پنجک اول

0010/0-

4642/3-*

پنجک دوم

0203/0

3215/2**

پنجک سوم

0199/0

9084/2**

پنجک چهارم

0745/0

2037/3*

پنجک پنجم

2015/0

7008/3*

*،**،*** به‌ترتیب بیان‌کنندۀ معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصدند.

                    منبع: یافته‌های پژوهش

 

این با توجه به نگاره (5)، با کاهش کیفیت افشا، ضریب کیفیت اطلاعاتی نیز افزایش یافته است؛ به نحوی که در پنجک اول (کیفیت افشای بالاتر) ضریب مربوطه حداقل است. به عبارتی، افزایش کیفیت افشا ضعف ناشی از کیفیت اطلاعاتی را پوشش می‌دهد. نتایج حاصل از الگوی بازده مازادِ مربوط به این فرضیه نیز به شرح زیرند:


نگاره 6- پرتفوی بازده مازاد

کیفیت اطلاعات

 

 

پوششی

Q5

Q1

متغیر

پنجک

 

آماره t

ضریب

آماره t

ضریب

آماره t

ضریب

 

**2036/2

3329/0

***7824/1

3205/0

3212/1

2152/0

جزو ثابت

Q1

کیفیت افشا

 

 

**6115/2-

4971/0-

**1967/2

7015/0

*3419/3

5101/0

mkt

6354/1-

2002/0-

*0016/3-

8410/0-

**1440/2-

0611/0-

hml

**2336/2

3765/0

*8006/2-

1726/0-

*6453/3

0990/0

smb

4812/0

3520/0

4917/0

ضریب تعیین

 

0019/0

0047/0

0052/0

احتمال آمارهF

2513/1

0913/0

**4127/2

1154/0

**2213/2

2463/0

جزو ثابت

Q5

*4115/3-

5514/0-

**2235/2

4109/0

*8432/2-

3048/0-

mkt

1527/1

0942/0

0098/1

3410/0

**4872/2

2015/0

hml

**4215/2

1524/0

*2069/3-

6421/0-

1212/1

3512/0

smb

6477/0

5833/0

6940/0

ضریب تعیین

 

0254/0

0303/0

0228/0

احتمال آمارهF

*،**،*** به‌ترتیب بیان‌کنندۀ معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصدند.

منبع: یافته‌های پژوهش


 

متغیر مدنظر در فرضیه دوم، جزو ثابت aH است. اگرaH به‌طور معناداری بیشتر از صفر باشد، شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی بالا، هزینۀ سرمایۀ کمتری را نسبت به شرکت‌های با کیفیت اطلاعاتی پایین کسب خواهند کرد. با توجه به نگاره (6) و نیز براساس کوانتیل‌های اول و آخر و مقایسۀ آنها، فرضیه دوم پژوهش با استفاده از معیار کیفیت اطلاعات و معیار کیفیت افشا تأیید شده است.

 

نتیجه‌گیری

در این پژوهش، قیمت‌گذاری کیفیت محیط اطلاعاتی براساس کیفیت افشا بررسی شده است. در ارتباط با فرضیه اول پژوهش، مطابق با نتایج ارائه‌شده، کیفیت افشا بر قیمت‌گذاری کیفیت اطلاعات تأثیر می‌گذارد. کیفیت اطلاعات حسابداری بر بازدهی به‌صورت مستقیم و غیرمستقیم تأثیر می‌گذارد. اطلاعات حسابداری با کیفیت بالا بر تصمیمات واقعی شرکت اثر می‌گذارد و این به‌نوبۀخود بر ارزش مورد انتظار جریان‌های نقدی اثر می‌گذارد. اگر اطلاعات بهتر، مقدار جریان نقدی شرکت را که مدیران برای خودشان مناسب می‌دانند، کاهش می‌دهد، بهبود در افشا، نه‌تنها قیمت شرکت را بالا می‌برد، موجب کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت می‌شود. کیفیت افشا منجر می‌شود اطلاعات خصوصی در قیمت‌ها با سرعت بیشتری، انعکاس و ریسک اطلاعات نامتقارن برای سرمایه‌گذاران نامطلع کاهش یابند [14]؛ زیرا معاملات گروهی سرمایه‌گذاران مطلع منجر می‌شود اطلاعات باکیفیت‌تری در قیمت تعادلی انعکاس یابند. وقتی کیفیت افشا کامل باشد، هیچ تفاوتی نمی‌کند که آیا برخی سرمایه‌گذاران اطلاعات با کیفیت بالاتری نسبت به دیگری داشته باشند. نتایج حاصل از این فرضیه با پژوهش‌های بوتاسن و پالملی [11] مطابقت دارند.

