نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسنده
استادیار، گروه حسابداری، دانشکده علوم اقتصادی و اداری، دانشگاه مازندران، بابلسر، ایران.
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسنده [English]
The lack of reliable information disclosure contributes to information asymmetry, which in turn raises the equity cost of capital. Voluntary information disclosure can mitigate unsystematic risk and this reduction can enhance investor confidence through financial signaling. When investors perceive a company as more resilient to specific market fluctuations, the company’s beta—a measure of systematic risk—tends to decrease. This shift in risk perception can ultimately lower the equity cost of capital. Furthermore, when a company improves the quality of its disclosures, it not only affects its own valuation, but can also influence the broader market. In this sense, the disclosure practices of one company can shape public perception and impact the risk assessments of other companies as well. This study explored the mediating role of information asymmetry in the relationship between voluntary information disclosure and the equity cost of capital, utilizing the Capital Asset Pricing Model (CAPM). To achieve the research objectives, a sample of 159 companies listed on the Tehran Stock Exchange (TSE) from 2018 to 2023 was selected. Panel data analysis and multivariate linear regression were employed to test the hypotheses. The findings indicated that voluntary information disclosure did not significantly affect the equity cost of capital. Moreover, the mediating variable of information asymmetry also did not significantly influence the relationship between voluntary information disclosure and the equity cost of capital. This lack of significance might be attributed to the generally low level of voluntary disclosure, inefficiencies within the Iranian capital market, and the limited scope of disclosed information. Additionally, the absence of financial analysts and insufficient investor attention had hindered voluntary disclosures from effectively reducing information asymmetry in the capital market.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
افشای داوطلبانۀ اطلاعات، ارائۀ اطلاعاتی فراتر از الزامات است که مرتبط با تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران بالفعل و بالقوه است Hinson & Utke, 2023)). گزارش‌های فصلی، پیش‌بینی‌های مالی تحلیلگران و پیش‌بینی‌های مدیریت همگی مثال‌هایی از افشای داوطلبانه هستند (et al., 2022 Boateng). پژوهش‌های قبلی نشان داده است که سطح افشای داوطلبانۀ اطلاعات شرکت بر اعتماد سرمایه‌گذاران به سرمایه‌گذاری در شرکت تأثیر معناداری دارد؛ به صورتی که باعث کاهش هزینۀ سرمایه و کاهش نرخ بازدۀ مورد انتظار سهام می‌شود (et al., 2017 Li)؛ به عبارتی افشای اطلاعات داوطلبانه و هزینۀ سرمایۀ سهام دارای ارتباط منفی هستند؛ این ارتباط برگرفته از دو زمینۀ پژوهش متمایز، به‌عنوان خطر برآورد و نقدینگی بازار سهام و هزینۀ معاملات به وجود آمده است. دیدگاه اول بر این ادعا تأکید دارد که در محیطی با کمبود اطلاعات، سرمایه‌گذاران قادر به تخمین دقیق بازدهی واقعی یک ورقۀ بهادار یا نمونۀ سبد نیستند. افشای اطلاعات به‌واسطۀ ارائۀ اطلاعاتی که در پیش‌بینی بهتر بازدۀ آیندۀ یک ورقۀ بهادار کمک می‌کند، خطر برآورد سرمایه‌گذاران را کاهش می‌دهد؛ درنتیجه، اطلاعات اضافی ابهام سرمایه‌گذار و هزینۀ تأمین سرمایه را کاهش می‌دهد. کلاین و بوآ (Klein & Bawa, 1976)، براون (Brown, 1979) و هاندا و لین (Handa & Linn, 1993) این ادعا را تأیید کرده‌اند. دیدگاه دوم ارتباط افشای اطلاعات را با هزینۀ سرمایه ازطریق دیدگاه نقدینگی یا هزینۀ معاملات برقرار می‌کند. بدین صورت که هر ورقۀ بهاداری در بازار دارای قیمت پیشنهادی خریدوفروش است. تفاوت بین قیمت پیشنهادی خریدوفروش ناشی از هزینۀ معامله است. در محیطی با افشای کم، فاصلۀ بین قیمت‌های پیشنهادی و درخواستی افزایش می‌یابد و باعث می‌شود سهام در بازار، نقدشوندگی کمتری داشته باشد؛ بنابراین، به‌منظور کاهش تردید سرمایه‌گذاران در نگهداری سهامی که از نقدشوندگی کمتری برخوردار است، سرمایه‌گذاران سهام را با تخفیف بیشتری قیمت‌گذاری می‌کنند که موجب افزایش هزینۀ سرمایه