تأثیر عوامل اقتصادی و ویژگی‌های شرکتی بر ساختار سرمایه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نویسندگان

1 داﻧﺸﻜﺪه ﻋﻠﻮم اﺟﺘﻤﺎﻋﻲ و اﻗﺘﺼﺎدی داﻧﺸﮕﺎه اﻟﺰﻫﺮا

2 دانشگاه آزاد واحد بین المللی خلیج فارس

چکیده

  هدف اصلی این تحقیق بررسی تأثیر عوامل اقتصادی و ویژگی‌های شرکتی بر ساختار سرمایه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. بدین منظور با استفاده از روش نمونه‌گیری غربالگری تعداد 92 شرکت فعال در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1388-1380 به عنوان نمونه بررسی انتخاب گردیده است. برای انجام این کار، رابطه بین متغیرها، با استفاده از نرم افزارهای اقتصادسنجی داده‌های تابلویی، ارزیابی و آزمون می‌شود. برای برآورد مدل، ابتدا از آزمون چاو و هاسمن برای انتخاب بهترین مدل از میان مدل داده‌های تابلویی، اثرات ثابت و اثرات تصادفی استفاده می‌شود. در این پژوهش تأثیر سه عامل ویژگی شرکتی شامل ساختار دارایی، نقدینگی و اندازه شرکت و دو عامل اقتصادی شامل تورم و رشد اقتصادی ، مورد بررسی قرار می‌گیرد. نتایج این بررسی نشان می‌دهد که بین ساختار سرمایه شرکت‌ها با نقدینگی و تورم رابطه منفی و معنی‌دار وجود دارد. اما بین ساختار سرمایه شرکت‌ها با ساختار دارایی، اندازه شرکت و رشد اقتصادی رابطه مثبت و معنی‌دار وجود دارد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Effect of Economic Factors and Firm Characteristics on the Capital Structure of Listed Companies in Tehran Stock Exchange (TSE)

نویسندگان [English]

  • R Hejazi 1
  • S Khademi 2
1 Alzahra University Of Tehran
2 Persian Gulf International Educational Center
چکیده [English]

  The main objective of this research is to investigate the effect of economic factors and firm characteristics on capital structure of companies listed in TSE. For this purpose, 92 companies in TSE have been selected as a sample for review using sampling screening method in the period 1380-1388 . To conduct this study the, relationship between variables is teste using regression models with panel data To estimate the model, at first, Chow and Hausman test is used for choosing the best model among ordinary panel data, (fixed effect and random effect) . In this study, three firm characteristics including asset structure , liquidity and firm size , and economic factors including inflation and economic growth is investigated. The survey result shows that there is a negative and meaningful relation between the companies' capital structure with the liquidity and inflation. But, there is a positive and meaningful relation between the companies' capital structure with the asset structure, size and economic growth.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Capital Structure
  • Debt Leverage
  • Firm Characteristics
  • Economic Factors

 

 

امروزه رسیدن به اهداف اقتصادی هر کشوری بدون مشارکت عمومی افراد آن کشور امکان‌ناپذیر است. یکی از راه‌های مشارکت افراد در توسعه اقتصادی، سرمایه‌گذاری در بازار سرمایه و بورس اوراق بهادار است. چرا که از این طریق، پس‌اندازهای کوچک و سرگردان به سمت فعالیت‌های مولد و تولیدی راه پیدا می‌کند و چرخ تولید و اقتصاد به حرکت در می‌آید. سرمایه‌گذاران با توجه به تنوع بسیار بالا در گزینه‌های سرمایه‌گذاری در بورس اوراق بهادار، از بین گزینه‌های مختلف اقدام به تصمیم‌گیری می‌کنند. در حال حاضر از جمله معیارهای اساسی برای تصمیم‌گیری در بورس، بازده سهام عادی است. از آنجا که سرمایه‌گذاران در بازار سرمایه به دنبال روش‌هایی برای شناسایی سهام پر بازده هستند و از طرفی به کاهش ریسک سرمایه‌گذاری خود نیز تمایل دارند؛ به نظر می‌رسد که یکی از ابتدایی‌ترین این روش‌ها، سرمایه‌گذاری در مجموعه‌ای از اوراق بهادار (پورتفوی یا سبدی از اوراق بهادار) باشد چرا که از سرمایه‌گذاری در یک سهم کارآمدتر است. در حقیقت با افزایش تعداد سهام در سبد سرمایه‌گذاری و در شرایط عدم کاهش بازده، ریسک مجموعه کاهش می‌یابد (علت کاهش ریسک، تأثیرات مختلفی است که شرکت‌های سرمایه‌پذیر از شرایط متفاوت اقتصادی، سیاسی و اجتماعی می‌پذیرند). عوامل متعدد دیگری نیز وجود دارند که به کاهش ریسک کمک می‌کنند ولی نباید تصور گردد که می‌توان ریسک را به طور کامل از بین برد. ریسک ویژگی برجسته و مهم سرمایه‌گذاری در سهام است چرا که امکان درک کامل شرایط اقتصادی برای پیش‌بینی آینده ممکن نیست. حتی اگر پیامدهای اقتصادی کاملا درک شود، عوامل غیر اقتصادی نیز بر سهام اثر می‌گذارد. بازار اوراق بهادار در معرض انواع مختلف ریسک قرار دارد. ریسک سیستماتیک (ریسک بازار یا ریسک کاهش‌ناپذیر)، ریسک غیر سیستماتیک (ریسک خاص شرکت یا ریسک کاهش‌پذیر) و ریسک نقدینگی از جمله ریسک‌هایی هستند که در همه بازارهای اوراق بهادار عمومیت دارند. علاوه بر ریسک‌های موجود، ریسک‌ها یا مخاطرات دیگری نیز در بازار اوراق بهادار وجود دارد. یکی از این ریسک‌ها، ریسک اطلاعاتی است که از مقوله اطلاعات و اطلاع‌رسانی نشأت می‌گیرد ]7[ و ریسکی تنوع‌ناپذیر (ریسکی که با وجود ترکیب تعداد زیادی از سهام در یک پورتفوی، باز هم باقی می‌ماند) است ]19[.