در ارتباط با فرضیه دوم پژوهش، کیفیت افشا به تفاوت در هزینۀ سرمایه بین شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی بالا با شرکت‌های دارای کیفیت اطلاعاتی پایین منجر می‌شود. افشای اطلاعات باکیفیت، ابهام کلی را کاهش می‌دهد؛ بنابراین نفعی کاهش می‌یابد که سرمایه‌گذاران مشخص از کسب اطلاعات خصوصی دربارۀ شرکت به دست می‌آورند. در حالت کیفیت افشا کامل، اثر کاهش نقدشوندگی ناشی از بی‌تمایلی برخی سرمایه‌گذاران مشخص به جمع‌آوری اطلاعات خصوصی و مشارکت در دادوستد سهام شرکت، ناچیز و قابل چشم‌پوشی است؛ با این حال، در وضعیت کیفیت افشا ضعیف، این اثرْ معنادار و قابل اندازه‌گیری است؛ به‌ویژه برای افشائیاتی که مستلزم ریسک منحصربه‌فرد شرکت و نه عوامل در سطح بازار است. نتایج حاصل از این فرضیه با پژوهش‌های ورچیا [37] همخوانی دارند.

مراجع
  1. بادآور نهندی، یونس و وحید تقی‌زاده، خانقاه. (1396). تأثیر پرداخت سود سهام و عدم‌انتشار اخبار بد بر خطر سقوط قیمت سهام با تأکید بر عدم‌تقارن اطلاعاتی. فصلنامۀ بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 24، صص 19-40.
  2. پورزمانی، زهرا و فرناز منصوری. (1394). اثر تأثیر کیفیت افشاء، محافظه‌کاری و رابطۀ متقابل آنها بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی. پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 7(25)، صص 79-96.
  3. پورحیدری، امید، یوسف‌زاده، نسرین، زینب اعظمی و زهرا معصومی بیلندی. (1396). بررسی رابطه بین کیفیت سود و هزینۀ سرمایه با افشای اختیاری. دانش حسابداری مالی، شماره 4(3)، صص 1-20.
  4. خانی، عبدالله و آمنه میرباقری رودباری. (1392). تأثیر آستانه افشای اطلاعات در شرکت‌های سهامی تهران با توجه به اهمیت و فرصت‌های مدیران. مجلۀ بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 67، صص 55 تا 72.
  5. فخاری، حسین و یاسر رضایی پینه‌نوئی. (1396). تبیین مدلی برای سنجش محیط اطلاعاتی شرکت. فصلنامۀ حسابداری مالی، شماره9(33)، صص 121-147.
  6. مهرآرا، محسن و حبیب سهیلی احمدی. (1397). پویایی‌های ورود معامله‌گران مطلع و نامطلع به بورس تهران. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی تحقیقات مالی، شماره 20(3)، صص 265-288.
  7. واعظ، سیدعلی، رمضان احمدی، محمد و محسن رشیدی باغی. (1392). تأثیر کیفیت حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی شرکت‌های بورسی. مجلۀ دانش حسابداری مالی، شماره 3(1)، صص 114- 92.
  8. Akins, B., Ng, J and Verdi, R. (2012); “Investor competition over information and the pricing of information asymmetry”, The Accounting Review, Vol. 87 No. 1, pp.35–58.
  9. Armstrong, C., J. Core, D. Taylor, and R. Verrecchia. 2011. When does information asymmetry affect the cost of capital? Journal of Accounting Research 49 (1): 1-40.
  10. Biddle, G., Hilary, G. Verdi, R.S. (2010). How does financial reporting quality relate to investment efficiency?, Journal of Accounting and Economics, 49(1-2), 58-74.
  11. Botosan, C., and M. Plumlee, 2002, A re-examination of disclosure level and the expected cost of equity capital, Journal of Accounting Research, 40(1), 21–40.
  12. Brown, S. & Hillegiest, S. A. (2007). "How Disclosure Quality Affects the Level of Information Asymmetry". Review of Accounting Studies. 12: 443–477.
  13. Bushman, B. Smith. R, 2001. The influence of institutional investors on myopic R&D investment behavior. The Accounting Review 73, 305–333.
  14. Byard D, Wang Y, (2016). The Impact of Public Disclosure on Information Asymmetry between Sophisticated and Unsophisticated Investors: Evidence from an Investor Social Media Network. 2017 CAPANA Conference Paper
  15. Chang, E., Lin, T., Ma, X., 2014. Governance through trading and corporate investment decisions. Working paper, University of Hong Kong.
  16. Chen, C., Xiumin M., Roychowdhury, S., Xin W., and Matthew, B. (2016). Clarity Begins at Home: Internal Information Asymmetry and External Communication Quality. Forthcoming the Accounting Review.