می‌شود؛ بنابراین، افشای اطلاعات فاصلۀ بین قیمت پیشنهادی خریدوفروش ورقۀ بهادار را کاهش می‌دهد و به‌تبع باعث کاهش هزینۀ معامله و افزایش نقدینگی ورقۀ بهادار می‌شود، تا درنهایت کاهش هزینۀ سرمایه سهام را در پی داشته باشد. این زمینه از پژوهش‌ها توسط پژوهشگرانی مانند کوپلند و گالای (Copeland & Galai, 1983)، آمیهود و مندلسون (Amihud & Mendelson, 1986) و دایموند و وریکیا (Diamond & Verrecchia, 1991) تأیید شده‌اند. در هر دو دیدگاه، اطلاعات نقش مهمی را ایفا می‌کند. از طرفی عدم افشای اطلاعات قابل اعتماد مشکل عدم تقارن اطلاعاتی را ایجاد می‌کند که بر هزینۀ سرمایۀ سهام اثر می‌گذارد. عدم تقارن اطلاعات خطر انتخاب نامطلوب[1] را در بازار ایجاد می‌کند (Ajina et al., 2015). طبق آنچه کوپلند و گالای (Copeland & Galai, 1983) گفته‌اند، خطر انتخاب نامطلوب تفاوت قیمت پیشنهادی خریدوفروش را افزایش می‌دهد، تا ضررهای ناشی از معامله با سرمایه‌گذاران آگاه را جبران کند. این باعث کاهش نقدشوندگی سهام می‌شود؛ بنابراین، سرمایه‌گذاران همواره بازدهی بیشتری را برای نگهداری سهام با نقدشوندگی کمتر درخواست می‌کنند که این منجر به افزایش هزینۀ سرمایه برای شرکت‌ها می‌شود. در چنین شرایطی، افشای اطلاعات نقش کلیدی در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و درنهایت کاهش هزینۀ سرمایه دارد؛ این بدان معناست که شرکت‌ها به دلیل افزایش نقدینگی ورقۀ بهادار ناشی از افزایش افشای اطلاعات، قادر به جذب سرمایه با هزینۀ کمتری هستند؛ بنابراین، هر دو افشای داوطلبانۀ اطلاعات و هزینۀ سرمایه متأثر از سطح اطلاعات موجود در بازار قرار می‌گیرند. بسیاری از پژوهشگران درگذشته متوجه شدند که افشای اطلاعات، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد و درنتیجه موجبات کاهش هزینۀ سرمایه را فراهم می‌آورد. از طرفی بسیاری دیگر ارتباط بین افشای اطلاعات و عدم تقارن اطلاعاتی و تأثیر عدم تقارن اطلاعاتی را بر هزینۀ سرمایه بررسی کرده‌اند؛ بنابراین، پژوهش‌های پیشین بررسی رابطۀ بین افشای اطلاعات، هزینۀ سرمایه و عدم تقارن اطلاعاتی را به‌صورت مستقل تحلیل کرده‌اند، اما به‌واسطۀ آنکه ارتباط بین این متغیرها به‌عنوان ارتباط واسطه‌ای پیچیده است، تا کنون به طور هم‌زمان اثر این سه متغیر بررسی نشده است. اگرچه افشای اطلاعات و عدم تقارن اطلاعاتی با هم مرتبط هستند، اما دو مفهوم متفاوت‌اند. افشای داوطلبانۀ اطلاعات یک عمل شرکت است که می‌تواند به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی کمک کند، اما نمی‌تواند به‌تنهایی معیار کاملی برای سنجش آن باشد. عدم تقارن اطلاعاتی به وضعیت تفاوت در دسترسی و تحلیل اطلاعات بین سرمایه‌گذاران اشاره دارد که افشای داوطلبانۀ اطلاعات تنها یکی از عوامل تأثیرگذار بر آن است. از طرفی برای سنجش این دو، از معیارهای متفاوت و معتبر برای هریک استفاده می‌شود. چنانچه در بسیاری از پژوهش‌ها ازجمله پژوهش لویز و ورچیکا (Leuz, & Verrecchia, 2000) تفکیک‌پذیربودن این دو متغیر تأیید شده است. از طرفی اندازه‌گیری هزینۀ سرمایه براساس مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM) مبتنی بر ریسک سیستماتیک انجام می‌شود؛ زیرا ریسک سیستماتیک ریسکی است که به نسبت‌های مختلف بر تعداد زیادی از دارایی‌ها اثر می‌گذارد. از طرفی افشای اطلاعات با کیفیت زیاد می‌تواند به کاهش ریسک غیرسیستماتیک منجر شود و این کاهش می‌تواند به‌واسطۀ علامت‌دهی مالی موجب افزایش اطمینان سرمایه‌گذاران شود. وقتی سرمایه‌گذاران احساس کنند که شرکتی در برابر نوسانات خاص مقاوم‌تر است، بتای آن شرکت -که نمایانگر ریسک سیستماتیک است- به سمت کاهش تمایل پیدا می‌کند؛ بنابراین، در این پژوهش دیدگاه کلی این است که افشای داوطلبانۀ اطلاعات هزینۀ سهام را به‌طورمستقیم و غیرمستقیم به‌واسطۀ کاهش عدم تقارن اطلاعاتی کاهش می‌دهد؛ بنابراین، لازم است اثر میانجی متغیر عدم تقارن اطلاعاتی بر رابطۀ میان افشای داوطلبانۀ اطلاعات با هزینۀ سرمایه بررسی شود، تا دید بهتری به این حوزۀ پژوهشی ایجاد شود.
مبانی نظری
هزینة سرمایه، شاخصی مهم برای مدیران و ارائه‌دهندگان منابع مالی در بازار سرمایه است. در ادبیات مالی اصطلاح هزینة سرمایه به هزینة شرکت در به دست آوردن منابع مالی اشاره دارد (Munteanu, 2011). تصمیم‌های مرتبط با هزینة سرمایه یکی از اساسی‌ترین تصمیم‌هایی است که مدیران اتخاذ می‌کنند (Easley & O'Hara, 2004). به اعتقاد جنسن و مک لینگ (Jensen & Meckling, 1976) رابطۀ نمایندگی از قرارداد بین سهام‌داران و مدیران شرکت ناشی می‌شود. براساس این قرارداد سهام‌داران اختیار تصمیم‌گیری را به مدیران محول می‌کنند. در این وضعیت که جدایی مالکیت از کنترل وجود دارد، تضاد منافع بین سهام‌داران و مدیران به وجود می‌آید. فرض بر این است که هر دو طرف قرارداد به دنبال حداکثرسازی منافعشان هستند و در این شرایط ممکن است مدیران در راستای منافع سهام‌داران عمل نکنند. این تضاد منافع منجر به مشکلات نمایندگی می‌شود و شرکت را متحمل هزینة نظارت، مشاهده و کسب اطمینان از همسوبودن عملکرد مدیران در راستای منافع سهام‌داران می‌کند. افشای داوطلبانه فرصت بسیار مناسبی برای اعمال نظریۀ نمایندگی فراهم می‌کند؛ بدین صورت که مدیران که دسترسی بهتری به اطلاعات خصوصی شرکت دارند، به‌منظور بهینه‌سازی ارزش شرکت، اطلاعات معتبر و قابل‌اعتمادی را به بازار ارائه می‌دهند؛ زیرا کیفیت اطلاعاتی که شرکت ارائه می‌دهد، تأثیر چشمگیری بر تصمیمات سرمایه‌گذاران دارد؛ زیرا اطلاعات بیشتر، اصطکاک‌های معاملاتی را بین سرمایه‌گذاران کاهش می‌دهد؛ به‌گونه‌ای که افشای اطلاعات برای عملکرد بهتر بازارهای سرمایه ضروری می‌شود (Healy et al., 1999)؛ بنابراین، می‌توان گفت که افشای داوطلبانۀ اطلاعات عبارت است از اطلاعاتی فراتر از تعهدات قانونی که به‌وسیلۀ نهادهای قانون‌گذار تدوین شده استMadhani, 2008) ). در این حالت شرکت‌ها اطلاعاتی را افشا می‌کنند که به‌وسیلۀ مراجع قانون‌گذار، اجباری برای ارائۀ آنها وجود ندارد، بلکه برای شکل‌دادن توقعات بازار تلاش می‌کنند و ازاین‌رو به‌واسطۀ افشای اطلاعات اضافی از شرایط معامله با این اشخاص منفعت می‌برند. از طرفی کمبود اطلاعات کافی باعث ایجاد ناتوانی در تصمیم‌گیری درست بین سرمایه‌گذاران و درنهایت افزایش هزینۀ سرمایه می‌شود. مطالعات نشان داده‌اند که بین افشای اطلاعات و هزینۀ سرمایه ارتباط منفی وجود دارد. این ارتباط به دو شکل بیان می‌شود؛ اولاً، با کاهش ریسک سرمایه‌گذاران (2006 Botosan,) و ثانیاً، با افزایش نقدینگی بازار سهام (Diamond & Verrecchia, 1991). براساس دیدگاه اول، شرکت‌ها به‌منظور کاهش ریسکی که ناشی از عدم قطعیت در برآورد بازدۀ پیش‌بینی‌شدۀ اوراق بهادار است، سعی در ارائۀ اطلاعات بیشتر می‌کنند، تا از کاهش هزینۀ سرمایه بهره‌مند شوند. هاندا و لین (Handa & Linn, 1993) در مدل قیمت‌گذاری آربیتراژ خود نشان دادند که چگونه سرمایه‌گذاران ریسک سیستماتیک بیشتری را به ورقۀ بهادار با اطلاعات کمتر و افشای ناکافی نسبت‌به سهام با اطلاعات بیشتر نسبت می‌دهند. دیدگاه دوم بیان می‌کند که افشای اطلاعات خصوصی به شرکت‌ها کمک می‌کند، تا هزینۀ مبادله یا تفاوت قیمت پیشنهادی خریدوفروش ورقۀ بهادار را کاهش دهند که درنهایت منجر به افزایش تقاضا برای ورقۀ بهادار، بهبود نقدینگی و هزینۀ ارزان‌تر سرمایه می‌شود (Amihud & Mendelson, 1986).
حسینی عمران (Hoseiniomran, 2020) نشان داد که بین هزینۀ سرمایه و رشد شرکت رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد، اما بین افشای اطلاعات و هزینۀ سرمایه رابطۀ معناداری وجود ندارد. ناظمی و نصیری (Nazemi & Nasiri, 2014) نشان دادند که شرکت‌هایی که اقدام به افشای اطلاعات بیشتری می‌کنند، نقدشوندگی سهام بیشتری دارند، اما افشای اطلاعات بیشتر تأثیر معناداری بر هزینۀ سرمایه ندارد. باتوجه‌به تفاسیر بیان‌شده، فرضیۀ اول به‌صورت زیر بیان می‌شود:
فرضیۀ 1) افشای داوطلبانۀ اطلاعات بر هزینۀ سرمایه تأثیر معناداری می‌گذارد.
از طرفی بازاری ناکارا باعث ایجاد عدم اطمینان سرمایه‌گذاران دربارۀ اقدامات مدیران و اطلاعاتی است که آنها در اختیار دارند. این مشکل که بین سرمایه‌گذاران و مدیران وجود دارد، به‌عنوان مشکل عدم تقارن اطلاعاتی شناخته می‌شود Saleh et al., 2022)). عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از اشتراک نامتوازن اطلاعات است و عدم قطعیت نیز از مشکل نمایندگی ناشی می‌شود (Jensen, 1993). سرمایه‌گذاران می‌خواهند سود خود را از سرمایه‌گذاری خود حداکثر کنند، درحالی‌که مدیران می‌خواهند مزیت خود را حداکثر کنند (Abuafifa et al., 2023). افشاهای قابل‌اعتماد بین مدیران و سهام‌داران، طبق نظریۀ مالکیت و هزینه‌های اطلاعاتی، نقش کلیدی در کاهش این مسائل ایفا می‌کند (Healy & Palepu; 2001)؛ علاوه‌براین، طبق نظریۀ نمایندگی، مدیران باید اطلاعات مربوط را افشا کنند، تا سرمایه‌گذاران بتوانند ارزیابی بهتری از عملکرد شرکت داشته باشند. از طرفی روشن است که در بازاری ناکارا، عدم تقارن اطلاعاتی و مشکل نمایندگی بین سرمایه‌گذاران و مدیران بر هزینۀ سرمایه مؤثر است Saleh et al., 2022))؛ بنابراین، بر طبق نظریۀ مالکیت و هزینه‌های اطلاعاتی برای کاهش هزینۀ سرمایه، شرکت می‌تواند اطلاعات عمومی را افشا کند، تا عدم تقارن اطلاعات را کاهش دهد (Saleh et al., 2022).
درمجموع تعدادی از مطالعات نشان داده‌اند که افشای اطلاعات معمولاً منجر به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی می‌شود (Bhattacharya et al., 2012)؛ درحالی‌که مطالعات دیگر تأثیر افشای اطلاعات را بر هزینۀ سرمایه تحلیل کرده‌اند (Petrova et al., 2012; Core et al., 2015). از نتایج آنها می‌توان رابطه‌ای بین این سه متغیر استنتاج کرد؛ به‌عبارت‌دیگر، هزینۀ سرمایه به دلیل کاهش عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از افشای داوطلبانۀ اطلاعات کاهش خواهد یافت؛ بااین‌حال، این استنتاج از نتایج تجربی حاصل از مطالعات قبلی استخراج شده است که به طور جداگانه روابط بین سه مسئله (افشا، عدم تقارن و هزینۀ سرمایه) را تحلیل کرده‌اند. بهاتیا وکور (Bhatia & Kaur, 2024) تأثیر عدم تقارن اطلاعاتی را بر تعامل بین افشای داوطلبانۀ اطلاعات و هزینۀ سرمایۀ ورقۀ بهادار در شرکت‌های هندی بررسی کردند. نتایج دربارۀ شرکت‌های هندی نشان داد که افشای اطلاعات به دو روش مستقیم و غیرمستقیم ازطریق نقش میانجی عدم تقارن اطلاعاتی، هزینۀ سرمایۀ سهام را کاهش می‌دهد. ابوافیفا و همکاران (Abuafifa et al., 2023) نشان دادند که عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینۀ سرمایه تأثیر مثبت و معناداری دارد؛ یعنی با افزایش عدم تقارن اطلاعاتی هزینۀ سرمایه نیز افزایش می‌یابد. از طرفی افشای داوطلبانۀ اطلاعات نیز بر هزینۀ سرمایه تأثیر منفی و معناداری دارد که نشان می‌دهد با کاهش افشای داوطلبانه هزینۀ سرمایه افزایش می‌یابد؛ اما اثر میانجی عدم تقارن اطلاعاتی بر رابطۀ میان افشای داوطلبانۀ اطلاعات با هزینۀ سرمایه تأیید نشد. ستیانی و سوهاردجانتو (Setiany & Suhardjanto, 2021) نشان دادند که افشای اطلاعات از بابت مسئولیت اجتماعی و سرمایۀ فکری موجب کاهش هزینۀ سرمایۀ سهام و کاهش عدم تقارن اطلاعاتی نیز منجر به کاهش هزینۀ سرمایۀ سهام می‌شود. همین طور اثر میانجی عدم تقارن اطلاعاتی نیز بر رابطۀ میان افشا و هزینۀ سرمایۀ سهام تأیید شد و نتایج نشان داد که کاهش عدم تقارن اطلاعاتی به‌واسطۀ افشای اطلاعات موجبات کاهش هزینۀ سهام را فراهم می‌کند. تابلی و همکاران (Tabeli et al., 2019) به‌منظور بررسی عدم تقارن اطلاعاتی از سه شاخص دامنۀ تفاوت قیمت خریدوفروش؛ نقدشوندگی سهام و خطای پیش‌بینی استفاده کردند که نتایج نشان داد، رابطۀ معناداری بین کیفیت افشا و افشای داوطلبانۀ اطلاعات با نقدشوندگی سهام وجود دارد؛ اما بین کیفیت افشا با دو معیار تفاوت خریدوفروش و خطای پیش‌بینی رابطۀ معناداری وجود ندارد. خواجوی و علیزاده (Khajavi & Alizadeh, 2014) اثر افشای داوطلبانۀ اطلاعات را بر عدم تقارن اطلاعاتی بررسی کردند که نتایج بیانگر عدم وجود رابطۀ معنادار بود؛ بنابراین، بین افشای داوطلبانۀ اطلاعات و عدم تقارن اطلاعاتی رابطۀ معناداری مشاهده نشد؛ بنابراین، فرضیۀ دوم به‌صورت زیر تدوین می‌شود:
فرضیۀ 2) عدم تقارن اطلاعاتی بر افشای داوطلبانۀ اطلاعات و هزینۀ سرمایه شرکت اثر میانجی معناداری می گذارد.
روش پژوهش
اطلاعات گردآوری‌شده مبتنی بر اطلاعات واقعی بازار سهام، صورت‌های مالی و یادداشتهای همراه صورت‌های مالی شرکتهاست. داده‌ها در Excel مرتب و طبقه‌بندی و سپس با نرم‌افزار Eviews12 تجزیه‌وتحلیل شده‌اند. پس از اعمال محدودیت‌هایی همچون حذف شرکت‌ها با تغییر سال مالی یا تغییر فعالیت، شرکت‌های سرمایه‌گذاری، هلدینگ، بانک، بیمه و شرکت‌هایی که فاقد اطلاعات بودند، از مجموعۀ نمونه‌ها حذف شدند؛ بنابراین، جامعۀ آماری پژوهش تعداد 159 شرکت (با 795 مشاهده سال - شرکت) پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران به‌عنوان نمونه‌های مناسب برای انجام پژوهش در بازۀ زمانی سال‌های 1397 تا 1401 انتخاب شدند. مطابق با پژوهش‌های بهاتیا و کور (Bhatia & Kaur, 2024) و ابوافیفا و همکاران (Abuafifa et al., 2023) از رابطۀ (1) برای آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است.
|
رابطۀ (1) |
CCi,t = β0 + β1 VD+ β2SIZEi,t + β3LEVi,t + β4AGEi,t + β5MTBi,t + β6LOSSi,t + β9Ins_Owni,t + + εi,t |
در پژوهش حاضر هزینۀ سرمایه (CC) متغیر وابسته است که به پیروی از پژوهش سینگال (Singhal, 2014)، احمدبورشا (Ahmadbusru, 2018) و بهاتیا وکور (Bhatia & Kaur, 2024) با مدل CAPM به شرح مدل (2) محاسبه شده است.
|
رابطۀ (2) |
R𝑖 = 𝑅𝑓 + 𝛽𝑖 (𝑅𝑚 –Rf) |
𝑅𝑖 نشان‌دهندۀ بازدهی سرمایه‌گذاری یا سهم شرکت مد نظر است. 𝑅𝑓 نرخ بازدهی بدون ریسک که معمولاً به‌عنوان بازدهی سرمایه‌گذاری در ورقۀ خزانه‌داری محسوب می‌شود. 𝛽𝑖 ضریب بتا که نشان‌دهندۀ رابطۀ بین بازدهی سرمایه‌گذاری و بازدهی بازار به‌عنوان ریسک سیستماتیک است. بازدهی بازار است.
برای سنجش سطح افشای داوطلبانۀ اطلاعات (VD) از شاخص‌های جدول (1) استفاده‌شده است.
جدول (1): فهرست اقلام افشای داوطلبانه
Table (1): List of voluntary disclosure items
|
فهرست افشا |
تعداد اقلام |
منابع |
|
معرفی و اطلاعات کلی دربارۀ شرکت |
۶ |
Hossain & Hammami (2009) |
|
حاکمیت شرکتی |
۶ |
Haniffa & Cooke (2002) |
|
اطلاعات و عملکرد مالی |
۶ |
Cooke (1992) |
|
اطلاعات راهبردی شرکت |
۶ |
Mensah (2012) |
|
گزارشگری اجتماعی و اطلاعات کارکنان |
۶ |
Uyar (2011) |
|
سایر موارد افشا |
۱۴ |
Firth (1979) |
|
جمع |
۴۴ |
|
پس از تهیۀ چک‌لیست افشا براساس شاخص‌های ذکرشده برای هریک از شرکت‌های نمونه، برگه‌ای برای امتیازدهی فراهم شد. درصورت افشای کامل تمام اقلام چک‌لیست در گزارش سالانه، به شرکت امتیاز ۱ داده می‌شود و در غیر این صورت، امتیاز ۰ لحاظ می شود (Naghdi & Ebrahimi, 2016).
که در آن VDi,j,t برابر است با میزان افشای داوطلبانه برای شرکت j در زمان t که در گزارشگری مالی افشا شده است. Ni,j برابر است با قلم مدنظر i در فهرست افشای داوطلبانه برای شرکت j و Xi,j برابر است با یک اگر قلم مدنظر i برای شرکت j افشا شده باشد؛ در غیر این صورت امتیاز صفر را می‌گیرد.
متغیرهای کنترلی در جدول (2) نشان داده شده است.
جدول (2): تعریف و اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش
Table (2): Definition and measurement of research variables
|
تعریف عملیاتی |
نماد انگلیسی |
نام متغیر |
|
لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت |
SIZE |
اندازۀ شرکت |
|
نسبت مجموع بدهی‌های بلندمدت به مجموع دارایی‌های شرکت. |
LEV |
اهرم مالی |
|
لگاریتم طبیعی تعداد سال‌هایی که شرکت شروع به فعالیت نموده |
AGE |
عمر شرکت |
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام |
MTB |
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
|
متغیری دووجهی است و درصورتی‌که شرکت زیان‌ده باشد، عدد یک به آن تعلق می‌گیرد؛ در غیر این صورت عدد صفر به آن تخصیص می‌یابد. |
LOSS |
زیان شرکت |
|
|
|
|
|
درصد مالکیت سهام‌داران نهادی شرکت |
Ins_Own |
سهام‌داران نهادی |
|
متغیر کنترلی است که با مقدار یک و صفر نشان داده می‌شود. این متغیر به‌منظور کنترل اثر تغییرات صنایع بر متغیر وابسته انتخاب‌شده است. |
|
متغیر کنترلی صنعت |
|
متغیر کنترلی است که با مقدار یک و صفر نشان داده می‌شود. این متغیر به‌منظور کنترل اثر تغییرات در طول زمان بر متغیر وابسته انتخاب شده است. |
|
متغیر کنترلی سال |
باتوجه‌به رویکرد بارون و کنی (Baron & Kenny, 1986) برای اثبات وجود اثر میانجی، باید سه شرط زیر برآورده شود:
1- متغیر مستقل باید بر متغیر میانجی تأثیر داشته باشد (مدل 2 پژوهش)؛ 2- متغیر مستقل باید بر متغیر وابسته تأثیر داشته باشد (مدل 1 پژوهش)؛ 3- متغیر میانجی باید بر متغیر وابسته در یک رگرسیونی تأثیر داشته باشد که از متغیرهای مستقل و میانجی بر متغیر وابسته تشکیل شده است (مدل 3 پژوهش).
بارون و کنی بیان کرده‌اند که اگر متغیر مستقل در معادلۀ سوم (مدل 3 پژوهش) تأثیر معناداری بر متغیر وابسته نداشته باشد، اثر میانجی کامل است و اگر متغیر مستقل تأثیر کمتری در مقایسه با معادلۀ دوم (مدل 2 پژوهش) بر متغیر وابسته داشته باشد، اثر میانجی جزئی خواهد بود؛ بنابراین، برای آزمون فرضیۀ دوم (اثر میانجی عدم تقارن اطلاعاتی) از مدل‌های رگرسیونی شماره‌های (1)، (2) و (3) استفاده می‌شود:
|
مدل (1) پژوهش |
CCi,t = β0 + β1 VD+ β2SIZEi,t + β3LEVi,t + β4AGEi,t + β5MTBi,t + β6LOSSi,t + β9Ins_Owni,t + + εi,t
|
|
مدل (2) پژوهش |
SPi,t = β0 + β1 VD+ β2SIZEi,t + β3LEVi,t + β4AGEi,t + β5MTBi,t + β6LOSSi,t + β9Ins_Owni,t + + εi,t
|
|
مدل (3) پژوهش |
CCi,t = β0 + β1 VD+ β2SPi,t + β3SIZEi,t + β4LEVi,t + β5AGEi,t + β6MTBi,t + β7LOSSi,t + β8Ins_Owni,t + + εi,t |
با تحلیل آماری و آزمون فرضیه‌های مربوط می‌توان بررسی کرد که آیا متغیر میانجی اثر کامل یا جزئی در ارتباط بین متغیر مستقل و وابسته دارد.
یافته‌ها
جدول (3) آمار توصیفی متغیرهای آزمونشده را نشان می‌دهد که شامل شاخص‌های مرکزی و پراکندگی است.
جدول (3) :آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش
Table (3): Descriptive statistics of research variables
|
نوع متغیرها |
متغیرها |
میانگین |
میانه |
بیشترین |
کمترین |
انحراف معیار |
چولگی
|
کشیدگی |
|
|
کمی |
هزینۀ سرمایه |
۰/184 |
۰/214 |
1/124 |
-0/713 |
۰/329 |
-0/082 |
3/932 |
|
|
افشای داوطلبانۀ اطلاعات |
۰/667 |
0/704 |
0/818 |
0/477 |
۰/098 |
-1/179 |
3/049 |
||
|
عدم تقارن اطلاعاتی |
0/032 |
0/035 |
0/049 |
0/003 |
0/010 |
0-/722 |
2/873 |
||
|
اندازۀ شرکت |
14/389 |
14/130 |
18/702 |
12/020 |
1/434 |
1/022 |
3/806 |
||
|
اهرم مالی |
0/065 |
0/040 |
0/346 |
0/000 |
۰/070 |
1/858 |
6/532 |
||
|
عمر شرکت |
3/644 |
3/740 |
4/170 |
2/797 |
0/355 |
0-/551 |
2/267 |
||
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام |
2/659 |
2/240 |
10/171 |
-3/514 |
1/866 |
1/172 |
7/708 |
||
|
سهام‌داران نهادی |
۰/563 |
۰/665 |
۰/970 |
0/000 |
۰/۳17 |
-0/661 |
2/035 |
||
|
نوع متغیر |
متغیر |
سال شرکتی |
فراوانی (درصد) |
||||||
|
مجازی |
زیان شرکت |
795 |
97(122/0) |
||||||
مشاهده می‌شود که میانگین مشاهدات و میانۀ آنها اختلاف زیادی ندارند که نشان می‌دهد داده‌ها از توزیع نرمال برخوردار هستند. انحراف معیار متغیرها صفر نیست؛ بنابراین، می‌توان متغیرهای مذکور را در الگو وارد کرد. میانگین هزینۀ سرمایه 184/0 و میانۀ آن 214/0 است. میانگین افشای داوطلبانۀ اطلاعات 667/0 و میانۀ آن 704/0 ، میانگین عدم تقارن اطلاعاتی 032/0 و میانۀ آن 035/0 است.
از طرفی پایایی متغیرهای پژوهش به این معنی است که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است. درصورتی‌که متغیرهای پژوهش پایا نباشـــند، چه دربارۀ داده‌های ســـری زمانی و چه درداده‌های ترکیبی باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب خواهد شد؛ بنابراین، قبل از اینکه آزمون فرضیه‌ها بررسی شود، الزام است داده‌ها تجزیه‌وتحلیل شود؛ به همین دلیل قبل از انجام مقایسه بین مدل‌ها ابتدا پایایی متغیرهای پژوهش با آزمون ریشه واحد لوین، لین و چو (Levin et al., 2002) بررسی می‌شود. یافته‌ها نشان داد که در کلیۀ متغیرهای مستقل، وابسته، میانجی و کنترلی، سطح معناداری در آزمون ریشه واحد لوین، لین و چو کوچک‌تر از 01/0 است که نشان می‌دهد متغیرهای پژوهش در سطح پایا هستند.
توجه داشته باشید که با کنترل اثر سال و صنعت، نیازی به اجرای آزمون‌های انتخاب الگوی مناسب برای برآورد (مانند آزمون‌های چاو (Chow, 1960)، بروش-پاگان (Breusch & Pagan, 1979) و هاسمن (Hausman, 1987) نیست و استفادۀ هم‌زمان از متغیرهای سال و صنعت و اجرای آزمون‌های چاو و بروش-پاگان و هاسمن نتایج متناقضی ارائه می‌دهد. در این حالت، مدل برآورد مدنظر ازطریق اثرات مشترک[2] (مقید) برآورد می‌شود. همچنین، در این حالت، معمولاً فرض‌های کلاسیک رگرسیون یک‌به‌یک بررسی نمی‌شوند و به‌جای آن، برآورد مدل با استفاده از خطاهای استاندارد مقاوم[3] صورت می‌گیرد (Banimahd et al., 2021).
جدول (4): نتایج آزمون فرضیۀ اول
Table (4): The results of the first hypothesis test
|
CCi,t = β0 + β1 VD+ β2SIZEi,t + β3LEVi,t + β4AGEi,t + β5MTBi,t + β6LOSSi,t + β9Ins_Owni,t + + εi,t
|
||||||||
|
متغیر |
نماد متغیر |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
Vif |
|||
|
عرض از مبدأ |
C |
|
|
|
- |
|||
|
افشای داوطلبانۀ اطلاعات |
VD |
۰/121 |
0/599 |
۰/549 |
1/034 |
|||
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
۰/۰18 |
3/842 |
۰/000 |
۱/058 |
|||
|
اهرم مالی |
LEV |
۰/۰92 |
1/337 |
۰/181 |
۱/323 |
|||
|
عمر شرکت |
AGE |
۰-/۰14 |
۰-/854 |
۰/393 |
126/1 |
|||
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری
|
MTB |
۰/۰۰8 |
2/762 |
۰/005 |
۱/015 |
|||
|
زیان شرکت |
LOSS |
۰-/۰13 |
0-/730 |
۰/465 |
۱/117 |
|||
|
سهام‌داران نهادی |
INS_OWN |
025/0 |
424/1 |
154/0 |
217/1 |
|||
|
اثر سال و صنعت |
IND&YEAR |
کنترل شد. |
||||||
|
ضریب تعیین |
835/0 |
|||||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
830/0 |
|||||||
|
آماره F |
010/170 |
|||||||
|
احتمال آماره F |
000/0 |
|||||||
|
آماره دوربین واتسون |
924/1 |
|||||||
باتوجه‌به نتایج برآورد مدل برای فرضیۀ اول، جدول (4) نشان می‌دهد که آماره F در سطح اطمینان 99% معنادار است؛ بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت که کل الگو از لحاظ آماری معنادار است. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 830/0 است که نشان می‌دهد حدود 83% از تغییرات متغیر وابسته می‌تواند به متغیرهای مستقل و کنترلی نسبت داده شود. مقادیر عامل تورم واریانس (VIF) برای همۀ متغیرها کمتر از 10 هستند؛ بنابراین، نشان می‌دهد که بین متغیرهای توضیحی همبستگی خطی شدیدی وجود ندارد (Gujarati, 2003).
نتیجۀ کلی از آزمون فرضیه نشان می‌دهد که ضریب متغیر مستقل «افشای داوطلبانۀ اطلاعات» با مقدار مثبت 121/0 و در سطح اطمینان 90% معنادار نیست؛ بنابراین، میان افشای داوطلبانۀ اطلاعات و هزینۀ سرمایه رابطۀ معناداری وجود ندارد و فرضیۀ اول رد می‌شود. باتوجه‌به اینکه فرضیۀ اول (مدل 1 پژوهش) رد است و یکی از شروط سه‌گانۀ (شرط دوم) بارون و کنی در راستای سنجش اثر متغیر میانجی دیگر وجود ندارد، بنابراین شاید لزومی برای سنجش اثر متغیر میانجی عدم تقارن اطلاعاتی (فرضیۀ دوم) نباشد؛ اما به تازگی ژائو و همکاران (Zhao et al., 2010) بیان داشتند که شرط دوم ضروری نیست؛ زیرا بررسی اثر کلی متغیر مستقل بر متغیر وابسته دربردارندۀ اثر مستقیم و غیرمستقیم متغیر مستقل بر وابسته است(Zhao et al., 2010). این در صورتی است که متغیر میانجی تنها باید با وجود اثر غیرمستقیم سنجش شود. درواقع، الگوهای میانجی‌گر معطوف به بررسی و آزمون اثرات غیرمستقیم طراحی می‌شوند و اثرات مستقیم کمتر به‌عنوان هدف پژوهش مطرح می‌شوند. به عبارتی برای نشان‌دادن اثر میانجی باید اثر غیرمستقیم متغیر مستقل به همراه متغیر میانجی در یک الگو سنجش شده باشد (Zhao et al., 2010)؛ بنابراین، مدل های رگرسیونی 2 و 3 اجرا می‌شود.
جدول (5): نتایج آزمون فرضیۀ دوم –شرط دوم متغیر میانجی
Table (5): The results of the second hypothesis test - the second condition of the mediating variable
|
SPi,t = β0 + β1 VD+ β2SIZEi,t + β3LEVi,t + β4AGEi,t + β5MTBi,t + β6LOSSi,t + β9Ins_Owni,t + + εi,t
|
||||||||
|
متغیر |
نماد متغیر |
ضریب |
t آماره |
سطح معناداری |
Vif |
|||
|
عرض از مبدأ |
C |
|
|
|
- |
|||
|
افشای داوطلبانه |
VD |
۰-/۰۰8 |
1-/024 |
۰/306 |
1/034 |
|||
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
۰-/۰۰1 |
5-/682 |
۰/۰00 |
1/058 |
|||
|
اهرم مالی |
LEV |
۰/۰۰7 |
2/754 |
۰/006 |
۱/323 |
|||
|
عمر شرکت |
AGE |
۰-/۰۰0 |
-۰/389 |
۰/697 |
۱/126 |
|||
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری
|
MTB |
۰-/۰۰0 |
2-/131 |
۰/033 |
۱/015 |
|||
|
زیان شرکت
|
LOSS |
-۰/۰۰0 |
-1/717 |
۰/086 |
۱/117 |
|||
|
سهام‌داران نهادی |
INS_OWN |
000/0- |
244/0- |
806/0 |
217/1 |
|||
|
اثر سال و صنعت |
IND&YEAR |
کنترل شد. |
||||||
|
ضریب تعیین |
823/0 |
|||||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
816/0 |
|||||||
|
F آماره |
797/123 |
|||||||
|
F احتمال آماره |
000/0 |
|||||||
|
آماره دوربین واتسون |
288/2 |
|||||||
جدول (6): نتایج آزمون فرضیۀ دوم- شرط سوم متغیر میانجی
Table (6): The results of the second hypothesis test - the third condition of the mediator variable
|
CCi,t = β0 + β1 VD+ β2SPi,t + β3SIZEi,t + β4LEVi,t + β5AGEi,t + β6MTBi,t + β7LOSSi,t + β8Ins_Owni,t + + εi,t
|
||||||||
|
متغیر |
نماد متغیر |
ضریب |
آماره T |
سطح معناداری |
Vif |
|||
|
عرض از مبدأ |
C |
|
|
|
- |
|||
|
افشای داوطلبانۀ اطلاعات |
VD |
۰/۰27 |
0/133 |
893/0 |
۱/082 |
|||
|
عدم تقارن اطلاعاتی |
SP |
2-/463 |
3-/393 |
۰/۰۰0 |
۱/166 |
|||
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
۰/۰11 |
2/387 |
۰/017 |
۱/092 |
|||
|
اهرم مالی |
LEV |
۰/127 |
1/842 |
۰/065 |
409/1 |
|||
|
عمر شرکت
|
AGE |
۰-/۰16 |
0-/955 |
۰/339 |
۱/171 |
|||
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری
|
MTB |
۰/۰۰5 |
1/678 |
۰/093 |
۱/016 |
|||
|
زیان شرکت |
LOSS |
۰-/۰20 |
1-/070 |
۰/284 |
۱/121 |
|||
|
سهام‌داران نهادی |
INS_OWN |
035/0 |
965/1 |
049/0 |
245/1 |
|||
|
اثر سال و صنعت |
IND&YEAR |
کنترل شد. |
||||||
|
ضریب تعیین |
801/0 |
|
||||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
795/0 |
|||||||
|
F آماره |
649/129 |
|||||||
|
F احتمال آماره |
000/0 |
|||||||
|
آماره دوربین واتسون |
971/1 |
|||||||
باتوجه‌به نتایج برآورد مدل 2 و 3 برای فرضیۀ دوم، جدول (5) و (6) نشان می‌دهد که آماره F در سطح اطمینان 99% معنادار است. مقادیر عامل تورم واریانس (VIF) برای همۀ متغیرها کمتر از 10 است؛ بنابراین، نشان می‌دهد که بین متغیرهای توضیحی همبستگی خطی شدیدی وجود ندارد (Gujarati, 2003)؛ پس، می‌توان نتیجه گرفت که کل الگو برای مدل 2 و 3 ازلحاظ آماری معنادار است. نتایج جدول (5) نشان می دهد که متغیر افشای داوطلبانۀ اطلاعات بر عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر معناداری ندارد؛ بنابراین، شرط دوم اثر متغیر میانجی برقرار نیست. از طرفی نتایج جدول (6) نشان می‌دهد که متغیر مستقل افشای داوطلبانۀ اطلاعات بر هزینۀ سرمایه همانند مدل اول تأثیر معناداری ندارد؛ اما متغیر عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینۀ سرمایه تأثیر معناداری دارد. درمجموع می‌توان نتیجه گرفت که متغیر میانجی عدم تقارن اطلاعاتی بر رابطۀ میان افشای داوطلبانۀ اطلاعات و هزینۀ سرمایه تأثیر معناداری ندارد؛ بنابراین، فرضیۀ دوم رد می‌شود.
نتیجه‌گیری
باتوجه‌به اینکه نهادهـای استانداردگذار بین‌المللی حسـابداری و سـازمان حسابرسـی در مقـام متـولی استانداردگذاری حسابداری در ایران، بر اهمیت بسیار زیاد افشای اطلاعات به‌عنوان یکی از اصول حسابداری در قالب افشای کافی و تأثیر آن بر کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و نقش مهم هزینۀ سرمایه در توانمندسازی سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سایر استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی در تصمیم‌گیری‌های آگاهانه تأکیـد دارند، در این پژوهش ارتباط بین افشای داوطلبانۀ اطلاعات و هزینۀ سرمایه و تأثیر میانجی عدم تقارن اطلاعاتی بر این رابطه، در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد.
یافته‌ها نشان می‌دهد که افشای داوطلبانۀ اطلاعات بر هزینۀ سرمایه تأثیر معناداری ندارد که نتایج مطابق با پژوهش‌های حسینی عمران (2020)، تابلی و همکاران (2019) و ناظمی و نصیری (2014) است. ازجمله دلایل این نتایج می‌توان به کم‌بودن سطح میانگین افشای داوطلبانۀ اطلاعات و کارانبودن بازار سرمایه در ایران و محدودبودن اقلام افشای داوطلبانۀ اطلاعات اشاره کرد؛ بنابراین، به نظر می رسد که باید نهادهای قانون‌گذار در بازار سرمایه، ازجمله سازمان بورس و اوراق بهادار در مقولۀ رتبه‌بندی شرکت‌ها به افشای داوطلبانۀ اطلاعات توجه بیشتری داشته باشند، تا شرکت‌ها تشویق به افزایش افشای بهتر و باکیفیت‌تری از اطلاعات شوند. درخصوص تأثیر متغیر میانجی عدم تقارن اطلاعاتی بر رابطۀ میان افشای داوطلبانه بر هزینۀ سرمایه تأثیر معناداری مشاهده نشد که این نتایج هم‌راستا با پژوهش ابوافیفا و همکاران (2023) است. ازجمله دلایلی که می‌توان دراین‌خصوص مطرح کرد، آن است که در شرکت‌های بررسی‌شده به افشای داوطلبانۀ اطلاعات به‌طورجدی ازطرف سرمایه‌گذاران توجه شده است یا به دلیل فقدان تحلیلگران مالی، میزان افشای داوطلبانۀ شرکت‌ها نتوانسته است میزان عدم تقارن اطلاعاتی را در بازار سرمایه به طور چشمگیری تغییر دهد؛ بنابراین، در بازار سرمایۀ ایران که کارا نیست، افشای داوطلبانۀ اطلاعات نتوانسته است تأثیری بر کاهش عدم تقارن اطلاعاتی داشته باشد، تا به‌واسطۀ آن هزینۀ سرمایه را مطابق با نظریه‌‌های مطرح‌شده دراین‌خصوص کاهش دهد. به‌طورکلی در بازار بورس ایران، بازدهی سهام به‌صورت پیش‌بینی‌ناپذیر و نامطمئن است؛ زیرا در کنار عدم شفافیت کافی عوامل سیاسی، اقتصادی و اجتماعی نیز مزید بر علت شده است؛ به‌گونه‌ای که باعث نوسانات بزرگ در بازار سرمایه می‌شوند و بر بازدهی سهام اثر می‌گذارند. این عدم قابلیت پیش‌بینی دقیق بازدهی سهام باعث می‌شود که سرمایه‌گذاران در تعیین هزینۀ سرمایه احتیاط کنند و برای کاهش ریسک، هزینۀ سرمایه را افزایش دهند؛ بنابراین، به متولیان اقتصادی و سیاسی کشور پیشنهاد می‌شود که در راستای بهبود وضعیت کلان اقتصادی گام بردارند؛ زیرا حتی اگر شفافیت را در سطح بازار سرمایه به‌واسطۀ راهکارهای مختلف ازجمله الزامات قانونی افزایش دهند، تا زمانی که ریسک سیاسی و اقتصادی در سطح جامعه بهبود پیدا نکند، وضعیت بازار سرمایه در ایران بهبود نخواهد یافت و بسیار از نظریه‌ها در این بازار جوابگو نخواهد بود.
[1] Adverse Selection
[2] Panel effects
[3] robust standard errors
)