به این دلیل که ریسک اطلاعات به درستی قابل اندازه‌گیری نیست، مطالعات متعدد عوامل بسیاری را به عنوان نماینده آن معرفی کرده‌اند. از میان آنها کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا عوامل قابل توجه در این مطالعات بوده‌اند ]19[ که تأثیر آنها بر بازده سهام به طور جداگانه سنجیده شده است ولی به نظر می‌رسد تاکنون در هیچ کدام از این تحقیقات ارتباط بین این دو عامل (کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا) در توضیح بازده اضافی سهام، مورد بررسی قرار نگرفته است. در این راستا هدف پژوهش حاضر، بررسی ارتباط بین کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی، به عنوان دو معیار نمایندۀ ریسک اطلاعات در توضیح تغییرات بازده پورتفوی است. در ادامه این نوشتار نخست به مبانی نظری و ادبیات موجود اشاره می‌گردد و با توجه به سوال پژوهش، فرضیه‌ها تدوین می‌شوند. در بخش سوم نیز روش‌های جمع‌آوری اطلاعات و آزمون فرضیه‌ها ارائه می‌گردد و در بخش چهارم و پنجم به ترتیب یافته‌های تحقیق و نتایج حاصل از این بررسی ارائه خواهد شد.

 

مبانی نظری پژوهش

از عواملی که منجر به ریسک اطلاعات می‌شود، اطلاعات نامتقارن (اطلاعات نابرابر) است که بیانگر وضعیت عدم اطمینان سهام‌داران به اطلاعات افشا شدۀ شرکت است زیرا این احتمال وجود دارد که مدیران اطلاعات مهم را افشا نکنند و در مقایسه با سرمایه‌گذاران، دارای اطلاعات بیشتری در مورد عملیات و جنبه‌های مختلف آتی شرکت باشند. بنابراین یکی از معیارهایی که ریسک اطلاعاتی را می‌تواند پوشش دهد، معیار کیفیت افشا توسط شرکت است. کیفیت افشای بالا می‌تواند عدم تقارن اطلاعاتی و مسئله انتخاب نادرست را کاهش دهد. نتایج تحقیقات دیاموند و ورچیا (1991) ]14[ نشان داد که افشای شرکتی، اطلاعات خصوصی را به اطلاعات عمومی تبدیل می‌کند و عدم تقارن اطلاعات بین مدیران و سهام‌داران بیرونی را کاهش می‌دهد.

از جمله دیگر معیارهای پوشش‌دهندۀ ریسک اطلاعات، کیفیت اقلام تعهدی است. بخش عمده‌ای از اطلاعات در مورد جریان‌های نقدی به وسیله سود تأمین می‌شود و جریان‌های نقدی برابر است با سود منهای اقلام تعهدی. به طور کلی جزء تعهدی سود نسبت به جزء نقدی آن با عدم اطمینان بیشتری تعیین می‌شود زیرا اقلام تعهدی با توجه به قضاوت‌ها و برآوردها (از جریان‌های نقدی ایجاد شده در دیگر دوره‌ها) به وجود می‌آیند در حالی که جزء نقدی سود عینی‌تر است. با توجه به نتایج مطالعات قبلی روی ویژگی‌های کیفی سود، کیفیت اقلام تعهدی نسبت به دیگر ویژگی‌های کیفی سود، برای تعیین ریسک اطلاعاتی مربوط به جریان‌های نقدی مناسب‌تر است. بنابراین کیفیت اقلام تعهدی، اطلاعات نامتقارن را که موجب ایجاد ریسک اطلاعاتی شده است کاهش می‌دهد ]5[.

از آنجا که ریسک اطلاعات به درستی قابل اندازه‌گیری نیست، در مطالعات اخیر بجای آن از نماینده‌هایی، نظیر آنچه گفته شد یعنی کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا (به عنوان دو معیار پوشش‌دهنده ریسک اطلاعات)، استفاده می‌شود. موسیلی و همکاران (2012) ]19[ نشان دادند ریسک اطلاعات بالاتر که به علت کیفیت پایین‌تر اقلام تعهدی و یا کیفیت پایین‌تر افشا است، منجر به بازده سهام بالاتر می‌شود. آنها همچنین با بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا نشان دادند که ارتباط مثبتی بین کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا وجود دارد و این دو عامل تغییرات در بازده اضافی مجموعۀ مشابهی از پورتفوی را نشان می‌دهند؛ بنابراین حاوی اطلاعات مشابه و جایگزین یکدیگر تلقی می‌شوند. علاوه بر این، نتایج تحقیقات متعددی در بازارهای پیشرفته اوراق بهادار حاکی از این موضوع است که کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا می‌توانند عوامل مؤثری در توضیح بازده سهام باشند. دارجنیدا و همکاران (2011) ]11[ نشان می‌دهند که چگونه اقلام تعهدی و افشا، اثر مشترکی بر سود مورد انتظار انعکاس یافته در بازده سهام جاری دارد و تأثیر مشترک افشا و اقلام تعهدی، به بزرگ‌نمایی و ماهیت اقلام تعهدی بستگی دارد. همچنین فرانسیس و همکاران (2008) ]16[ بیان می‌کنند که رابطه مکملی بین کیفیت سود و افشای اختیاری وجود دارد. براون و هایلجیست (2007) ]10[ نیز با بررسی رابطه بین کیفیت افشا و عدم تقارن اطلاعاتی نشان دادند که کیفیت افشا به طور معکوس به عدم تقارن اطلاعاتی مرتبط است و اطلاعات خصوصی را کاهش می‌دهد. در ایران نیز ستایش و همکاران (1390) ]6[ به بررسی تأثیر کیفیت افشا بر نقدشوندگی سهام و هزینه سرمایه سهام عادی جاری و آتی پرداختند. نتایج پژوهش بیانگر نبود رابطه معنادار بین کیفیت افشا و نقدشوندگی جاری و آتی شرکت است. افزون بر این، رابطۀ منفی و معناداری بین کیفیت افشا و هزینه سرمایه سهام عادی جاری و آتی شرکت وجود دارد. همچنین نتایج پژوهش اعتمادی و همکاران (1390) ]1[ نشان داد که افشای صورت گرفته در گزارش‌های شرکت‌ها، در تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران مفید است. نتایج پژوهش دستگیر و رستگار (1390) ]3[ نشان می‌دهد کیفیت سود با کیفیت اقلام تعهدی رابطه مستقیمی دارد. همچنین بین اندازه اقلام تعهدی و بازده سهام رابطه مثبتی وجود دارد. رحمانی و فلاح‌نژاد (1389) ]5[ نیز به بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی با هزینه سرمایه سهام عادی پرداختند. نتایج گویای وجود رابطه معناداری بین کیفیت اقلام تعهدی و هزینه سرمایه سهام عادی است. نتایج پژوهش نوروش و حسینی (1388) ]8[ نیز نشان داد که هزینه سرمایه شرکت‌ها تحت تأثیر کیفیت اقلام تعهدی است.

با توجه به موارد بیان شده می‌توان فرضیه‌های این پژوهش را به شرح زیر بیان کرد:

فرضیه اول: بین کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا رابطه معناداری وجود دارد.

فرضیه دوم: کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا در توضیح تغییرات بازده پورتفوی جایگزین (مکمل) یکدیگرند.

 

روش پژوهش

انتخاب نمونه آماری

جامعه آماری این مطالعه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است و نمونه آماری این پژوهش از روش حذف سیستماتیک و با اعمال 4 معیار زیر انتخاب گردیده است:

1- دورۀ مالی شرکت‌ها مربوط به پایان اسفند ماه هر سال باشد.

2- شرکت‌ها قبل از سال 1382 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند و تا پایان سال 1391 از بورس خارج نشده باشند.

3- کلیۀ اطلاعات مورد نیاز در دسترس باشد.

4- جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری، هلدینگ، واسطه‌گری و موارد مشابه نباشند.

با توجه به این معیارها از میان شرکت‌های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران 80 شرکت انتخاب شدند و پژوهش مورد نظر برای دوره زمانی 1382 تا 1391 در مورد این نمونه انجام پذیرفت. کلیه اطلاعات مورد نیاز از طریق سایت‌های بورس اوراق بهادار تهران و نرم افزار تدبیر پرداز استخراج گردیده است.

 

مدل‌سازی پژوهش

در این پژوهش به منظورتعیین عامل کیفیت اقلام تعهدی (AQF) لازم بود شرکت‌های نمونه بر اساس رتبه کیفیت اقلام تعهدی خود به 5 گروه تقسیم شوند. بنابراین ابتدا لازم بود کیفیت اقلام تعهدی هر شرکت محاسبه گردد. معیار تشخیص کیفیت اقلام تعهدی شرکت‌ها در این تحقیق، قدر مطلق ارزش عددی اقلام تعهدی اختیاری است (هر چقدر مقدار قدر مطلق آن بیشتر (کمتر) باشد، کیفیت اقلام تعهدی آن شرکت، ضعیف‌تر (بهتر) است). به منظور برآورد اقلام تعهدی اختیاری از مدل اصلاح شدۀ جونز (دچو و همکاران، 1995) ]12[ استفاده شده است. البته با توجه به مدل اصلاح شده جونز، از مدلی مقطعی برای حداکثر کردن اندازه نمونه و اجتناب از مشکل سوگیری ذاتی مدل‌های مبتنی بر اقلام تعهدی استفاده می‌شود (دیفاند و سابرامانیام، 1998 ]13[ و پیسنل و همکاران، 2005]18[). نتایج تحقیق بارتو و همکاران (2000) ]9[ نشان داد که عملکرد مدل مقطعی، بهتر از مدل‌های مبتنی بر اقلام تعهدی در تعیین مدیریت سود است. سابرامانیام (1996) ]17[ نیز در پژوهش خود به این نتیجه رسید که برآورد ضرایب در مدل مقطعی نسبت به برآورد همان ضرایب در مدل مشابه بادقت‌تر است و این به دلیل آزادی عمل بیشتری است که در مدل مقطعی وجود دارد. با توجه به تحقیقات موجود در این پژوهش برای محاسبه کل اقلام تعهدی جاری بر اجزای اختیاری آن تمرکز می‌شود. بنابراین کل اقلام تعهدی جاری برای شرکت i در سال t به صورت رابطه (1) محاسبه می‌گردد:

رابطه(1)

TCAit = (ΔCAit – Δcashit) – (ΔClit – ΔSTDebtit)

TCAit=کل اقلام تعهدی جاری شرکت i در سال t.

ΔCAit= تغییر در دارایی‌های جاری شرکت i در سال t.

ΔCashit= تغییر در وجه نقد شرکت i در سال t.

ΔClit= تغییر در بدهی جاری شرکت i در سال t.

ΔSTDebtit= تغییر در تسهیلات مالی دریافتی شرکت i در سال t.

برای محاسبه اقلام تعهدی اختیاری برای مشاهدات معین شرکت سال، ابتدا ضرایب از رابطه (2) با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی، برای تمام شرکت‌ها در سال t به‌دست می‌آید (به منظور همگن‌سازی متغیرها، بر جمع دارایی‌ها تقسیم می‌شوند):

رابطه (2)

 = α1 ( ) + α2 ( ) + εit

TAit-1= جمع دارایی‌های شرکت i در سال t-1.

ΔREVit= تغییر در درآمد عملیاتی شرکت i در سال t.

εit= باقیماند معادله برابر با اقلام تعهدی اختیاری شرکت i در سال t.

بعد از برآورد ضرایب، اقلام تعهدی غیراختیاری به صورت رابطه (3) محاسبه می‌گردد:

رابطه (3)

NDACit = α1 ( ) + α2 ( )

NDACit= اقلام تعهدی غیراختیاری شرکت i در سال t.

در نهایت اقلام تعهدی اختیاری از تفاوت کل اقلام تعهدی و اقلام تعهدی غیراختیاری، به صورت رابطه (4) به دست می‌آیند:

│DACit│= │ - NDACit│رابطه (4)           

DACit│= اقلام تعهدی اختیاری شرکت i در سال t.

حال با مشخص شدن کیفیت اقلام تعهدی هر شرکت در سال t، در پایان هر سال شرکت‌های نمونه به پنج گروه بر مبنای کیفیت اقلام تعهدی محاسبه شده، تقسیم می‌شوند. گروه (1) در بر گیرنده شرکت‌هایی با بالاترین کیفیت اقلام تعهدی و گروه (5) در بر گیرنده شرکت‌هایی با پایین‌ترین کیفیت اقلام تعهدی است.

در نهایت عامل کیفیت اقلام تعهدی (AQF) در ماه t به روش زیر به دست می‌آید:

عامل کیفیت اقلام تعهدی (AQF) در این پژوهش برابر با تفاوت میانگین موزون ماهانه بازده بین دو گروه (1 و 2) با بالاترین کیفیت اقلام تعهدی (پایین‌ترین ارزش عددی قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری) و دو گروه (4 و 5) با پایین‌ترین کیفیت اقلام تعهدی (بالاترین ارزش عددی قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری) است.

از طرفی تعیین عامل کیفیت افشا (DQFt) نیز در ابتدا نیاز به تقسیم کردن شرکت‌های نمونه به 5 گروه طبق رتبه کیفیت افشای هر شرکت دارد. بدین منظور از امتیازهای سالیانۀ کیفیت افشای شرکتی که توسط سازمان بورس برای شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1391-1382 محاسبه و منتشرگردیده، استفاده می‌شود و در پایان هر سال شرکت‌های نمونه بر اساس مقدار امتیاز کیفیت افشا به پنج گروه تقسیم می‌گردند. گروه شمارۀ (1) مربوط به شرکت‌هایی با بالاترین کیفیت افشا و گروه شمارۀ (5) مربوط به شرکت‌هایی با پایین‌ترین کیفیت افشا است. بعد از دسته بندی شرکت‌ها بر اساس امتیاز کیفیت افشا، عامل کیفیت افشا (DQF) در این پژوهش به صورت زیر به دست می‌آید:

عامل کیفیت افشا (DQF) برابر با تفاوت بین میانگین موزون ماهانه بازده بین دو گروه با بالاترین کیفیت افشا

(1 و 2) با دو گروه با پایین‌ترین کیفیت افشا (4 و 5) است.

برای محاسبه بازده اضافی پورتفوی (RitRft) (هر پورتفوی شامل شرکت‌هایی است که از لحاظ نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهامشان و همچنین از نظر ارزش بازار شرکت‌ها مشابه هستند) نیز مطابق پژوهش موسیلی و همکاران (2012) ]15[ از مدل تعدیل شده فاما و فرنچ (1993) ]15[ استفاده می‌شود و بازده اضافی پورتفوی به شرح زیر محاسبه می‌شود:

Rit: میانگین موزون بازده پورتفوی

Rft:  بازده دارایی بدون ریسک

بازده اضافی پورتفوی از تفاوت میانگین موزون بازده ماهانه پورتفوی و بازده ماهانه دارایی بدون ریسک به دست می‌آید.

سایر متغیرها در این پژوهش نیز به شرح زیر محاسبه می‌گردند:

به منظور محاسبه متغیر مربوط به خطرپذیری بازار (RmtRft) که بازده اضافی بازار (صرف ریسک بازار) نامیده می‌شود (Rmtبازده پورتفوی بازار) از شاخص سهام استفاده می‌شود.

متغیرهای SMBtوHMLtنیز که به ترتیب عامل اندازه شرکت و عامل ارزش بازار شرکت نامیده می‌شوند، به شرح زیر محاسبه می‌شوند:

در ابتدا شرکت‌های نمونه در این تحقیق بر اساس ترکیب ارزش بازار شرکت و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام، به 6 پورتفوی تقسیم‌بندی می‌شوند. طریقه دسته‌بندی پورتفوی‌ها به روش زیر است:

در پایان هر سال شرکت‌های نمونه بر اساس ارزش بازار شرکت (اندازه) مرتب می‌شوند (ارزش بازار شرکت از طریق ضرب کردن میانگین قیمت سهم طی سال در تعداد سهام پایان دوره شرکت محاسبه می‌شود). سپس بر اساس آن، شرکت‌های نمونه به دو گروه بزرگ (B) و کوچک (S) تقسیم می‌شوند که هر گروه حاوی 50% از شرکت‌های نمونه است. سهام شرکت‌ها نیز در پایان هر سال بر اساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار مشخص می‌شود (ارزش دفتری از ترازنامه شرکت و ارزش بازار از حاصل‌ضرب میانگین قیمت سهام شرکت در طی سال در تعداد سهام منتشر شده آن در پایان سال به‌دست می‌آید). سپس سهام شرکت‌های نمونه بر اساس ارزش دفتری به ارزش بازار نیز به سه گروه H(40% شرکت‌ها دارای نسبت بالای ارزش دفتری به ارزش بازار)، M(30% شرکت‌ها دارای نسبت متوسط ارزش دفتری به ارزش بازار) و L(30% شرکت‌ها دارای نسبت پایین ارزش دفتری به ارزش بازار) تقسیم می‌شوند. از تلفیق این دو دسته‌بندی (گروه‌های S و B با گروه‌های L، M و H)، شش پورتفوی (S/H،S/M ،S/L ، B/H، B/M، B/L) حاصل می‌شود. پس از مشخص شدن پورتفوی‌ها، متغیرهای SMB و HML به صورت رابطه (5) و (6) محاسبه می‌شوند:

SMB = رابطه (5)        

HML = رابطه (6)                    

SMB: تفاوت بین میانگین ماهانه بازده پورتفوی‌های شامل سهام شرکت‌های بزرگ و پورتفوی‌های شامل سهام شرکت‌های کوچک.

HML: تفاوت بین میانگین ماهانه بازده پورتفوی‌های حاوی سهام شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار بالا و پورتفوی‌های حاوی سهام شرکت‌هایی با نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار پایین.

به منظور بررسی ارتباط بین کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی نیز از مدل  سه عاملی فاما و فرنچ (1993) ]15[ استفاده می‌شود (رابطه 7). البته در این تحقیق، مطابق با پژوهش موسیلی و همکاران (2012) ]19[، به منظور تطبیق احتمالی فاکتورهای کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا با بازده اضافی پورتفوی، در این مدل تعدیلی انجام می‌گیرد و عامل کیفیت اقلام تعهدی (AQF در رابطه 8) و عامل کیفیت افشا (DQF در رابطه 9) به طور جداگانه به مدل سه عاملی فاما و فرنچ (1993) ]15[ اضافه می‌شود و رگرسیون‌هایی به شرح زیر تصریح می‌گردد:

رابطه (7)

Rit – Rft = α + bit ( Rmt – Rft ) + hit HMLt + sit SMBt + εit

رابطه (8)

Rit – Rft = α + bit ( Rmt – Rft ) + hit HMLt + sit SMBt + ait AQFt + εit

رابطه (9)

 Rit – Rft = α + bit ( Rmt – Rft ) + hit HMLt + sit SMBt + dit DQFt + εit

در این پژوهش هر مدل برای 16 پورتفوی با استفاده از رگرسیون به ظاهر نامرتبط برازش می‌شود زیرا روش حداقل مربعات، معناداری ضرایب رگرسیون هر پورتفوی را به طور جداگانه به دست می‌داد ولی در اینجا نیاز به معناداری مشترک ضرایب کلیه پورتفوی‌ها در برآورد بود که به وسیله روش رگرسیون به ظاهر نامرتبط، قابل تخمین است. برای این منظور در ابتدا شرکت‌های نمونه بر اساس ترکیب اندازه سهام و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام، به 16 پورتفوی به شرح زیر تقسیم‌بندی می‌شوند:

در پایان هر سال شرکت‌های نمونه بر اساس ارزش بازار شرکت (اندازه) مرتب می‌شوند. ارزش بازار شرکت از طریق ضرب کردن میانگین قیمت سهم طی سال در تعداد سهام پایان دوره شرکت محاسبه می‌شود. سپس چارک‌های سهام شرکت‌های نمونه بر اساس ارزش بازارشان تعیین و بر اساس آن شرکت‌های نمونه به چهار گروه بزرگ (B)، متوسط بزرگ (m1)، متوسط کوچک (m2) و کوچک (S) تقسیم می‌شوند. گروه شرکت‌های بزرگ در چارک اول، گروه شرکت‌های متوسط بزرگ در چارک دوم، گروه شرکت‌های متوسط کوچک در چارک سوم و گروه شرکت‌های کوچک در چارک چهارم قرار می‌گیرند. سپس سهام شرکت‌ها همچنین در پایان هر سال بر اساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار مشخص می‌شود (ارزش دفتری از ترازنامه شرکت و ارزش بازار از حاصل‌ضرب میانگین قیمت سهام شرکت در طی سال در تعداد سهام منتشر شده آن در پایان سال به‌دست می‌آید). سهام شرکت‌های نمونه بر اساس ارزش دفتری به ارزش بازار نیز به چهار گروه H(25% شرکت‌ها دارای نسبت بالای ارزش دفتری به ارزش بازار)، M1(25% شرکت‌ها دارای نسبت متوسط بالای ارزش دفتری به ارزش بازار)، M2(25% شرکت‌ها دارای نسبت متوسط پایین ارزش دفتری به ارزش بازار) و L(25% شرکت‌ها دارای نسبت پایین ارزش دفتری به ارزش بازار) تقسیم می‌شوند. از تلفیق این دو دسته‌بندی (گروه‌های S، m1، m2 و B با گروه‌های L، 12M و H)، شانزده پورتفوی (S/H، S/M 1، S/M 2،S/L ، m 2 /H، m 2 /M 1 ، m 2 /M 2 ، L m 2 /،  m 1/H،  m 1 /M 1 ، m 1 /M 2، m 1 /L، B/H، B/M 1، B/M 2، B/L) حاصل می‌شود.

 

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

آمار توصیفی مربوط به تمام متغیرهای مورد استفاده در این پژوهش، در نگاره 1 و ضریب همبستگی بین متغیرهای مستقل نیز در نگاره 2 نشان داده شده است.

همان‌طور که ملاحظه می‌شود، میانگین متغیر عامل کیفیت اقلام تعهدی (AQF) با وجود مثبت بودن علامتش، دارای مقدار عددی ناچیزی است که بیانگر این موضوع است که شرکت‌هایی با حداقل کیفیت اقلام تعهدی نسبت به شرکت‌هایی با حداکثر کیفیت اقلام تعهدی، بازده بیشتری دارند، همچنین تأییدکننده این مطلب است که شرکت‌هایی با حداقل کیفیت اطلاعات، صرف سهام بیشتری دارند. میانگین بازده ماهانه متغیر AQF و DQF به ترتیب 27/0 و 15/0- است که علامت آنها عکس یکدیگر و از لحاظ مقدار عددی نیز مشابه هم نیستند. بنابراین نشان می‌دهد که دو متغیر یاد شده معکوس یکدیگر و ارتباط چندانی با نیز با هم ندارند. از طرفی ضریب همبستگی بین آنها (AQF و DQF) نیز برابر با 169/0- است که نشان‌دهنده ارتباط ناچیز و منفی بین کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی است.


نگاره شماره 1. آمار توصیفی

کشیدگی

چولگی

انحراف معیار

کمینه

بیشینه

میانه

میانگین

متغیر

30/31

52/2-

56/1

01/11-

90/6

01/0-

08/0

Ri1-Rm

42/73

01/8

97/8

07/7-

01/82

01/0-

26/1

Ri2-Rm

87/16

63/2

59/1

49/3-

16/10

17/0

43/0

Ri3-Rm

32/5

34/1

95/0

19/1-

78/3

14/0

37/0

Ri4-Rm

71/40

23/5

98/2

31/4-

08/24

03/0

77/0

Ri5-Rm

49/24

65/3

76/2

39/5-

32/19

24/0

72/0

Ri6-Rm

88/35

08/4

07/8

38/25-

39/61

01/0-

69/0

Ri7-Rm

77/13

90/2

17/2

76/2-

41/11

14/0

46/0

Ri8-Rm

63/7

11/1

88/1

62/4-

01/10

07/0

15/0

Ri9-Rm

80/7

53/1

80/1

34/2-

33/9

06/0

45/0

Ri10-Rm

89/63

16/7

98/3

21/6-

24/36

03/0-

18/0

Ri11-Rm

41/4

02/0-

97/1

20/5-

78/5

01/0-

07/0

Ri12-Rm

53/31

71/4

85/2

47/2-

32/21

05/0

66/0

Ri13-Rm

82/17

35/1

74/2

69/12-

88/14

01/0-

40/0

Ri14-Rm

55/18

09/3

54/1

09/4-

93/8

08/0-

08/0

Ri15-Rm

81/17

52/2

35/4

58/11-

74/26

01/0-

23/0

Ri16-Rm

92/4

84/0

05/0

12/0-

34/0

01/0-

11/0

Rm –Rf

22/5

51/0

56/6

09/20-

65/23

90/0-

27/0-

SMB

90/12

78/0-

98/9

47/55-

82/35

04/2

41/2-

HML

05/7

85/0-

74/1

29/6-

16/7

33/0

27/0

AQF

15/2

04/0

42/1

79/2-

93/3

05/0

15/0-

DQF

 

 


نگاره شماره 2. ضریب همبستگی

ضریب همبستگی

Rm- Rf

SMB

HML

AQF

DQF

Rm- Rf

1

005/0-

069/0-

121/0

141/0

SMB

 

1

57/0

083/0

039/0

HML

 

 

1

002/0-

105/0-

AQF

 

 

 

1

169/0-

DQF

 

 

 

 

 

1

 

به منظور پاسخ به فرضیه اول این پژوهش یعنی ارتباط بین کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی، شرکت‌های نمونه در 5 پورتفوی بر مبنای رتبه کیفیت افشا دسته‌بندی شده‌اند. پورتفوی 1 شامل شرکت‌هایی با حداکثر کیفیت افشا و پورتفوی 5 شامل شرکت‌هایی با حداقل کیفیت افشا هستند. نگاره 3 نشان دهنده نتایج مربوط به این فرضیه است.  

 

نگاره شماره 3. دسته‌بندی شرکت‌ها بر اساس کیفیت افشا

پورتفوی

بازده ماهانه

ارزش بازار

دارایی

نسبت ارزش دفتری

به ارزش بازار

اقلام تعهدی

اختیاری

متوسط رتبه افشا

1

37/0

16/5

51/2

84/0

70/79

2

20/0

99/5

94/3

63/0

95/63

3

22/0

06/6

25/3

12/1

19/51

4

27/0

12/6

81/1

96/1

60/38

5

35/0

20/6

53/1

99/0

16/20

 

 

همان‌طور که مشاهده می‌شود با کاهش کیفیت افشا، کیفیت اقلام تعهدی (قدر مطلق ارزش عددی اقلام تعهدی اختیاری) روند رو به افزایش یا کاهشی را نشان نمی‌دهد و این تأییدکننده نبود رابطه بین آنها است.

بین اندازه شرکت (لگاریتم طبیعی ارزش بازار) و کیفیت افشا، رابطه مثبتی برقرار است (رتبه پایین‌تر افشا نشانه کیفیت بالاتر افشا است). بازده ماهانه برای شرکت‌هایی با کیفیت افشای بیشتر نسبت به شرکت‌هایی با کیفیت افشای کمتر، پایین‌تر است.

 

 

 

 

 

 

 

 این نتیجه تأییدکننده تئوری بر مبنای ریسک است که بیان می‌دارد سرمایه‌گذاران برای سرمایه‌گذاری در شرکت‌هایی با ریسک زیاد (حداقل کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی)، بازده بالاتری را تقاضا می‌کنند.

برازش مدل‌های پژوهش

در نگاره 4 نتایج حاصل از برازش مدل رابطه 7، در نگاره 5 نتایج حاصل از برازش مدل رابطه 8 و در نگاره 6 نتایج حاصل از برازش مدل رابطه 9 به منظور آزمون فرضیه دوم پژوهش نشان داده شده است.

 

 

 

 

 

 

 


 

نگاره شماره 4. برازش مدل رابطه 7

Rit – Rft = α + bit (Rmt – Rft) + hit HMLt + sit SMBt+εit

پورتفوی

Α

Rm-Rf  β

βHML

SMBβ

ضریب

تعیین R2

t(α)

Rm-Rf) βt(

t(βHML)

SMB)βt(

آماره دوربین واتسون

پورتفوی 1

06/0

57/0-

01/0-

01/0-

78/0

30/1

54/0-

99/0-

***68/1-

08/2

پورتفوی 2

16/0

42/7

01/0-

05/0-

92/0

62/0

***69/1

26/0-

19/1-

28/2

پورتفوی 3

32/0

04/5

00/0

01/0

66/0

*34/4

*22/3

53/0

60/0

90/1

پورتفوی 4

28/0

63/8

00/0

00/0-

52/0

*48/2

*48/7

14/0

26/0-

95/1

پورتفوی 5

56/0

44/14

01/0-

07/0-

78/0

*77/3

*13/5

75/0-

*77/2-

91/1

پورتفوی 6

25/0

24/6

03/0

00/0-

73/0

***64/1

*45/2

***87/1-

21/0-

07/2

پورتفوی 7

59/0

25/3

03/0

00/0-

76/0

47/1

47/0

71/0

10/0-

34/2

پورتفوی 8

16/0

90/4

00/0-

05/0

67/0

26/1

**19/2

05/0-

*49/2

60/1

پورتفوی 9

02/0-

62/8

00/0-

05/0

48/0

15/0-

*56/3

42/0-

**05/2

64/1

پورتفوی 10

49/0

08/13

05/0

07/0-

32/0

*16/3

*98/4

*09/3

*66/2-

22/2

پورتفوی 11

05/0

91/5

08/0

04/0-

85/0

34/0

**01/2

*89/3

56/1-

98/1

پورتفوی 12

03/0-

38/12

01/0-

07/0

39/0

19/0-

*52/4

75/0-

*58/2

98/1

پورتفوی 13

32/0

25/5

04/0

04/0-

78/0

**29/2

**19/2

*77/2

**93/1-

54/1

پورتفوی 14

23/0

04/0-

01/0-

01/0

75/0

**06/2

02/0-

82/0-

34/0

80/1

پورتفوی 15

00/0-

91/0

02/0

01/0-

69/0

02/0-

59/0

**32/2

03/1-

91/1

پورتفوی 16

45/0

08/17

11/0

06/0

66/0

***68/1

*75/3

*73/3

33/1

03/2

Chi-Square

-

-

-

-

-

38/16

42/99

90/59

14/57

-

P-Value

-

-

-

-

-

00/0

00/0

00/0

00/0

-

*، ** و *** سطح اطمینان 99%، 95% و 90%

 

همان‌طور که در نگاره 4 ملاحظه می‌شود، متغیر بازده اضافی بازار (Rmt – Rft) تغییرات را در 12 پورتفوی و متغیرهای HML و SMB به ترتیب تغییرات را در 6 و 7 پورتفوی نشان می‌دهند. این نتایج تأییدکننده این مطلب است که متغیــرهای مدل

 

 

 

سه عاملی فاما و فرنچ (1993) تغییرات بازده اضافی پورتفوی را نسبتاً به خوبی توضیح می‌دهند.

با توجه به نگاره 5 ملاحظه می‌شود که متغیر AQF در توضیح تغییرات در 7 پورتفوی معنی‌دار است.

 

 

 

 


نگاره شماره 5. برازش مدل رابطه 8

Rit – Rft = α + bit ( Rmt – Rft ) + hit HMLt + sit SMBt+ dit AQFt+ εit

 

β AQF

T

(βAQF)

ضریب تعیین R2

آماره

دوربین واتسون

Chi-square

p-value

پورتفوی 1

02/0-

94/0-

87/0

09/2

64/39

00/0

پورتفوی 2

01/0-

09/0-

93/0

28/2

پورتفوی 3

08/0-

89/1-  **

67/0

93/1

پورتفوی 4

01/0

32/0

53/0

96/1

پورتفوی 5

08/0-

97/0-

78/0

93/1

پورتفوی 6

15/0

85/1  ***

74/0

04/2

پورتفوی 7

46/0-

07/2-   **

78/0

33/2

پورتفوی 8

11/0-

54/1-

68/0

65/1

پورتفوی 9

05/0-

68/0-

49/0

65/1

پورتفوی 10

00/0-

03/0-

33/0

21/2

پورتفوی 11

17/0

08/2    **

86/0

95/1

پورتفوی 12

08/0-

99/1-  **

40/0

00/2

پورتفوی 13

05/0

74/0

79/0

52/1

پورتفوی 14

15/0

85/1  ***

76/0

79/1

پورتفوی 15

07/0-

53/1-

70/0

93/1

پورتفوی 16

47/0-

31/3-   **

69/0

03/2

*، ** و *** سطح اطمینان 99%، 95% و 90%

 

همان‌گونه که در نگاره 6 مشهود است، متغیر DQF تغییرات را در 6 پورتفوی توضیح می‌دهد.

برای بررسی معناداری کل مدل از آزمون F (آماره والد) استفاده شده است. فرض‌های آماری این آزمون به شرح زیر است:

  H0: 1α=2α

  H1: 1α≠2α

در صورتی که احتمال آماره F از 05/0 کمتر باشد، فرضیه H0 پذیرفته نمی‌شود و مدل معنی‌دار است. با توجه به اینکه احتمال آماره F محاسبه شده در نگاره 6 و 7 به ترتیب برابر با 00/0 و 07/0 است، فرضیه  H0در سطح اطمینان 90% پذیرفته نمی‌شود. یعنی مدل برازش شده، معنی‌دار است و بین بازده پورتفوی‌های با کیفیت اقلام تعهدی وکیفیت افشای متفاوت، اختلاف فاحشی وجود دارد. احتمال آماره F محاسبه شده در نگاره 5 نیز برابر با 00/0 است، که نشان می‌دهد متغیرهای مدل سه عاملی فاما و فرنچ (1993) ]15[ با بازده اضافی پرتفوی رابطه معنی‌داری دارند.

 

 


نگاره شماره 6. برازش مدل رابطه 9

Rit – Rft = α + bit ( Rmt – Rft ) + hit HMLt + sit SMBt+ dit DQFt+ εit

 

β DQF

T

(βDQF)

ضریب تعیین R2

آماره

دوربین واتسون

Chi-square

p-value

پورتفوی 1

08/0

87/1 ***

87/0

05/2

60/23

07/0

پورتفوی 2

03/0

16/0

93/0

29/2

پورتفوی 3

04/0

59/0

66/0

89/1

پورتفوی 4

15/0-

 89/1- ***

52/0

92/1

پورتفوی 5

01/0-

08/0-

78/0

91/1

پورتفوی 6

00/0

00/0

73/0

07/2

پورتفوی 7

17/0

59/0

77/0

34/2

پورتفوی 8

08/0

94/1***

67/0

63/1

پورتفوی 9

01/0

11/0

48/0

64/1

پورتفوی 10

23/0-

 05/2-  **

32/0

20/2

پورتفوی 11

03/0-

25/0-

86/0

90/1

پورتفوی 12

08/0-

95/0-

40/0

96/1

پورتفوی 13

29/0-

04/3-  *

80/0

50/1

پورتفوی 14

05/0-

60/0-

75/0

78/1

پورتفوی 15

07/0-

90/1- ***

70/0

90/1

پورتفوی 16

03/0-

18/0-

66/0

02/2

*، ** و *** سطح اطمینان 99%، 95% و 90%

 

نتیجه‌

در این پژوهش ارتباط بین عامل کیفیت افشا (DQF) و عامل کیفیت اقلام تعهدی (AQF) در توضیح بازده اضافی پورتفوی بررسی شده است. بدین صورت عامل‌های کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی به مدل سه عاملی فاما و فرنچ (1993) ]15[ اضافه شد و با استفاده از روش رگرسیون به ظاهر نامرتبط معناداری مشترک ضرایب برآورد شد. متغیر AQF تغییرات را در 7 پورتفوی و متغیر DQF تغییرات را در 6 پورتفوی نشان می‌دهد. از آنجا که AQF و DQF تغییرات را در پورتفوی‌های غیرمشابه نشان می‌دهند، می‌توان گفت این دو متغیر حاوی اطلاعات متفاوتی هستند. بنا بر نتایج، استنباط می‌شود که کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی رابطه‌ای با یکدیگر نداشته و می‌توان آنها را در توضیح تغییرات بازده اضافی پورتفوی مکمل یکدیگر دانست.

 نتایج پژوهش حاضر تأیید کننده یافته‌های حاصل از تحقیق فرانسیس و همکاران (2008) ]16[ مبنی بر مکمل بودن رابطه بین کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی است ولی با پژوهش موسیلی و همکاران (2012) ]19[ ناسازگار است زیرا یافته‌های آنها حاکی از وجود رابطه جایگزین بین کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی است. در ایران پژوهشی که ارتباط بین این دو عامل را بسنجد انجام نگرفته است ولی ارتباط بین کیفیت افشا با بازده سهام و کیفیت اقلام تعهدی با بازده سهام به طور جداگانه مورد بررسی قرار گرفته است. ارتباط بین کیفیت افشا و بازده سهام در پژوهش حاضر هم‌جهت با یافته‌های اعتمادی و همکاران (1390) ]1[ مبنی بر وجود رابطه معنادار بین آنها به دست آمد که مخالف با نتایج حاصل از پژوهش دستگیر و بزاززاده (1385) ]4[ است. همچنین از نظر ارتباط بین کیفیت اقلام تعهدی و بازده سهام، یافته‌های پژوهش حاضر هماهنگ با نتایج به‌دست آمده از تحقیق نوروش و حسینی (1388) ]8[ مبنی بر وجود رابطه معنادار بین آنها و ناسازگار با یافته‌های خواجوی و ناظمی (1384) ]2[ است.

با توجه به نتایج این تحقیق می‌توان این‌گونه بیان کرد که سرمایه‌گذاران حاضر در بورس اوراق بهادار باید به این نکته توجه داشته باشند که تغییرات در کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی می‌تواند حاوی اخبار مهم و محرمانه‌ای در خصوص وضعیت آنی شرکت باشد و بنابراین باید به آن در زمان تصمیم‌گیری توجه کرد. همچنین بکارگیری این دو عامل به صورت مکمل می‌تواند مؤثر باشد زیرا وجود ارتباط مکمل بین آنها به سرمایه‌گذاران و سایر ذی‌نفعان این امکان را می‌دهد که با در کنار هم قرار دادن اطلاعات مربوط به کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی، پیش‌بینی بهتر و جامع‌تری از بازده سهام داشته باشند. در نظر گرفتن تنها یک عامل در تحقیقات پیشین به منظور پیش‌بینی بازده سهام نمی‌تواند اطلاعات مفید و کاملی در اختیار ذی‌نفعان قرار دهد.

در پایان پیشنهاد می‌گردد در ادامه این پژوهش و پژوهش‌های مشابه پیشین ارتباط عوامل متعدد دیگر را نیز که به عنوان معیار پوشش ریسک در تحقیقات بسیاری معرفی شده‌اند بر روی بازده سهام بررسی گردد. همچنین این پژوهش می‌تواند در صنایع مختلف و با استفاده از دیگر مدل‌های ارزش‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای، تکرار گردد و با توجه به آن فرضیات این تحقیق بیشتر بررسی گردد.

- اعتمادی، حسین، امیرخانی، کوروش و محبت رضایی. (1390). «محتوی ارزشی افشای اجباری: شواهدی از شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران». فصلنامهبورساوراقبهادار، 4 (13):252-235.

2- خواجوی، شکرالله و امین ناظمی. (1384). «بررسی ارتباط بین کیفیت سود و بازده سهام با تأکید بر نقش اقلام تعهدی» در بورس اوراق بهادار تهران. مجله بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 12 (40): 60-37.

3- دستگیر، محسن و مجید رستگار. (1390). «بررسی رابطه بین کیفیت سود، اندازه اقلام تعهدی و بازده سهام با کیفیت اقلام تعهدی». مجلهپژوهش‌هایحسابداریمالی، سال 3، ش 1: 20-1.

4- دستگیر، محسن و حمیدرضا بزاززاده. (1385). «تأثیر افشا بر ریسک سیستماتیک». مجلهپژوهش‌نامهاقتصادی، (20): 235-230.

5- رحمانی، علی و فرهاد فلاح‌نژاد. (1389). «تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه سهام عادی». مجلهپژوهش‌هایحسابداریمالی، سال 2، ش3: 30-17.

6- ستایش، محمدحسین؛ کاظم‌نژاد، مصطفی و مهدی ذوالفقاری. (1390). «بررسی تأثیر کیفیت افشا بر نقدشوندگی سهام و هزینه سرمایه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران». مجلهپژوهش‌هایحسابداریمالی، سال 3، ش 3: 74-55.

7- عرب‌مازار یزدی، محمد و سید محمد طالبیان. (1387).«کیفیت گزارشگری مالی، ریسک اطلاعاتی هزینه سرمایه». مطالعاتحسابداری، سال6، ش 21: 30-1.

8- نوروش، ایرج و سیدعلی حسینی. (1388). «بررسی رابطه بین کیفیت افشا (قابلیت اتکا و به موقع بودن) و مدیریت سود». فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 16 (15): 133-117.

9- Bartov, E., Gul, F. A., & Tsui, J. S. L. (2000). "Discretionary Accruals Models and Audit Qualifications". Journal of Accounting and Economics. 30: 421–452

10- Brown, S. & Hillegiest, S. A. (2007). "How Disclosure Quality Affects the Level of Information Asymmetry". Review of Accounting Studies. 12: 443–477.

11- Dargenidou, C., Mcleay, S., & Raonic, I. (2011). "Transparency, Disclosure and the  

Pricing of Future Earnings in the European Market". Journal of Business Finance and Accounting. 38: 473–504.

12- Dechow, P. M., Sloan, R. G., & Sweeney, A. P. (1995). "Detecting Earnings Management". The Accounting Review. 70: 193–225

13- DeFond, M. K., & Subramanyam, K. R. (1998). "Auditor Changes and Discretionary Accruals". Journal of Accounting and Economics. 25, 35–67.

14- Diamond, D. W., & Verrecchia, R. E. (1991). "Disclosure, Liquidity, and the Cost of Capital". Journal of Finance. 46, 1325–1359.

15- Fama, F., & French, K. (1993). "Common Risk Factors in the Returns on Stocks and Bonds". Journal of Financial Economics. 33: 3–56.

16- Francis, J., Nanda, D., & Olsson, P. (2008). "Voluntary Disclosure, Earnings Quality, and Cost of Capital". Journal of Accounting Research. 46: 53–99.

17- Subramanyam, K. R. (1996). "The Pricing of Discretionary Accruals". Journal of Accounting and Economics. 22: 249–281.

18- Peasnell, K. V., Pope, P. F., & Young, Y. (2005). "Board Monitoring and Earnings Management: Do Outside Directors Influence Abnormal Accruals?". Journal of Business, Finance and Accounting. 32: 1311–1346

19- Mouselli, S., Aziz, J., & Hussainey, K. (2012). "Accruals Quality Vis-A-Vis Disclosure Quality: Substitutes or Complements?". The British Accounting Review. 44: 36-46.