  17. Chung Dennis Y., Karel Hrazdil, Jiri Novak, Nattavut Suwanyangyuan. (2018). Does the large amount of information in corporate disclosures hinder or enhance price discovery in the capital market?, Journal of Contemporary Accounting & Economics, 15 (1). 36-52.
  18. Diamond, D., and R. Verrecchia. 1991. Disclosure, liquidity and the cost of capital. Journal of Finance 46 (4): 1325-1359.
  19. Dou, Y., Hope, O., Thomas, W., Zou, Y., 2015. Blockholder exit threats and financial reporting quality. Working paper, University of Toronto.
  20. Duan, Y., Jiao, Y., 2014. The role of mutual funds in corporate governance: evidence from mutual funds’ proxy voting and trading behavior. Forthcoming in the Journal of Financial and Quantitative Analysis.
  21. Easley, D., and M. O’Hara. 2004. Information and the cost of capital. Journal of Finance 59 (4):1553-1583.
  22. Fama, E., and J. French. 1993. Risk, return and equilibrium: Empirical tests. Journal of Political Economy 81 (3): 607-636.
  23. Francis, J., R. LaFond, P. Olsson, and K. Schipper. 2005. The market pricing of accruals quality. Journal of Accounting and Economics 39 (2): 295-327.
  24. Fu, R., Kraft, A. and Zhang, H. (2012). Financial reporting frequency, information asymmetry, andthe cost of equity, .Journal of Accounting and Economics, 54(2-3), 132-149.
  25. Gomes, A., G. Gorton, and L. Madureira, 2006, SEC Regulation Fair Disclosure, Information, and the Cost of Capital, Working Paper: Washington University; University of Pennsylvania; Case Western Reserve University.
  26. Kyle, A. 1985. Continuous auctions and insider trade. Econometrica 53, 1315–1335.
  27. Lambert, R., C. Leuz, and R. Verrecchia. 2012. Information asymmetry, information precision, and the cost of capital. Review of Finance (forthcoming).
  28. Leuz, C., and R. Verrecchia. 2000. The economic consequences of increased disclosure. Journal of Accounting Research 38 (Supplement): 91-124.
  29. Lin Tsui-Jung, Yi-Pei Chen b , Han-Fang Tsai. (2017). The relationship among information asymmetry, dividend policy and ownership structure. Finance Research Letters 20 .
  30. Lowry, Michelle. (2003). Why does IPO Volume Fluctuate so Much?. Journal of Financial Economics (JFE), 67(3), 3-40. Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=729963
  31. Lundholm, R. and L. Myers (2002). "Bringing the future forward: The effect of disclosure on the returnsearnings relation". Journal of Accounting Research 40(3): pp 809.
  32. Nagar Venky, Jordan Schoenfeld, Laura Wellman. (2018). The effect of economic policy uncertainty on investor information asymmetry and management disclosures, Journal of Accounting and Economics, https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2018.08.011.
  33. Prado, M., Saffi, P., Sturgess, J., 2016. Ownership structure, limits to arbitrage and stock returns: Evidence from equity lending markets. Forthcoming, Review of Financial Studies.
  34. Schreder, M. (2018). Idiosyncratic information and the cost of equity capital: A meta-analytic review of the literature, Journal of Accounting Literature, Volume. 142-172.
  35. Van Buskirk, A. (2012). Disclosure frequency and information asymmetry. Review of Quantitative Finance and Accounting, 38, 411–440.
  36. Verdi, R., 2005, Information Environment and the Cost of Capital, Working paper, MIT.
  37. Verrecchia, R. (2001). Essays on disclosure. Journal of Accounting and Economics, 32, 97-180.
آمار
تعداد مشاهده مقاله: 1,160
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 601


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب