اثر تعدیل‌کنندگی عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص بر شدّت تأثیرگذاری قابلیت مقایسه و ثبات رویه بر هزینة سرمایۀ سهام عادی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اصفهان (خوراسگان)، اصفهان، ایران

2 استاد حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد اصفهان )خوراسگان(، اصفهان، ایران

3 استادیار، دانشکده امور اداری و اقتصاد، گروه اقتصاد، دانشگاه اصفهان

10.22108/far.2020.120792.1573

چکیده

قابلیت مقایسه یکی از ویژگی‌های کیفی اطلاعات حسابداری است که استفاده کنندگان صورت‌های مالی را در ارزیابی و مقایسه یک شرکت در مقابل شرکت‌های مشابه (رقبا)، هنگام مواجه با فرصت‌های سزمایه گذاری متفاوت، یاری می‌رساند. هدف پژوهش حاضر بررسی اثر تعدیل‌کنندگی عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص بر ‌شدّت تأثیرگذاری قابلیت مقایسه و ثبات رویه بر هزینة سرمایة سهام عادی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. نمونة آماری شامل 111 شرکت در بازه زمانی 1389 تا 1396 است. ثبات رویه با استفاده از فنّ متن‌کاوی و الگوی فضای برداری اندازه‌گیری شده است. به‌منظور آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیون چندمتغیره و داده‌های ترکیبی (با کنترل اثرات سال و صنعت) و نرم‌افزار استتا نسخه 14 استفاده شده است. یافته‌های پژوهش نشان داد قابلیت مقایسه و ثبات رویۀ حسابداری بر هزینه سرمایة سهام عادی، تأثیر منفی و معناداری دارد. همچنین عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص، شدّت تأثیر منفی قابلیت مقایسه و ثبات رویه بر هزینة سرمایة سهام عادی شرکت‌ها را افزایش ‌می‌دهد.‍‍‍‍ ‍
این یافته‌ها نشان می‌دهد سرمایه‌گذاران و استفاده‌کنندگان اطلاعات مالی در بازار سرمایه ایران باید به اهمیت قابلیت مقایسه به‌عنوان یک معیار بین‌شرکتی از کیفیت اطلاعات حسابداری توجه ویژه‌ای نشان دهند؛ زیرا سرمایه‌گذاران با توجه به قابلیت مقایسه اطلاعات و چگونگی تأثیر آن بر هزینة سرمایۀ سهام عادی می‌توانند بازده مورد انتظار خود را به‌طور دقیق‌تری، پیش‌بینی و پرتفوی مطلوب سرمایه‌گذاری را انتخاب ‌کنند.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Moderating Effect of Information Asymmetry and Imperfect Market on the Impact Severity of Comparability and Accounting Consistency on the Cost of Equity Capital in Listed Companies in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • iraj torabi 1
  • mohsen dastgir 2
  • Gholam Hosein Kiani 3
1 PhD Candidate in Accounting, Islamic Azad University, Isfahan (Khorasgan) Branch, Isfahan, Iran
2 Professor of Accounting, Islamic Azad University, Isfahan (Khorasgan) Branch, Isfahan, Iran
3 Assistant Professor of Economy, University of Isfahan, Isfahan, Iran
چکیده [English]

Comparability is a key tenet of accounting because it allows users of financial statements to benchmark a firm against similar firms when distinguishing between alternative investment opportunities. The purpose of the present study is to investigate the effect of information asymmetry and imperfect market on the impact severity of comparability and accounting consistency on the cost of equity capital in listed companies in Tehran Stock Exchange. The sample consists of 111companies in the period 2010-2017. accounting consistency has been measured by employing the text mining and vector space model. For testing hypotheses, multivariable regression model and compound data (with year and industry effects control) have been used. The findings show that the comparability and accounting consistency has a significant negative effect on the cost of equity capital. The results also show that information asymmetry and imperfect market increase the severity of the negative impact of comparability and accounting consistency on cost of equity capital.
These findings imply that investors and users of financial information in the Iranian capital market should pay particular attention to the importance of comparability as a between-firm measure of the quality of accounting information because investors consider the comparability of information and it impacts. By the cost of equity capital, they can predict their expected returns more accurately and select the optimal investment portfolio.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Accounting Comparability
  • Consistency
  • Cost of equity capital
  • Imperfect Market
  • information asymmetry

   هزینۀ سرمایه، یکی از مفاهیم اساسی در حوزة ادبیات مالی به شمار می‌رود و در تصمیمات مالی جایگاه مهمی دارد ]3[. به کمترین نرخ بازده پیش‌بینی شده، هزینۀ سرمایه گفته می‌شود. درصورتی‌که بازده پیش‌بینی شده از هزینة سرمایه کمتر باشد، ارزش واحد اقتصادی کاهش خواهد یافت؛ بنابراین مدیریت برای حفظ ارزش واحد اقتصادی باید تلاش کند بازده پیش‌بینی شده را دست‌کم به سطح هزینۀ سرمایه برساند. کلید موفقیت برای این کار، کاهش هزینۀ سرمایه است ]8[.­­ شرکت‌ها برای کاهش هزینۀ سرمایه خود و افزایش ثروت سهام‌داران باید ریسک سرمایه‌گذاری را کاهش دهند. یکی از اجزای ریسک سرمایه‌گذاری در هر شرکت، ریسک اطلاعاتی آن است؛ بدین‌معنی‌که هرچه دقت و کیفیت اطلاعات ارائه‌شدۀ شرکت بیشتر باشد، از دیدگاه سرمایه‌گذاران ریسک اطلاعاتی آن شرکت پایین‌تر خواهد بود؛ بنابراین توجه به ویژگی‌های کیفی اطلاعات گزارش‌شده ازقبیل قابلیت مقایسه و ثبات رویه، اهمیت ویژه‌ای دارد ]4[. هیئت تدوین استانداردهای حسابداری مالی در بیانیۀ مفهومی شمارة 8 با عنوان «ویژگی‌های کیفی اطلاعات» قابلیت مقایسه را یکی از ویژگی‌های کیفی اطلاعات تعریف می‌کند که استفاده‌کنندگان را قادر به شناسایی و درک شباهت‌ها و تفاوت‌های بین اقلام صورت‌های مالی می‌کند. برخلاف سایر ویژگی‌های کیفی اطلاعات، قابلیت مقایسه فقط به یک قلم واحد مربوط نیست و باید دست‌کم دو قلم را در‌بربگیرد ]27[. فلتهام و ژی ]26[ و هولمستروم ]30[ نشان دادند بهبود در کیفیت اطلاعات حسابداری ازقبیل قابلیت مقایسه، ریسک اطلاعاتی سرمایه‌گذاران را ازطریق بهبود برآورد جریان‌های نقدی شرکت کاهش می‌دهد و موجب کاهش هزینۀ سرمایه شرکت می‌شود. هیئت تدوین استانداردهای حسابداری مالی در بیانیة مفهومی شماره 8 قابلیت مقایسه را متمایز از ویژگی‌های کیفی اطلاعات درونی شرکت (کیفیت حسابداری درونی شرکت)[1] در‌ نظر می‌گیرد و بیان می‌کند قابلیت مقایسه مستلزم تطبیق اقلام صورت‌های مالی بین دو یا چند شرکت است و درواقع یک معیار بین‌شرکتی[2] از کیفیت حسابداری است که تأثیر بالقوه آن بر هزینة سرمایه متمایز از اثرگذاری کیفیت حسابداری درونی شرکت خواهد بود ]33[. بیشتر در پژوهش‌های حسابداری برای اندازه‌گیری مربوط‌‌بودن و ارائۀ صادقانه از کیفیت حسابداری درونی شرکت (کیفیت سود که فقط مبتنی بر استفاده از داده‌های یک شرکت است) استفاده می‌شود و نتایج آنها بیانگر وجود یک رابطۀ منفی و معنادار بین کیفیت حسابداری درونی شرکت و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی است ]28[. بارث و همکاران ]12[ و کاسینو و گاسن ]15[ نشان دادند همگرایی استانداردهای حسابداری به‌ویژه استانداردهای جهانی حسابداری موجب افزایش قابلیت مقایسة واحدهای تجاری مختلف و کاهش هزینة سرمایه آنها شده است.

   پژوهش‌های انجام‌شده در بازار سرمایۀ ایران در زمینة تأثیر ویژگی‌های کیفی اطلاعات حسابداری بر هزینۀ سرمایه، بیشتر به تأثیر ویژگی‌های مرتبط با محتوای اطلاعات مانند مربوط‌بودن، قابلیت اتکا، به‌ موقع بودن و محافظه‌کاری توجه کرده‌اند [۴،۷،۸]. باوجود اهمیت قابلیت مقایسه ­(به‌ویژه ثبات رویه) و تأثیر آن بر عدم تقارن اطلاعاتی و هزینة سرمایه، شواهد اندکی از مزایای آن برای استفاده‌کنندگان صورت مالی وجود ‌دارد؛ ازاین‌‌رو سؤال‌های این پژوهش به شرح زیر است:

۱- آیا قابلیت مقایسه و ثبات رویه بر هزینة سرمایة سهام عادی تأثیر دارد؟

۲- آیا عدم تقارن اطلاعاتی و رقابت ناقص بر شدّت تأثیرگذاری قابلیت مقایسه و ثبات رویه بر هزینة سرمایۀ سهام عادی، اثر تعدیل‌کنندگی دارد؟

 در بخش‌های بعدی این مقاله به‌ترتیب مبانی نظری، پیشینۀ تجربی، روش پژوهش، تجزیه و تحلیل یافته‌ها، نتیجه‌گیری و پیشنهادات برای پژوهش‌های آتی ارائه شده است.

 

مبانی نظری

   بازار سرمایه یکی از اجزا و بخش‌های اصلی اقتصاد است که کار اصلی آن جذب و هدایت پس‌اندازها و نقدینگی سرگردان و پراکنده در جامعه به‌سوی مسیرهای بهینه است؛ به‌گونه‌ای‌که با تخصیص منابع مالی کمیاب، بخش عمده‌ای از سرمایه، جذب سودآورترین پروژه‌ها شود. بورس اوراق بهادار درجایگاه مهم‌ترین بخش بازار سرمایه، محل برخورد نیازهای عرضه‌کنندگان و تقاضاکنندگان سرمایه است. شرکت‌ها و واحدهای تجاری با فرصت‌های سرمایه‌گذاری متعدد و منابع محدود، متقاضی سرمایه و سهام‌داران و سایر سرمایه‌گذاران، عرضه‌کنندة منابع به شمار می‌روند. نخستین و مهم‌ترین تصمیم‌هایی که در این بازار فراروی سهام‌داران قرار می‌گیرد‌، مفهوم «هزینة سرمایۀ سهام عادی» ‌است. هزینة سرمایۀ سهام عادی از‌نظر مفهومی در ارتباط با بازده پیش‌بینی شدۀ  سهام‌داران تعریف می‌شود و به‌عنوان عامل اساسی در تصمیم‌گیری‌های مرتبط با سرمایه‌گذاری، بودجه‌بندی سرمایه‌ای و کمک به اندازه‌گیری عملکرد، به آن توجه می‌شود. در این ‌راستا سرمایه‌گذاران تمایل زیادی به ارزیابی بازده پیش‌بینی شدۀ خود‌ دارند تا ازاین‌طریق فعالیت‌های شرکت را ارزیابی کنند و توازن بین ریسک و بازده را مبنای تصمیم‌گیری خود قرار دهند.

    همچنین مدیریت به‌منظور حفظ ارزش واحد اقتصادی باید تلاش کند بازده پیش‌بینی شده را دست‌کم به سطح هزینة سرمایه برساند که در این میان کلید موفقیت، کاهش هزینة سرمایه است؛ بنابراین اگر مدیریت موفق شود هزینة سرمایۀ واحد اقتصادی را کاهش دهد، بازده پیش‌بینی شدۀ ناشی از اجرای پروژه‌های سودآوری که برای واحدهای اقتصادی رقیب با هزینة سرمایة بیشتر مقرون به‌ صرفه نیست، بر ارزش واحد اقتصادی می‌افزاید. پس در بیشتر تصمیم‌های مدیریتی و مالی، هزینة سرمایه از عوامل مهم و مؤثر به شمار می‌آید و توجه به هزینة سرمایه و تعیین عوامل و متغیرهای تأثیرگذار بر آن اهمیت خاصی دارد ]8[.

در ادبیات حسابداری و مالی ویژگی‌های کیفی اطلاعات ازقبیل قابلیت مقایسه، مربوط‌بودن، به موقع بودن، قابلیت اتکا و محافظه‌کاری از عوامل تأثیرگذار بر هزینة سرمایة سهام عادی هستند ]13،35،33 [.

   استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی باید بتوانند صورت‌های مالی واحد ‌تجاری را در طول زمان برای تشخیص روند تغییرات در وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطاف‌پذیری مالی واحد تجاری مقایسه کنند. همچنین استفاده‌کنندگان باید صورت‌های مالی واحدهای تجاری مختلف را مقایسه کنند تا وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطاف‌پذیری مالی آنها را نسبت به یکدیگر بسنجند. بدین‌ترتیب ضرورت دارد آثار معاملات و سایر رویدادهای مشابه داخل واحد تجاری در طول زمان برای آن واحد تجاری با ثبات رویه اندازه‌گیری و گزارش شود و بین واحدهای تجاری مختلف نیز هماهنگی رویه دربارة اندازه‌گیری و ارائۀ موضوعات مشابه رعایت شود. برای‌اینکه قابلیت مقایسۀ اطلاعات ممکن شود، ‌باید موضوعات مشابه واحد تجاری را با همان واحد تجاری یا واحدهای تجاری دیگر در یک مقطع زمانی یا مقاطع زمانی دیگر مقایسه کرد. بخش اول را «ثبات رویه» و بخش دوم را «همسانی رویه» می‌نامند ]27[.

قابلیت مقایسه یکی از ویژگی‌های ارتقادهندة اطلاعات حسابداری است که از سایر ویژگی‌های بنیادی حسابداری ازقبیل مربوط‌بودن و ارائۀ صادقانه متمایز است؛ درحالی‌که رویکرد مقبولی برای اندازه‌گیری ارائۀ صادقانه وجود ‌ندارد، ولی به‌طورمعمول عناصر صورت‌های مالی در ‌سطح شرکت، ارائۀ صادقانه ‌در ‌نظر گرفته‌ می‌شود ]27[.

   پژوهش‌های دانشگاهی حسابداری معمولاً برای اندازه‌گیری مربوط‌بودن از معیارهای مبتنی بر ‌سود استفاده می‌کنند که در سطح شرکت برآورد شد‌ه‌‌اند و این معیارها بیانگر کیفیت اطلاعات حسابداری درونی شرکت هستند ]24،28 [.

   قابلیت مقایسه، داده‌های مالی بین دو یا چند شرکت را مقایسه می‌کند و یک معیار بین‌شرکتی از کیفیت اطلاعات حسابداری است که تأثیر بالقوۀ آن بر هزینة سرمایۀ سهام عادی از تأثیر کیفیت اطلاعات حسابداری درونی شرکت متمایز است. بورس اوراق بهادار نیز این تمایز را به رسمیت می‌شناسد و در قواعد نهایی خود دربارة زبان گزارشگری تجاری توسعه‌پذیر[3] به وجود رابطۀ جایگزینی بالقوه بین قابلیت مقایسه و کیفیت اطلاعات حسابداری درونی شرکت اشاره دارد. قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری به تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاران در شرکت‌های مختلف مربوط می‌شود ]33[.

   بهبود در کیفیت اطلاعات حسابداری ازقبیل قابلیت مقایسه ازطریق بهبود برآورد جریان‌های نقدی آتی شرکت، ریسک اطلاعاتی سرمایه‌گذاران را کاهش می‌دهد و به کاهش هزینۀ سرمایه منجر می‌شود ]30،26[.

   پاونال و شیپر ]36[ معتقدند صورت‌های مالی باکیفیت باید سه ویژگی شفافیت، افشای کامل و قابلیت مقایسه را داشته ‌باشند. کیفیت اطلاعات، مانند گزارش‌های مالی به‌صورتی آشکار برای نقدشوندگی بازار سرمایه مهم است. افشای عمومی به‌طورتقریبی عدم تقارن اطلاعاتی میان مبادله‌کنندگان را کاهش می‌دهد. احتمال افزایش نقدشوندگی سرمایۀ مبادله‌کنندگان می‌تواند به‌طور مؤثری ازطریق مبادلة سهام، زمانی‌که آنها به مبادله با یک هزینة معقول تمایل داشته باشند، افزایش یابد. این افزایش نقدشوندگی نیز باعث کاهش هزینة سرمایة شرکت می‌شود ]10[.

   ثبات رویه به این مفهوم است که برای اندازه‌گیری دقیق عملکرد باید از روش‌های حسابداری یکسانی در طول زمان استفاده کرد. هرچه ثبات رویه‌های حسابداری بیشتر باشد، فضای کمتری به‌منظور دستکاری سود ازطریق تغییر روش‌های حسابداری در اختیار مدیران قرار می‌گیرد. این مسئله موجب افزایش کیفیت سود (کیفیت اطلاعات درونی شرکت) و کاهش هزینة سرمایه شرکت می‌شود. کاهش ثبات رویة اطلاعات موجب افزایش عدم تقارن اطلاعات می‌شود؛ زیرا در این ‌صورت سرمایه‌گذاران دراینکه چگونه بین عملکرد واقعی شرکت و عملکرد حسابداری آن تمایز قائل شوند، دچار تردید می‌شوند و درنتیجه ریسک اطلاعاتی سرمایه‌گذاران و نرخ بازده پیش‌بینی شدۀ آنها افزایش می‌یابد ]38[.

   از عوامل اثرگذار بر هزینة سرمایه، شفافیت در افشای اطلاعات مالی است. شفافیت بیشتر اطلاعات مالی، نقدشوندگی سهام در بازار را افزایش می‌دهد و هزینة سرمایه را ازطریق کاهش هزینة انجام معامله یا افزایش تقاضا برای اوراق بهادار شرکت، کاهش می‌دهد. شفافیت در افشای اطلاعات مالی، این امکان را به شرکت می‌دهد که با کاهش تفاوت بین قیمت خرید و فروش اوراق بهادار، میزان هزینۀ سرمایه را کاهش‌ دهد؛ بنابراین شفافیت بیشتر، ریسک برآورد‌شدة سرمایه‌گذار را از بازده دارایی و توزیع حقوق پرداختی کاهش می‌دهد؛ زیرا سرمایه‌گذاران بر‌اساس میزان اطلاعات دریافتی دربارة شرکت، میزان بازدهی اوراق بهادار را تخمین می‌زنند. شفافیت در افشای اطلاعات مالی با پذیرش استانداردها افزایش می‌یابد. ادبیات موجود دربارة عدم تقارن اطلاعاتی نشان می‌دهد افشای بیشتر، مشکل انتخاب نادرست را کاهش می‌دهد و موجب کاهش هزینۀ سرمایه شرکت می‌شود ]20[.

   عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از کیفیت افشای پایین، مشکل انتخاب نادرست را در ‌پی‌ خواهد داشت. اوراق بهادار در مواجهه با این مشکل، نقدشوندگی کمتری دارند و هزینة داد و ستد آنها در زمان خرید و فروش بیشتر است؛ بنابراین خریداران تمایل کمتری به خرید آنها دارند. سرمایه‌گذاران برای اضافه هزینة معاملاتی پرداخت‌شده، پاداش بیشتری مطالبه می‌کنند. با افشای اطلاعات خصوصی و بهبود کیفیت افشا، شرکت‌ها می‌توانند عدم تقارن اطلاعاتی و هزینة مبادلة اوراق بهادار و بدین‌ترتیب هزینة سرمایه را کاهش دهند ]25[؛ بنابراین افزایش نقدشوندگی و کاهش هزینۀ سرمایه از مهم‌ترین پیامدهای بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری محسوب می‌شوند.

   پایداری سود، میزان تداوم و تکرارپذیری سود جاری در آینده است. پایداربودن سود نشان از کیفیت زیاد سود است. انتظار می‌رود هرچه سود عملیاتی پایدارتر باشد، ریسک اطلاعاتی کاهش یابد و موجب کاهش هزینۀ سرمایه شود ]37[. شرکت‌هایی با کیفیت اقلام تعهدی نامناسب، محیط عملکردی متغیر و ناپایداری خواهند داشت و پیش‌بینی سود در آنها سخت‌تر خواهد بود؛ بنابراین کیفیت کم اقلام تعهدی با کیفیت کم سود و عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر مرتبط است و به افزایش هزینة سرمایة شرکت منجر می‌شود ]31[. هرچه کیفیت اقلام تعهدی، قابلیت پیش‌بینی سود و پایداری سود بیشتر باشد، انتظار ‌می‌رود هزینة سرمایة سهام عادی کمتر باشد ]8[.

    یکی از عوامل تأثیرگذار بر عدم تقارن اطلاعاتی و هزینة سرمایه، میزان رقابت در بازار است. بازار رقابت کامل به وضعیتی اطلاق می‌شود که خط منحنی تقاضا برای سهام به‌صورت افقی باشد ]40[. در‌این‌گونه بازارها معامله‌کنندگان بر قیمت سهام تأثیر نخواهند ‌گذاشت و این فرض درصورتی اتفاق خواهد‌ افتاد که تعداد معامله‌کنندگان خیلی ‌زیاد و نامحدود باشد. از‌آنجاکه در این وضعیت، خطوط منحنی تقاضا به‌صورت یکنواخت و افقی هستند، تقاضا هیچ اثری بر قیمت نخواهد ‌گذاشت و فرض می‌شود سرمایه‌گذاران بدون اثر‌گذاشتن بر قیمت‌ها، معامله می‌کنند؛ بنابراین در رقابت بیشتر، عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینة سرمایه تأثیری نخواهد گذاشت ]32[.

   بازار رقابت ناقص به وضعیتی اشاره دارد که عدم تقارن اطلاعاتی، یک اثر مجزّا بر هزینة سرمایه شرکت دارد. این فرض در‌صورتی اتفاق ‌می‌افتد که تعداد معامله‌کنندگان محدود باشد. در ‌این بازار، هر سرمایه‌گذار با خط شیب‌دار متمایل به پایین تقاضا یا خط شیب‌دار متمایل به بالای قیمت برای سهام شرکت مواجه می‌شود. همچنین تقاضای هر سرمایه‌گذار باعث افزایش قیمت (‌هنگام خرید) یا کاهش قیمت (هنگام فروش) می‌شود؛­ بنابراین معاملة یک سرمایه‌گذار در ‌بازار سرمایه باعث شیب‌دارشدن خط منحنی قیمت می‌شود؛ بدین‌دلیل‌که دیگران فرض خواهند‌ کرد این سرمایه‌گذار اطلاعات بیشتری در ‌این بازار ‌دارد. همین خاصیت شیب‌داربودن بالای قیمت، تمایل سرمایه‌گذاران را به انجام معامله کاهش می‌دهد و موجب افزایش هزینة سرمایه شرکت‌ می‌شود ]34[.

   درصورت عدم تقارن اطلاعاتی، شیب منحنی قیمت افزایش می‌یابد که به انتخاب نادرست منجر می‌شود. انتخاب نادرست نتیجة اختلاف در‌ کیفیت اطلاعات بین سرمایه‌گذاران در ‌بازار رقابت ناقص است که بر قیمت اثر ‌می‌گذارد؛ بنابراین در ‌این بازار، سرمایه‌گذارانی که ازنظر اطلاعات نسبت ‌به دیگران در موقعیت بهتری قرار داشته ‌باشند، خطوط منحنی قیمت با شیب بالاتری نسبت به سرمایه‌گذاران با اطلاعات کمتر خواهند داشت و تقاضای هر سرمایه‌گذار اثر نامطلوب بر قیمت می‌گذارد. ازاین‌رو آشکار است که داد‌و‌ستد با سرمایه‌گذاران آگاه و مطلع به‌دلیل اطلاعات بیشتر این سرمایه‌گذاران، اثر بیشتری بر قیمت سهام شرکت ‌دارد ]11[.

    در ‌بازار رقابت کامل تفاوتی نمی‌کند که برخی سرمایه‌گذاران اطلاعات بیشتری نسبت به سایر سرمایه‌گذاران داشته‌ باشند؛ زیرا در بازار رقابت کامل، منحنی تقاضا افقی ‌است و تعداد معاملات نامحدود است و عدم تقارن اطلاعاتی بر قیمت سهام تأثیری ندارد. همان‌طورکه ازلحاظ نظری انتظار می‌رود، سرمایه‌گذاران با ‌آگاهی کمتر، اطلاعات جذب‌شدة سرمایه‌گذاران آگاه ازطریق نوسانات قیمت سهام شرکت را درک ‌خواهند ‌کرد. در بازار رقابت ناقص، عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران آگاه و ناآگاه، عامل مهمی در تعیین هزینة سرمایة شرکت است. در چنین شرایطی، عدم تقارن اطلاعاتی بر ‌تمایل سرمایه‌گذاران کمترآگاه به‌منظور تأمین نقدشوندگی ازطریق خرید و فروش سهام تأثیر می‌گذارد؛ زیرا آنها هنگامی‌که با سرمایه‌گذاران بیشترآگاه معامله می‌کنند، با ریسک انتخاب نادرست بالاتری مواجه می‌شوند؛ به‌همین‌دلیل، عدم تقارن اطلاعاتی ممکن است به افزایش هزینۀ سرمایه در محیط بازار رقابت ناقص منجر شود ]11[. در شرکت‌هایی که عدم تقارن اطلاعاتی زیاد است و اوراق بهادارشان را در یک بازار رقابت ناقص معامله می‌کنند، افزایش در قابلیت مقایسه موجب کاهش بیشتر هزینة سرمایه شرکت خواهد شد ]33[.

   یکی ‌‌دیگر از عوامل تأثیرگذار بر هزینة سرمایه، نوسانات بازده دارایی‌ها است. نوسانات زیاد سود شرکت‌ها موجب نوسانات نرخ بازده دارایی‌ها می‌شود. از دید استفاده‌کنندگان اطلاعات مالی، هرچه نوسانات بازده دارایی‌ها طی سال‌های مختلف بیشتر باشد، آنان ریسک بیشتری را متحمل می‌شوند و درنتیجه بازده بیشتری را از شرکت توقع دارند و این موجب افزایش هزینة سرمایة شرکت خواهد شد. درنتیجه برای جلوگیری از ‌این مسئله، مدیران ممکن است اقدام به مدیریت سود کنند و با دست‌کاری گزارش‌های مالی، مانع از انعکاس سود پرنوسان شوند. این موضوع سبب خواهد شد صورت‌های مالی به‌طورکامل وضعیت اقتصادی را منعکس نکنند و درنتیجه ممکن است به کاهش سطح قابلیت مقایسة صورت‌های مالی و افزایش هزینة سرمایه منجر شود ]39[.

   ازجمله عوامل مؤثر بر هزینة سرمایه، اندازة شرکت است. شرکت‌های بزرگ به‌دلیل دسترسی به منابع مالی بیشتر از سیستم‌های حسابداری و کنترل داخلی کارآمد‌ و قوی‌تری بهره می‌برند. درنتیجه سطح قابلیت مقایسة صورت‌های مالی در شرکت‌های بزرگ‌تر به‌دلیل عملکرد بهتر سیستم حسابداری در انعکاس وقایع اقتصادی نسبت به شرکت‌های کوچک‌تر، بیشتر است که این موضوع سبب کاهش هزینۀ سرمایه خواهد شد ]5،39 .[

پیشینه پژوهش

   چن و گونگ ]16[ پژوهشی را با عنوان «تأثیر قابلیت مقایسة حسابداری بر ‌کیفیت گزارشگری مالی و قیمت‌گذاری اقلام تعهدی» در بازة زمانی 1988 تا 2017 در آمریکا انجام دادند. نتایج پژوهش نشان داد قابلیت مقایسه، محیط اطلاعاتی شرکت را بهبود می‌بخشد و تأثیر مثبت و معناداری بر کیفیت گزارشگری مالی دارد.

   ادموندز و همکاران ]23[ پژوهشی با عنوان «قابلیت مقایسة صورت‌های مالی و افشای گزارشگری بخش‌ها» در بازة زمانی 1997 تا  2002 را در آمریکا انجام دادند. نتایج و یافته‌های آنها تأیید می‌کند کاهش قابلیت مقایسه، تابعی از تعداد بخش‌های افشاشدة بعد از پذیرش استاندارد 131 است. درواقع قابلیت مقایسه بر افشای بخش‌ها بعد از به‌‌کارگیری استاندارد 131 تأثیر منفی داشته است.

    آیمهوف و همکاران ]33[ در پژوهشی با عنوان «قابلیت مقایسه و هزینة سرمایه»، رابطه بین قابلیت مقایسه و هزینة سرمایه را بررسی کرده‌اند. نتایج و یافته‌های آنها نشان داد با افزایش مقایسه‌‌پذیر بودن صورت‌های‌مالی، ریسک اطلاعاتی سرمایه‌گذاران کاهش و درنتیجه هزینة سرمایه نیز کاهش می‌یابد. همچنین در شرکت‌هایی که اوراق بهادار آنها در یک بازار رقابت ناقص و با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد معامله می‌شود، رابطة قوی بین قابلیت مقایسه و هزینة سرمایه وجود دارد.

    ایلیوا و همکاران ]24[ در پژوهشی با عنوان «ارتباط بین کیفیت سود و هزینة سرمایه»، ارتباط بین کیفیت سود و هزینة سرمایة شرکت‌های کشور انگلستان را در دورة زمانی 2005 تا 2011 بررسی کردند. نتایج و یافته‌های آنها تأیید می‌کند بین کیفیت سود مبتنی بر ارقام حسابداری و هزینة سرمایه، ارتباط منفی معناداری ‌وجود ‌دارد. همچنین در طول بحران مالی، ارتباط بین کیفیت سود و هزینة سرمایه نسبت به دورة قبل از بحران برجسته‌تر است و سرمایه‌گذاران برای جزء ذاتی اقلام تعهدی نسبت به جزء اختیاری آن، اهمیت بیشتری قائل می‌شوند.

   دوتتا و نیزلوبین ]21[ در پژوهشی با عنوان «افشای اطلاعات، ‌رشد شرکت و هزینة سرمایه» چگونگی تأثیرگذاری افشای اطلاعات بر هزینة سرمایه و رفاه سرمایه‌گذاران در یک محیط پویا را بررسی کردند. نتایج و یافته‌ها نشان داد چنانچه نرخ رشد شرکت‌ها در آستانة مشخصی کاهش/ افزایش یابد، دقت افشای عمومی باعث کاهش / افزایش هزینة سرمایه شرکت‌ها می‌شود و همچنین رفاه سهام‌داران بر اثر دقت افشای عمومی تغییر می‌کند.

   پترسون و همکاران ]38[ در پژوهشی با عنوان «کیفیت سود و آثار پردازش اطلاعاتی ثبات رویه حسابداری»، تأثیر ثبات رویة مقطعی و همچنین همسانی رویه‌ها طی سال‌های مختلف را بر کیفیت سود، عدم تقارن اطلاعاتی، دقت پیش‌بینی سود تحلیلگران و هم‌زمانی بازده سهام بررسی کرده‌اند. نتایج و یافته‌های آنها نشان داد ثبات رویه بر شاخص‌های کیفیت سود ازقبیل پایداری سود، قابلیت پیش‌بینی سود، هموار‌سازی سود و اقلام تعهدی اختیاری، اثر معناداری ‌می‌گذارد. همچنین نتایج و یافته‌های آنها تأیید می‌کند ثبات رویة حسابداری بر عدم تقارن اطلاعاتی اثر منفی ‌دارد، ولی بر دقت پیش‌بینی سود تحلیل‌گران و هم‌زمانی بازده سهام شرکت اثر مثبت ‌می‌گذارد.

   ظفری و همکاران ]6[ در پژوهشی با عنوان «تأثیر ثبات رویه و قابلیت مقایسه بر عدم تقارن اطلاعاتی»، تأثیر ثبات رویه و قابلیت مقایسه را در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی بازة زمانی 1389 تا 1395 مطالعه کردند. نتایج بیانگر تأثیر منفی و معنادار ثبات رویه و قابلیت مقایسه بر عدم تقارن اطلاعاتی است.

    بولو و حسن‌زاده دیوا ]1[ پژوهشی با عنوان «تأثیر قابلیت مقایسة صورت‌های مالی بر سطح نگه‌داشت وجه نقد با تأکید بر کیفیت گزارشگری مالی، محدودیت در تأمین مالی و حاکمیت شرکتی» را در بازة زمانی 1387 تا 1396 درشرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام دادند. نتایج بیانگر این بود که قابلیت مقایسه بر سطح نگه‌داشت وجه نقد، اثر معکوس و معناداری می‌گذارد و قابلیت مقایسة صورت‌های مالی از رفتارهای مدیریت برای نگه‌داشت سطح بالای وجه نقد جلوگیری می‌کند. همچنین نتایج نشان داد کیفیت گزارشگری مالی و محدودیت در تأمین مالی، بر‌ تأثیر منفی قابلیت مقایسه بر نگه‌داشت وجه نقد مؤثر است، ولی حاکمیت شرکتی بر آن اثرگذار نیست.

   جبارزاده کنگرلویی و همکاران ]4[ در پژوهشی با‌ عنوان «تأثیر خصوصیات کیفی اطلاعات حسابداری بر هزینة سرمایۀ سهام عادی»، تأثیر ویژگی‌های مربوط‌بودن و قابلیت اتّکای اطلاعات حسابداری را بر هزینة سرمایة سهام عادی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. یافته‌های پژوهش نشان داد فقط محافظه‌کاری (احتیاط) بر ‌هزینة سرمایة سهام عادی تأثیر منفی و معناداری دارد و سایر خصوصیات کیفی اطلاعات حسابداری بر هزینة سرمایة سهام عادی تأثیر نداشته است. این موضوع بیانگر این واقعیت است که رعایت محافظه‌کاری در گزارشگری مالی از دید سرمایه‌گذاران در بازار سرمایة ایران، مربوط و اثرگذار بوده و بازده پیش‌بینی شدۀ آنها را کاهش داده است.

   کردستانی و طایفه ]7[ ‌در پژوهشی با عنوان «ویژگی‌های کیفی سود و‌ هزینة سرمایة سهام عادی»، ارتباط بین ویژگی‌های کیفی سود را شامل پایداری سود، قابلیت پیش‌بینی سود، ضریب واکنش سود، ضریب واکنش تعدیل‌شدة سود، مربوط‌بودن و به‌هنگام بودن سود با هزینة سرمایۀ سهام عادی بررسی کردند. یافته‌های پژوهش بیانگر وجود رابطة معکوس بین پایداری سود، قابلیت پیش‌بینی سود، ضریب واکنش سود، ضریب واکنش تعدیل‌شدة سود با هزینة سرمایة سهام عادی است، ولی ارتباط بین مربوط‌بودن و به‌هنگام بودن سود با هزینة سرمایه ازنظر آماری بااهمیت نیست.

   پورحیدری و باقری ]2[ در پژوهشی با عنوان «کیفیت اطلاعات مالی و‌ هزینة سرمایة سهام عادی»، ارتباط بین کیفیت اطلاعات مالی شامل ویژگی‌های قابلیت اتّکا، مربوط‌بودن پایداری سود، صحت، دقت و فراوانی سود‌های پیش‌بینی شدة مدیریت با هزینة سرمایة سهام عادی را مطالعه کردند. یافته‌های پژوهش نشان داد رابطة مثبت و معناداری بین کیفیت اطلاعات مالی افشاشدة واحد ‌تجاری و هزینة سرمایة سهام عادی وجود‌ دارد.

   نیکومرام و‌ امینی ]9[ ‌در پژوهشی با عنوان «کیفیت سود و هزینة سرمایه» ارتباط کیفیت سود و هزینة سرمایه را در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1381 تا 1388 بررسی کردند. نتایج نشان می‌دهد کیفیت اقلام تعهدی، بیشترین تأثیر را بر هزینة سرمایه دارد و به‌طورکلی کیفیت سود دارای رابطة منفی معنادار بر هزینة سرمایه است.

 

فرضیه‌های پژوهش

    با توجه‌ به مبانی نظری مطرح‌شده در بخش چارچوب نظری و پیشینة پژوهش، فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر بیان می‌شوند:

   فرضیۀ اول: ‌قابلیت مقایسه اطلاعات ‌حسابداری بر هزینة سرمایة سهام عادی تأثیر منفی ‌‌دارد.

   فرضیۀ دوم: ثبات رویه بر هزینة سرمایة سهام عادی تأثیر منفی ‌دارد.

   فرضیۀ سوم: عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص، شدّت تأثیر منفی قابلیت مقایسه را بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی افزایش می‌دهد.

   فرضیۀ چهارم: عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص، شدّت تأثیر منفی ثبات رویه را بر هزینه سرمایة سهام عادی افزایش می‌دهد.

 

 روش پژوهش

      این پژوهش براساس هدف ازنوع بنیادی تجربی است؛ چراکه به‌دنبال ایجاد و پالایش نظریه‌ها، تبیین روابط بین پدیده‌ها و افزودن به مجموعه‌ دانش موجود در یک زمینة خاص است.‍ ازلحاظ روش شناخت، توصیفی ازنوع همبستگی است. ازنظر بعد ماهیت داده‌ها، یک پژوهش کمّی است که با جمع‌آوری داده‌ها به تحلیل کمّی آنها می‌پردازد. ازنظر بعد زمانی نیز یک پژوهش گذشته‌نگر ‌است و ازنظر بعد طول زمان، یک پژوهش ترکیبی (مقطعی- سری زمانی) است. ازلحاظ روش و فنون جمع‌آوری اطلاعات از نوع آرشیوی می‌باشد. در این پژوهش اطلاعات مربوط به مبانی نظری و ادبیات پژوهش از منابع کتابخانه‌ای و پایگاه‌های علمی و مقالات خارجی و داخلی جمع‌آوری شده ‌است. برای جمع‌آوری داده‌های پژوهش نیز از گزارش‌ها و صورت‌های‌ مالی موجود در تارنماهای وابسته به سازمان بورس اوراق بهادار تهران، سیستم‌های جامع اطلاع‌رسانی ناشران ­(کدال و فیپ‌ایران) و نرم‌افزار ره‌آورد ‌‌نوین، نسخة 3 استفاده شده ‌است. بعد از استخراج داده‌ها متغیرها در نرم‌افزار اکسل محاسبه شده و فایل متغیرها به‌منظور آزمون فرضیه‌ها به نرم‌افزار استتا نسخة 14 انتقال یافته ‌است. همچنین برای اندازه‌گیری ثبات رویة حسابداری، بخش مهم‌ترین رویه‌ها و روش‌های استفاده‌شدة مندرج در یادداشت‌های پیوست صورت‌های مالی شرکت‌های نمونه با استفاده از ربات متن‌یار و به‌صورت تایپ دستی از پی‌دی‌اف ‌‌به ورد تبدیل شد و درنهایت پوشه‌های ‌ورد به نرم‌افزار نت بینز نسخة 8.2 انتقال یافت. همچنین از آزمون والد برای معناداری کل الگوی رگرسیون استفاده شده ‌است.   

   

جامعه و نمونۀ آماری  

   جامعۀ آماری پژوهش، همة شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سال‌های 1389 تا 1396 است که سهام آنها در بورس عرضه شده باشد. در پژوهش حاضر برای انتخاب نمونه از روش حذف سیستماتیک استفاده شد و با اعمال شرایط زیر تعداد 111 شرکت به‌عنوان نمونۀ آماری این پژوهش در نظر گرفته شده‌اند:

۱- همة داده‌های لازم پژوهش برای شرکت‌های درحال بررسی موجود و دردسترس باشد.

۲- سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفندماه باشد. ۳- در قلمرو زمانی پژوهش تغییر سال مالی نداشته باشند.

۴- جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، بانک‌ها و لیزینگ نباشند.

۵- توقف معاملاتی بیشتر از سه ماه نداشته باشند.  ۶- تعداد شرکت در هر صنعت دست‌کم چهار شرکت باشد.   

 

متغیرهای پژوهش

   متغیرهای این پژوهش شامل متغیرهای وابسته، مستقل، تعدیل‌کننده و کنترلی است که هریک از آنها در ادامه بیان می‌شود.

 

متغیر ‌وابسته

   متغیر وابستة این پژوهش، هزینة سرمایۀ سهام عادی است که به پیروی از پژوهش ثقفی و بولو ]8[ از الگوی گوردن طبق رابطة (1) استفاده شده است:  

رابطۀ(۱)

        

 

= نرخ بازده پیش‌بینی شدۀ سهام‌داران

= سود سهام پیش‌بینی شدۀ دوره آتی  

= قیمت سهم در ابتدای دوره

 g= نرخ رشد سود پیش‌بینی شده است که برای اندازه‌گیری آن از میانگین هندسی رشد فروش 5ساله استفاده شده ‌است؛ زیرا رشد فروش در مقایسه با رشد سود، پایدارتر و قابل پیش‌بینی‌تر است. این ناشی از تأثیرپذیری اندک فروش از رویه‌های حسابداری در مقایسه با ‌سود است ]17[.

متغیرهای مستقل

    متغیرهای مستقل این پژوهش قابلیت مقایسه و ثبات رویۀ حسابداری هستند که هرکدام از آنها بررسی می‌شود:

    الف) قابلیت مقایسة حسابداری (AccComp): برای اندازه‌گیری قابلیت مقایسه به پیروی از پژوهش سو و همکاران ]41[ از شاخص دیفرانکو و همکاران ]18[ که کاسکینو و گاسن ]15[ آن را تعدیل کرده‌اند، استفاده شده است. در این الگو میزان همبستگی اقلام تعهدی و جریان‌های نقد عملیاتی یک زوج شرکت در یک صنعت خاص بررسی می‌شود. اقلام تعهدی، معیاری از ارقام حسابداری و جریان‌های نقد عملیاتی، معیاری از وقایع اقتصادی در ‌نظر ‌گرفته شده‌اند. در این الگو دو شرکت زمانی مشابه در نظر گرفته می‌شوند که برای مجموعه‌ای از وقایع اقتصادی یکسان، گزارش‌های مالی مشابهی ارائه کرده باشند. به‌منظور اندازه‌گیری قابلیت مقایسه بین دو شرکت i و j ابتدا الگوی رگرسیونی (2) در سطح شرکت و به‌صورت سری زمانی برآورد می‌شود.

رابطۀ(2)

 

در این الگو  اقلام تعهدی و  جریان‌های نقد عملیاتی است. هر دو متغیر با ارزش بازار سهام ابتدای دوره همگن شده‌اند. در الگوی (2) ضرایب  و  نشان می‌دهند چگونه وقایع اقتصادی در اقلام تعهدی شرکت i­ منعکس می‌شوند. با فرض یکسان‌بودن وقایع اقتصادی (جریان‌های نقد عملیاتی) برای سنجش میزان تشابه در عملکرد سیستم‌های حسابداری دو شرکت i و j در انعکاس رویدادهای اقتصادی، اقلام تعهدی هر شرکت یکبار با استفاده از ضرایب برآورد‌شدۀ همان شرکت و بار دیگر با استفاده از ضرایب برآوردشده سایر شرکت‌های آن صنعت به‌صورت رابطه‌های (3) و (4) محاسبه می‌شوند:  

رابطۀ(3)

             

رابطۀ(4)

          

  

   در این روابط  اقلام تعهدی پیش‌بینی شدۀ شرکت  iبا استفاده از تابع i و جریان‌های نقد عملیاتی شرکت i در زمان t و  اقلام تعهدی پیش‌بینی شدۀ شرکت i با استفاده از تابع j و جریان‌های نقد عملیاتی شرکت ­i در زمان t است. قابلیت مقایسۀ حسابداری بین شرکت i و شرکت j    به‌صورت منفی میانگین قدرمطلق تفاضل بین اقلام تعهدی برآوردشده با استفاده از توابع حسابداری شرکت i و شرکت j  براساس رابطۀ ­(5) محاسبه می‌شود، شرکت i و شرکت j باید در یک گروه صنعتی ‌باشند.

رابطۀ(5)

 

 

   مقادیر بزرگ‌تر این شاخص بیانگر قابلیت مقایسۀ بالاتر بین شرکت i و شرکت j است. درنهایت میانگین تمام ترکیبهای  به‌عنوان شاخص قابلیت مقایسۀ حسابداری درسطح هر شرکت درنظر ‌گرفته ‌شده ‌است.

    ب) ثبات رویۀ حسابداری (consistency): برای اندازه‌گیری ثبات رویۀ حسابداری به‌پیروی از پژوهش‌های براون و تاکر ]14[، پترسون و همکاران ]38[ و هوبرگ و فیلیپس ]29  [ از رویکرد استانداردی که از پردازش زبان طبیعی و ادبیات علم اطلاعات گرفته شده و معیار درجۀ شباهت متن (سند) نام ‌دارد، ‌استفاده ‌شده است. ازنظر هندسی، این معیار کسینوس زاویه بین دوبردار است. به‌منظور اندازه‌گیری درجة شباهت در دو متن (شامل دو بردار x و y) از الگوی فضای برداری طبق رابطۀ (6) استفاده شده‌ است:

رابطۀ(6)

Cosine similarity ( , ) =

هر بردار از n عبارت در هر سند طبق رابطۀ (7) تشکیل شده است:

رابطۀ(7)

=( , , ,…, )        

طول هر بردار از رابطۀ (8) محاسبه می‌شود:

رابطۀ(8)

     

حاصل‌ضرب داخلی دو بردار x و y به‌صورت ضرب اسکالر از رابطۀ (9) به‌دست می‌آید:

رابطۀ(9)

  = + +…+

    در این پژوهش از درجۀ شباهت متن به‌صورت یک پروکسی برای ثبات رویۀ حسابداری استفاده شده است؛ به‌طوری‌که پوشۀ ورد بخش خلاصة مهم‌ترین رویه‌های حسابداری شرکت‌‌های نمونه در سال‌های مختلف، وارد نرم‌افزار نت بیز نسخه 8.2 شده و سپس با استفاده از زبان برنامه‌نویسی پایتون این پوشه‌ها به یک‌سری ‌بردار عددی تبدیل شده‌اند. درنهایت با استفاده از رابطۀ (6) درجۀ شباهت خلاصه مهم‌ترین رویه‌های حسابداری هر شرکت در هر سال ازطریق میانگین درجۀ شباهت هر شرکت با سایر شرکت‌های همان صنعت محاسبه شده ‌است. محدودۀ این معیار بین صفر تا یک است. اگر درجۀ شباهت مهم‌ترین رویه‌ها صفر باشد، بدین‌معنی است که شرکت برای گزارشگری از رویه‌های متفاوت استفاده کرده و بنابراین ثبات رویه صفر است؛ اما اگر درجۀ شباهت مهم‌ترین رویه‌ها یک باشد، یعنی شرکت برای گزارشگری از رویه‌های ثابت و یکسانی استفاده کرده است.

متغیرهای تعدیل‌کننده

   متغیرهای تعدیل‌کنندۀ این پژوهش، عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص هستند که هریک از آنها بیان می‌شود:

    الف) عدم تقارن اطلاعاتی (HiInfoAssy): عدم تقارن اطلاعاتی یک متغیر مجازی است؛ به‌طوری‌که اگر بیشتر از میانة نمونه باشد، یک و در غیر این ‌صورت صفر لحاظ می‌شود. برای اندازه‌گیری عدم تقارن اطلاعاتی به‌پیروی از پژوهش ظفری و همکاران ]6[ از الگوی وینکاتش و چیانگ ]4۰[ طبق رابطۀ (10) استفاده شده است:

رابطۀ(10)

  =

 

= دامنۀ تفاوت قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام

  = میانگین قیمت پیشنهادی فروش سهام شرکت i در دوره t

  = میانگین قیمت پیشنهادی خرید سهام شرکت i در دوره t 

    روند محاسبة دامنة تفاوت قیمت پیشنهادی خرید و فروش بدین‌صورت است که ابتدا داده‌های روزانه مربوط‌به قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام برای هریک از شرکت‌های نمونه، درطول سال استخراج شد. سپس برای روزهایی از سال که معیارهای زیر صادق باشند، «بیشترین قیمت پیشنهادی خرید» به‌عنوان «بهترین قیمت پیشنهادی خرید» و «کمترین قیمت پیشنهادی فروش» به‌عنوان «بهترین قیمت پیشنهادی فروش» آن روز تعیین شده ‌است.

   ب) بازار رقابت ناقص (HiImperfect): یک متغیر مجازی است که اگر نسبت گردش حجم معاملات سهام کمتر از میانة نمونه باشد، یک و در غیر این‌ ‌صورت صفر لحاظ می‌شود. برای اندازه‌گیری گردش حجم معاملات سهام به‌پیروی از پژوهش آیمهوف و همکاران ]33[ از رابطة (11) استفاده شده است:

رابطۀ(11)

 Share_turnover =

 

 

متغیرهای کنترلی

    به‌پیروی از پژوهش آیمهوف و همکاران ]33[ برای تصریح بهتر الگو‌های رگرسیونی استفاده‌شدۀ پژوهش از یک‌سری متغیرهای کنترلی مؤثر بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی به شرح زیر استفاده‌ شده ‌است:

SIZE­ (اندازة شرکت): برابر است با لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی‌ها در ابتدای سال.

BTM: نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت.

ROA (نرخ بازده دارایی‌ها): از تقسیم سود عملیاتی به ارزش دفتری دارایی‌ها در ابتدای سال به‌ دست می‌آید.

Std-OCF: برابر ‌است با انحراف معیار خالص جریان نقدی عملیاتی به ارزش دفتری دارایی‌ها در پنج سال قبل.

Debt: بدهی‌های بلندمدت تقسیم بر‌ ارزش دفتری دارایی‌های در ابتدای دوره.

Depreciation: هزینة استهلاک تقسیم بر جمع دارایی‌های اول دورۀ شرکت i در سال t.

Stock return: بازده سهام شرکت‌i  در سال t.

Std return: انحراف معیار بازده ماهیانۀ سهام شرکت در ‌سالt-1 .

AQ Jonse: قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری (غیرعادی) در الگوی تعدیل‌‌شدة جونز.

AQ DD: انحراف معیار پسماند الگوی اقلام تعهدی دیچو و دیچو ]19[.

AQ persistency: ضریب بتا در الگوی فرانسیس و همکاران ]28[.

 

الگوی آزمون فرضیه‌های پژوهش

    در این پژوهش برای تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیۀ اول از الگوی ­(12) ‌استفاده شده است. در‌صورتی‌که رابطۀ رگرسیونی و ضریب‌  برای متغیر قابلیت مقایسه معنادار باشد، فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‌شود:

رابطۀ

(12)

 

 

     برای آزمون فرضیۀ دوم از الگوی‌ (13) ‌استفاده شده است. چنانچه ضریب‌  برای متغیر ثبات رویۀ حسابداری معنادار باشد، فرضیۀ دوم پژوهش تأیید می‌شود:

رابطۀ

(13)

 

 

 

    

 

 

 

برای آزمون فرضیۀ سوم از الگوی (14) استفاده شده است. اگر ضریب  برای متغیرهای تعاملی معنادار باشد، فرضیۀ سوم پژوهش تأیید می‌شود:

 

 

 

رابطۀ

(14)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 برای آزمون فرضیۀ چهارم از الگوی (15) استفاده شده است. اگر ضریب  برای متغیرهای تعاملی معنادار باشد، فرضیۀ چهارم پژوهش تأیید می‌شود:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

  رابطة(15)

 

تجزیه و تحلیل یافته‌ها

    برای تجزیه و تحلیل نتایج پژوهش از آمار توصیفی و استنباطی استفاده شده است که در ادامه هریک از آنها تشریح خواهد ‌شد. آمار توصیفی شامل توصیف وضعیت و پراکندگی متغیرهای پژوهش از‌قبیل میانگین‌، میانه‌، انحراف معیار‌، بیشینه‌، کمینه ‌و ... است. آمار استنباطی به بررسی فروض کلاسیک رگرسیون و شیوة آزمون فرضیه‌های پژوهش مربوط می‌شود.

 

آمار ‌توصیفی

     نگارۀ (1) ‌آمار توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد که بیانگر شاخص‌های توصیفی برای هر متغیر به‌صورت جداگانه است. این شاخص‌ها بیشتر شامل اطلاعات مربوط به شاخص‌های مرکزی نظیر ‌میانگین، میانه و همچنین اطلاعات مربوط‌به شاخص‌های پراکندگی نظیر انحراف معیار ‌است. مهم‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است که شاخص مناسبی برای نشان‌دادن مرکزیت داده‌هاست. میانگین هزینة سرمایه برابر با ­3/29% است و کمترین نرخ بازدهی را نشان می‌دهد که شرکت باید به دست آورد تا بازده مدنظر سرمایه‌گذاران را تأمین‌ کند. میانگین قابلیت مقایسه برابر ­181/0- است؛ یعنی حدود 82 درصد از شرکت‌های نمونة بررسی‌شده از روش‌های یکسانی استفاده می‌کنند. میانگین ثبات رویه 613/0 است که نشان می‌دهد 61 درصد از شرکت‌های نمونه از ثبات رویه در حسابداری برخوردار بوده‌اند. میانگین کیفیت اقلام تعهدی برابر با 073/۰ بود که نشان می‌دهد اقلام تعهدی غیرعادی شرکت‌ها برحسب دارایی‌ها‌ (خطای برآوردی اقلام تعهدی) به‌طور متوسط ۷ درصد است. با توجه به نزدیک‌بودن مقادیر میانگین و میانه متغیرهای پژوهش از توزیع آماری مناسبی برخوردارند.

 

 

 

 

نگارۀ 1. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر

نماد

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف‌معیار

چولگی

کشیدگی

هزینۀ سرمایۀ سهام عادی

COE

293/0

325/0

711/0

392/0-

160/0

00/1-

62/3

قابلیت مقایسه

AccCom

181/0-

124/0-

002/0-

981/0-

159/0

92/1-

66/7

ثبات رویۀ حسابداری

consistency

613/0

620/0

820/0

303/0

065/0

57/0-

16/4

ارزش دفتری به ارزش بازار

BTM

222/0

223/0

846/0

019/0

100/0

57/1

80/9

بازده دارایی‌ها

ROA

099/0

085/0

631/0

415/0-

139/0

35/0

92/4

انحراف معیار جریان نقد

Std-OCF

072/0

060/0

424/0

004/0

044/0

15/1

06/4

بدهی

Debt

077/0

047/0

408/0

00/0

084/0

63/1

13/5

هزینۀ استهلاک

Depreci

002/0

001/0

073/0

00/0

006/0

95/5

1/47

بازده سهام

Stock Ret

363/0

246/0

36/2

55/0-

470/0

30/1

25/5

انحراف معیار بازده سهام

Std-Ret

186/0

162/0

911/0

008/0

111/0

24/1

19/5

کیفیت اقلام تعهدی- جونز

AQ-jonse

073/0

063/0

144/0

028/0

40/4

290/0

45/1

کیفیت اقلام تعهدی- دچو

AQ DD

028/0

195/0

520/0

00/0

034/0

10/5

2/56

پایداری سود- فرانسیس

Persisten

841/0

807/0

43/1

359/0

322/0

349/0

27/2

اندازه شرکت

SIZE

11/6

01/6

31/8

01/4

748/0

504/0

23/3

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

 

با توجه به اینکه متغیرهای مجازی (دووجهی) براساس میانه اندازه‌گیری شده‌اند، بنابراین درصد فراوانی 0 و 1 با هم برابر بوده و به‌همین‌دلیل از ارائۀ آمار آنها صرف ‌نظر شده ‌است.

 

 

آمار‌‌ استنباطی

     با توجه به اینکه داده‌های نمونه مربوط‌ به شرکت‌هایی از صنایع مختلف و در دوره‌های زمانی متفاوت هستند و شامل شرکت‌های بزرگ، متوسط و کوچک می‌شوند که اختلاف زیادی بین آنها وجود دارد، بنابراین داده‌های پژوهش ازنوع داده‌های ترکیبی ­(تابلویی) هستند. در‌خصوص استفاده از الگوی اثرات مقیّد (تلفیقی) درمقابل اثرات غیرمقید (تابلویی) از آزمون چاو (F لیمر) استفاده می‌شود. نتایج به‌دست‌آمده ‌نشان ‌داد سطح معنی‌داری آزمون چاو برای تمام الگو‌ها کمتر از 5 درصد بوده که بیانگر تأیید ‌داده‌های تابلویی است. به‌منظور برآورد الگوی اثرات ثابت دربرابر اثرات تصادفی از آزمون هاسمن استفاده ‌شده است. سطح معنی‌داری آزمون هاسمن برای تمام الگو‌ها کمتر از 5 درصد بوده که بیانگر تأیید اثرات ثابت است. نتایج اجرای آزمون‌های چاو و هاسمن برای الگو‌های پژوهش در نگارة (2) ارائه شده است:

 


 

نگارۀ 2. آزمون چاو و هاسمن

فرضیه چهارم

فرضیه سوم

فرضیه دوم

فرضیه اول

شرح

56/4

54/4

47/4

39/4

آمارۀ آزمون چاو

000/0

000/0

000/0

000/0

سطح معناداری

تابلویی

تابلویی

تابلویی

تابلویی

نتیجه

73/33

14/93

71/128

03/121

آمارۀ آزمون هاسمن

0136/0

000/0

000/0

000/0

سطح معناداری

اثرات ثابت

اثرات ثابت

اثرات ثابت

اثرات ثابت

نتیجه

منبع: یافته‌های پژوهش

 

همچنین برای بررسی هم‌خطی بین متغیرهای توضیحی از آزمون عامل تورم واریانس (VIF) استفاده شده‌ است. نتایج حاصل از این آزمون نشان‌دهندة نبود هم‌خطی است. با توجه به ‌اینکه نوع داده‌های پژوهش ازنوع داده‌‌‌های ترکیبی است، بنابراین ازبین فروض کلاسیک رگرسیون فقط فرض همسانی واریانس و نبود خودهمبستگی جملات خطا بررسی ‌شده است. برای تشخیص همسانی واریانس از آزمون وایت و برای بررسی خودهمبستگی جملات خطا نیز از ‌آزمون والدریج استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان داد سطح معناداری آمارة اف آزمون وایت و والدریج برابر با 000/0 و کوچک‌تر از سطح خطای 5 درصد است؛ بنابراین فروض همسانی واریانس و نبود خودهمبستگی جملات خطا پذیرفته ‌نمی‌شود. همچنین نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی جملات خطا وجود ‌دارد که این مشکل در تخمین نهایی الگو ازطریق برآورد الگو به‌روش خطای استاندارد تصحیح‌شده - رگرسیون FGLS رفع شده است. نتایج حاصل از برازش الگوی رگرسیونی ‌استفاده‌شده برای آزمون فرضیه اول پژوهش در نگارۀ (3) ارائه شده است:

 

 

نگارۀ 3. نتایج حاصل از برآورد الگوی اول پژوهش

                                                                                       

نحوه تخمین

خطای استاندارد تصحیح شده - رگرسیون FGLS

ضریب تعیین تعدیل‌شده

168/0

ناهمسانی

Heteroskedastic

والد

31/311

خودهمبستگی

panel-specific AR(1)

سطح معنی‌داری

000/0

نام متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معنی‌داری   (p-value)

عرض از مبدأ

Β0

879/0

1303/0

75/6

000/0

قابلیت مقایسۀ حسابداری

AccComp

0629/0-

0308/0

04/2-

041/0

ارزش دفتری به ‌ارزش بازار

BTM

0253/0

0288/0

88/0

378/0

نرخ بازده دارایی‌ها

ROA

164/0

0296/0

55/5

000/0

انحراف معیار جریان نقدی

Std ocf

0008/0

0716/0

01/0

990/0

بدهی

Debt

0224/0-

0312/0

72/0-

473/0

هزینۀ استهلاک

Deprec

0077/0

460/0

02/0

987/0

نرخ بازده سهام

Stock Ret

0126/0

0064/0

96/1

049/0

انحراف معیار بازده سهام

Std Ret

0239/0

0232/0

03/1

302/0

کیفیت اقلام تعهدی – جونز

AQ Jonse

0374/0-

0064/0

80/5-

000/0

کیفیت اقلام تعهدی- دچو و دیچو

AQ DD

104/0-

0946/0-

10/1-

270/0

پایداری سود - فرانسیس

AQ Persist

371/0-

0740/0

02/5-

000/0

اندازۀ شرکت

Size

0246/0-

0072/0

41/3-

001/0

اثرات سال و صنعت

 

کنترل شد

 

 

 

منبع: یافته‌های پژوهش

 


      با توجه به نتایج نگارۀ (3) سطح معنی‌داری قابلیت مقایسه حسابداری (AccComp) برابر با 041/0 و کمتر از سطح خطای ­5 ‌درصد و ضریب آن 0629/0- است؛ درنتیجه قابلیت مقایسه حسابداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی تأثیر منفی و معناداری دارد؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش رد نمی‌شود. کیفیت اطلاعات درونی شرکت (کیفیت اقلام تعهدی) تأثیر منفی قابلیت مقایسه بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی را افزایش می‌دهد. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر 8/16 درصد است که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل حدود 17 ‌درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند و توضیح می‌دهند. نتایج حاصل از برازش الگوی رگرسیونی استفاده‌شده برای آزمون فرضیه دوم پژوهش در نگارۀ (4) ارائه شده است:

 

 

نگارۀ 4. نتایج حاصل از برآورد الگوی دوم پژوهش

                                                                                       

نحوه تخمین

خطای استاندارد تصحیح‌شده - رگرسیون FGLS

ضریب تعیین تعدیل‌شده

167/0

ناهمسانی

Heteroskedastic

والد

26/260

خودهمبستگی

panel-specific AR(1)

سطح معنی‌داری

000/0

نام متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معنی‌داری

(p-value)

عرض از مبدأ

Β0

187/0

520/0

6/3

000/0

ثبات رویه

Consistency

171/0-

0557/0

07/3-

002/0

ارزش دفتری به‌ ارزش بازار

BTM

0279/0-

0207/0

34/1-

179/0

نرخ بازده دارایی‌ها

ROA

215/0

0225/0

53/9

000/0

انحراف معیار جریان نقدی

Std ocf

0154/0

0695/0

22/0

825/0

بدهی

Debt

0299/0-

0223/0

34/1-

181/0

هزینۀ استهلاک

Deprec

514/0-

475/0

08/1-

279/0

نرخ بازده سهام

Stock Ret

0097/0

0039/0

45/2

014/0

انحراف معیار بازده سهام

Std Ret

613/0

0210/0

92/2

004/0

کیفیت اقلام تعهدی - جونز

AQ Jonse

0003/0-

0004/0

89/0-

375/0

کیفیت اقلام تعهدی- دچو و دیچو

AQ DD

255/0-

0905/0

82/2-

005/0

پایداری سود- فرانسیس

AQ Persist

035/0-

0065/0

31/5-

000/0

اندازۀ شرکت

Size

0287/0-

0055/0

17/5-

000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

همان‌گونه‌که نتایج مندرج در نگارۀ (4) نشان می‌دهد، سطح معنی‌داری ثبات رویه حسابداری (consistency)­ برابر با 002/0 و کمتر از سطح خطای 5 ‌درصد و ضریب آن 171/0- است؛ درنتیجه ثبات رویۀ حسابداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی تأثیر منفی و معناداری دارد و بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش رد نمی‌شود. همچنین کیفیت اقلام تعهدی اثر منفی قابلیت مقایسه بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی را به‌طور فزاینده‌ای افزایش می‌دهد. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر ­7/16­ درصد است که نشان می‌دهد حدود 17 درصد از تغییرات متغیر وابسته، ناشی از تغییرات رخ‌داده در متغیرهای مستقل است. نتایج حاصل از برازش الگوی رگرسیونی استفاده‌شده برای آزمون فرضیه سوم پژوهش در نگارۀ (5) ارائه شده ‌است:


نگارۀ 5. نتایج حاصل از برآورد الگوی سوم پژوهش

 

Comparability

نحوه تخمین

       خطای استاندارد تصحیح‌شده- رگرسیون FGLS

ضریب تعیین تعدیل‌شده

186/0

ناهمسانی

Heteroskedastic

والد

45/249

خودهمبستگی

panel-specific AR(1)

سطح معنی‌داری

000/0

نام متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معنی‌داری
   (p-value)

عرض از مبدأ

Β0

746/0

141/0

27/5

000/0

قابلیت مقایسه حسابداری

AccComp

176/0-

0494/0

57/3-

000/0

عدم تقارن اطلاعاتی

HiAsym

0048/0

0128/0

38/0

704/0

رقابت ناقص

HiImper

0170/0

0114/0

49/1

136/0

عدم تقارن * رقابت ناقص

HiAssym*HiImper

0263/0-

0212/0

24/1-

216/0

قابلیت مقایسه * عدم تقارن

Comp*HiAsym

136/0

0641/0

12/2

034/0

قابلیت مقایسه * رقابت ناقص

Comp*HiImper

145/0

0599/0

42/2

015/0

قابلیت مقایسه * عدم تقارن *رقابت ناقص

Comp *HiAsym * HiImper

260/0-

1087/0

4/2-

014/0

اندازۀ شرکت

Size

0385/0-

0062/0

20/6-

000/0

ارزش دفتری به ارزش بازار

BTM

0422/0

0346/0

22/1

223/0

نرخ بازده دارایی‌ها

ROA

216/0

0319/0

75/6

000/0

انحراف معیار جریان نقدی

Std ocf

0065/0

0805/0

08/0

935/0

بدهی

Debt

0523/0-

0392/0

33/1-

182/0

هزینۀ استهلاک

Deprec

0854/0

023/1

08/0

933/0

نرخ بازده سهام

Stock Ret

0193/0

0078/0

46/2

014/0

انحراف معیار بازده سهام

Std Ret

0504/0

0287/0

76/1

079/0

کیفیت اقلام تعهدی - جونز

AQ Jonse

0372/-

007/0

27/5-

000/0

کیفیت‌اقلام‌تعهدی-دچو و ‌‌دیچو

AQ DD

199/0-

117/0

70/1-

089/0

پایداری سود - فرانسیس

AQ Persist

381/0-

0805/0

74/4-

000/0

اثرات سال

years

کنترل شد

 

 

 

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

 

 

 


با توجه به نگارۀ (5) سطح معنی‌داری متغیر قابلیت مقایسۀ حسابداری و تعامل آن با ‌عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص به‌ترتیب ­000/0 و‌014/0 و کمتر‌ از ­5 ‌درصد است. ازطرفی ضرایب این متغیرها به‌ترتیب ­176/0- و ­260/0- است؛ پس این نتیجه حاصل می‌شود که قابلیت مقایسۀ حسابداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی، تأثیر منفی دارد و عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص این تأثیرگذاری را تشدید می‌کند و فرضیۀ سوم پژوهش رد نمی‌شود. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر‌6/18­ درصد ‌است که نشان ‌می‌دهد حدود 19 درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شوند. نتایج حاصل از برازش الگوی رگرسیونی استفاده‌شده برای آزمون فرضیۀ چهارم پژوهش در نگارۀ (6)­ ارائه شده است.


نگارۀ 6. نتایج حاصل از برآورد الگوی چهارم پژوهش

Consistency

نحوه تخمین

خطای استاندارد تصحیح‌شده- رگرسیون FGLS

ضریب تعیین تعدیل‌شده

233/0

ناهمسانی

Heteroskedastic

والد

45/298

خود

همبستگی

panel-specific AR(1)

سطح معنی‌داری

000/0

نام متغیر

نماد

ضرایب

خطای استاندارد

آماره z

سطح معنی‌داری   (p-value)

عرض از مبدأ

Β0

047/1

268/0

90/3

000/0

ثبات رویه

Consistency

283/0-

097/0

92/2-

004/0

عدم تقارن اطلاعاتی

HiAsym

253/0-

114/0

21/2-

027/0

رقابت ناقص

HiImper

137/0-

133/0

04/1-

300/0

عدم تقارن * رقابت ناقص

HiAssym*HiImper

447/0

229/0

95/1

052/0

ثبات رویه * عدم تقارن

Consist*HiAsym

428/0

190/0

25/2

024/0

ثبات رویه * رقابت ناقص

Consist*HiImper

219/0

216/0

02/1

310/0

ثبات رویه * عدم تقارن * رقابت ناقص

Consist *HiAsym * HiImper

747/0-

277/0

7/2-

007/0

اندازۀ شرکت

Size

188/0-

0084/0

22/2-

027/0

ارزش دفتری به ارزش بازار

BTM

0804/0

0624/0

29/1

198/0

نرخ بازده دارایی‌ها

ROA

454/0

0484/0

37/9

000/0

انحراف معیار جریان نقدی

Std ocf

147/0-

114/0

29/1-

197/0

بدهی

Debt

0827/0-

0581/0

42/1-

155/0

هزینۀ استهلاک

Deprec

520/0

74/1

30/0

765/0

نرخ بازده سهام

Stock Ret

0382/0

0148/0

58/2

010/0

انحراف معیار بازده سهام

Std Ret

0076/0-

0529/0

15/0-

884/0

کیفیت اقلام تعهدی - جونز

AQ Jonse

0384/0-

0116/0

29/3-

001/0

کیفیت اقلام تعهدی- دچو و دیچو

AQ DD

401/0-

204/0

96/1-

050/0

پایداری سود - فرانسیس

AQ Persist

388/0-

114/0

69/2-

007/0

اثرات سال و صنعت

years

کنترل شد

 

 

 

منبع: یافته‌های پژوهش


همان‌گونه‌که نتایج نگارۀ (6)­ نشان داد سطح معنی‌داری متغیر ثبات رویه و تعامل آن با عدم تقارن اطلاعاتی و رقابت ناقص بازار به‌ترتیب ‌004/0­ و 007/0­ و کمتر از ­5 ‌درصد است. ازطرفی ضرایب این متغیرها به‌ترتیب‌ 283/0- و 747/0- است؛­ بنابراین این نتیجه حاصل می‌شود که ثبات رویه بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی تأثیر منفی دارد و عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص این تأثیرگذاری را تشدید می‌کند و فرضیۀ چهارم پژوهش رد نمی‌شود. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر ­3/23­ درصد است و بیانگر ‌آن است که متغیرهای مستقل حدود ­23 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند.

 

نتیجه‌گیری

   در این پژوهش نقش تعدیلی عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص بر شدّت تأثیرگذاری قابلیت مقایسه و ثبات رویۀ حسابداری‌ بر‌ هزینۀ سرمایۀ سهام‌ عادی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. بدین‌منظور چهار فرضیه تدوین و آزمون گردید. نتایج و یافته‌های حاصل از فرضیۀ اول نشان داد با افزایش قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری، هزینۀ سرمایۀ سهام عادی کاهش می‌یابد. سرمایه‌گذاران و استفاده‌کنندگان اطلاعات مالی در بازار سرمایۀ ایران برای قابلیت مقایسه به‌عنوان یک معیار بین‌شرکتی از کیفیت اطلاعات حسابداری اهمیت قائل هستند و هرچقدر قابلیت مقایسۀ اطلاعات شرکت‌ها بیشتر باشد، مدیران کمتر از اقلام تعهدی استفاده می‌کنند و این موجب بهبود کیفیت اطلاعات و افزایش کیفیت سود و کاهش هزینۀ سرمایه و درنهایت افزایش ارزش شرکت می‌شود. نتایج این پژوهش با نتایج پژوهش آیمهوف و همکاران ]33[ مطابقت دارد.

     نتایج و یافته‌های حاصل از فرضیۀ دوم بیانگر آن است که افزایش ثبات رویۀ حسابداری موجب کاهش هزینۀ سرمایۀ سهام عادی می‌گردد. استفاده از رویه‌های یکسان در شرکت‌های مختلف یک صنعت باعث ارزیابی بهتر عملکرد سرمایه‌گذاران در شرکت‌ها و بهبود الگوی تصمیم‌گیری آنها در شرکت‌های مختلف می‌شود. اعمال روش‌های یکسان برای انعکاس رویدادهای مشابه سبب کاهش مدیریت فرصت‌طلبانه سود می‌شود و درواقع مدیران فضای کمتری برای دستکاری سود در اختیار خواهند‌ داشت؛ بنابراین سود و عملکرد شرکت‌ها از ویژگی پایداری و ثبات برخوردار می‌شود. ازطرفی تغییرنکردن روش‌های حسابداری و حفظ ثبات رویه، علامت مثبتی را به بازار درخصوص کیفیت سود و طبعاً کیفیت گزارشگری مالی برای سرمایه‌گذاران و تحلیل‌گران مالی مخابره می‌کند که برآیند آن افزایش کیفیت اطلاعات و کاهش هزینۀ پردازش آن و همچنین کاهش هزینۀ سرمایه شرکت خواهد بود. نتایج این پژوهش به‌طور غیرمستقیم با یافته‌های پترسون و همکاران ]38[ سازگار است.

    نتایج و یافته‌های حاصل از فرضیۀ سوم بیان می‌کند عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص موجب افزایش شدّت تأثیر منفی قابلیت مقایسۀ حسابداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی می‌شود. در شرایط عادی، عدم تقارن اطلاعاتی و رقابت ناقص موجب افزایش هزینۀ سرمایۀ شرکت می‌شوند؛ درحالی‌که قابلیت مقایسه دقت و صحّت اطلاعات ارائه‌شده در پیش‌بینی‌های مدیریت را آسان می‌کند و موجب بهبود محیط اطلاعاتی و کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بازار سهام می‌شود. افشای بیشتر اطلاعات عمومی و محرمانۀ شرکت‌ها، ویژگی قابلیت مقایسۀ اطلاعات را ارتقا و نقدشوندگی سهام در بازار را افزایش می‌دهد و بدین‌دلیل هزینۀ سرمایه را ازطریق کاهش هزینه‌های انجام معامله یا افزایش تقاضا برای اوراق بهادار شرکت، کاهش می‌دهد. درواقع افشای اطلاعات در بازار رقابت ناقص که در آن تعداد معامله‌گران اندک است، این امکان را به شرکت می‌دهد که با کاهش تفاوت بین قیمت خرید و فروش اوراق بهادار، میزان هزینۀ سرمایه شرکت‌ها را کاهش دهد. نتایج این پژوهش با یافته‌های آیمهوف و همکاران ]33[ همخوانی دارد.

   نتایج و یافته‌های حاصل از فرضیۀ چهارم نشان‌دهندۀ آن است که عدم تقارن اطلاعاتی و بازار رقابت ناقص‌ موجب افزایش در تأثیر منفی ثبات رویه بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی می‌شود. اعمال روش‌های مشابه برای رویدادهای اقتصادی مشابه شرکت‌ها، موجب افزایش کمیّت و کیفیت اطلاعات دردسترس سرمایه‌گذاران می‌شود و به آنها این امکان را می‌دهد تا ازطریق ارزیابی عملکرد گذشتۀ شرکت، عملکرد آتی را با دقت بیشتری پیش‌بینی کنند؛ ازاین‌رو هرچه ثبات رویه افزایش یابد، قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری بیشتر می‌شود و سرمایه‌گذاران توانایی بیشتری برای پیش‌بینی دقیق‌تر سودهای آتی به دست می‌آورند؛ درنتیجه توانایی آنها در ارزیابی صورت‌های مالی به‌منظور  تصمیم‌گیری‌های بهینه افزایش خواهد ‌یافت. صورت‌های مالی شرکت‌های دیگر، منبع اطلاعاتی مهمی برای مدیران هستند؛ بنابراین استفاده از رویه‌های یکسان و افزایش قابلیت مقایسه، به مدیران امکان می‌دهد آگاهی و دانش بیشتری از رقبای شرکت، روند صنعت، شرایط اقتصادی و تأثیرشان روی شرکت داشته ‌باشند. افزایش مقایسه‌پذیری و کیفیت اطلاعات باوجود عدم تقارن و رقابت ناقص، موجب کاهش هزینۀ سرمایه شرکت خواهد ‌شد. نتایج این پژوهش به‌طور غیرمستقیم با پژوهش پترسون و همکاران‌]38[ سازگار ‌است.

 

پیشنهادهای پژوهش

   به مدیران شرکت‌ها پیشنهاد می‌شود به‌منظور بهبود محیط اطلاعاتی و درک بهتر رویدادهای اقتصادی از رویه‌های یکسان در ارائۀ اطلاعات استفاده کنند؛ زیرا قابلیت مقایسه، توانایی مدیران را در پیش‌بینی صحیح‌تر اقلام تعهدی ارتقا می‌دهد.

   به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌شود به‌منظور کاهش ریسک انتخاب نادرست و دستیابی به مزیت اطلاعاتی به قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی به‌عنوان یک منبع اطلاعاتی مهم توجه ویژه‌ای ‌داشته باشند؛ زیرا قابلیت مقایسه، درک سرمایه‌گذارن را از اقلام تعهدی بهبود می‌بخشد که نشانة اطلاعات محرمانه و خصوصی شرکت است.

    به حسابرسان توصیه می‌شود با توجه به اهمیت همسانی رویه‌ها، درصورت مشاهده تغییر رویه در هنگام حسابرسی، رسیدگی‌ها را با‌ دقت بیشتری انجام ‌دهند.

    درنهایت به پژوهشگران توصیه می‌شود در پژوهش‌های آتی، تأثیر قابلیت مقایسه و ثبات رویه را بر هزینه بدهی، همزمانی قیمت سهام، ویژگی‌های پیش‌بینی سود مدیران، پاداش هیئت مدیران و قیمت‌گذاری اقلام تعهدی اختیاری بررسی کنند.



[1] Within-firm accounting quality

[2] Between-firm

[3] Extensible Business Reporting Language

1-   بولو، قاسم و سیدمصطفی حسن‌زاده دیوا. (1397). تأثیر قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی بر سطح نگه‌داشت وجه نقد با تأکید بر کیفیت گزارشگری مالی، محدودیت در تأمین مالی و حاکمیت شرکتی. پژوهشهای کاربردی در گزارشگری مالی، شماره 13، صص 275-306.
2-   پورحیدری، امید و ندا باقری. (1392). ارتباط بین کیفیت اطلاعات مالی و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی. راهبرد مدیریت مالی، شماره 1، صص1-22.
3-   ثقفی، علی و قاسم بولو. (1388). هزینه حقوق صاحبان سهام و ویژگی‌های سود. تحقیقات حسابداری، شماره 2، صص 4-29.
4-   جبارزاده کنگرلویی، سعید، محمدزاده سالطه و حیدر و فاطمه رضایی. (1396). بررسی تأثیر خصوصیات کیفی اطلاعات حسابداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی. تحقیقات حسابداری و حسابرسی، شماره 36، صص 35-50
5-  زلقی، حسن، افلاطونی، عباس و مهدی خزائی. (1396).  عوامل مؤثر بر قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی. حسابداری مالی، شماره 35، صص1-25.
6-   ظفری، سبحان، فروغی، داریوش و غلامحسین کیانی. (1398). تأثیر قابلیت مقایسه و ثبات رویۀ حسابداری بر عدم تقارن اطلاعات: رویکرد متن‌کاوی. حسابداری مدیریت، شماره 41، صص 133-150.
7-   کردستانی، غلامرضا و سیامک طایفه. (1392). ویژگی‌های کیفی سود و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی. تحقیقات مالی، شماره 1. صص 75-94.
8-   کردستانی، غلامرضا و ضیاء‌الدین مجدی. (1386). بررسی رابطه بین ویژگی‌های کیفی سود و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی. بررسیهای حسابداری و حسابرسی، شماره  48، صص85-104.
9-   نیکومرام، هاشم و پیمان امینی. (1390). کیفیت سود و هزینۀ سرمایه. دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، شماره 10، صص 183-215.
10- Amihud, Y. and Mendelson, H. (1986). Asset Pricing and the Bid-Ask Spread. Journal of Financial Economics, Vol. 17, pp. 223-249.
11- Armstrong. C., J., Core., D., Tayor and R.,Verrecchia. (2011). When Does Information Asymmetry Affect the Cost of Capital? Journal of Accounting Research, 49 (1): 1- 40.
12- Barth, M., W. Landsman, M. Lang, and C. Williams. (2012). Are IFRS-based and US GAAP- based accounting amounts comparable? Journal of Accounting & Economics, (54): 68 – 93.
13- Barua, A. (2005). Using the FASB's qualitative characteristics in earnings quality measures, ProQuest Information and Learning Company, UMI Number.
14- Brown, S., and J. Tucker. (2011). Largesample evidence on firms’ year-over-year MD & A modifications. Journal of Accounting Research, 49: 303 -346.
15- Cascino, S. and J. Gassen. (2015). What drives the comparability effects of mandatory IFRS  adoption? Review of Accounting Studies, (20): 242 – 282.
16- Chen, A., and J. J. Gong. (2019). Accounting comparability, financial reporting quality and the pricing of Accruals. Journal of Advances in Accounting, Vol. 30, Pp.1˚ 16
17- Damodaran, A. (2002). Investment Valuation: Tools and Techniques for Determining the Value of Any Asset, Second Edition, Publisher: Wiley; 2nd edition.
18-De Franco, G., S. P. Kothari. and R. Verdi. (2011). The benefits of financial statement comparability. Journal of Accounting Research,  49 (4): 895 - 931.
19- Dechow, P. M., and I. D. Dichev.(2002). The quality of accruals and earnings: The role of accrual estimation errors. The Accounting Review, 77 (Supplement): 35 – 5.
20-Diamond, D. W., and R. Verrecchia. (1991). Disclosure, liquidity and the cost of capital. Journal of Finance, 46, 1325 - 1360.
21-Dutta, S. and A. Nezlobin. (2016). Information Disclosure, Firm Growth, and the Cost of Capital. Journal Financial  Econ-omics, Vol. 30, PP. 1- 45.
22- Edmunds, M. A., Smith, D. B. and M. A. Stallings. (2018). Financial statement comparability and segment disclosure. Research in Accounting Regulation,Vol. 35, PP. 1- 9.
23- Eliwa, Y., G. Haslam. and S. Abraham.
(2016). The association between earnings quality and the cost of equity capital. International Review of Financial, Vol. 16, PP. 1-44.
24- Espinosa, M., and M. Trombetta. (2007). Disclosure Interactions and the Cost of Equity Capital: Evidence from the Spanish Continuous Market. Journal of Business Finance & Accounting, Vol. 34, No. 10, pp. 1371 – 1392.
25-Feltham, G., and J. Xie. (1994). Performance measure congruity and diversity in multi-task principal/agent relations. The Accounting Review, 69 (3): 429-45.
26- Financial Accounting Standards Board (FASB) .(2010). Conceptual Framework for Financial Reporting. Statement of Financial Accounting Concepts (SFAC) No. 8.
27- Francis, J., R. LaFond, P. Olsson, and K. Schipper. (2004). Costs of equity and earnings attributes. The Accounting Review, 79: 967 – 1010.
28- Hoberg, G., and G. Phillips. (2015). Text-Based Network Industries and Endogenous Product Differentiation. Journal of Political Economy: Forthcoming
29- Holmstrom, B. (1979). Moral hazard and observability. Bell Journal of Economics,(10): 74 - 91.
30- Hughes, J., D. Aboody. and J. Liu. (2005). Earnings Quality, Insider Trading, and Cost of Capital. Journal of Accounting Research, 43, PP. 651 - 673.
31-Hughes, J., J., Liu., and J., Liu. (2007). Information Asymmetry Diversification and Cost of Capital. Accounting Review, 82, PP. 705-729.
32- Imhof, M., J. Scott, E. seavy, and D. B. Smith. (2017). Comparability and Cost of Equity Capital. Accounting horizon. Working paper.
33- Lambert, R., C. Leuz. and R. Verrecchia. (2012). Information asymmetry, information precision, and the cost of capital. Review of Finance, 16 (1), PP. 1 - 29.
34- Othman, R. (2012). Impact of financial reporting quality on the implied cost of equity capital: Evidence from the Malaysian listed firms. Asian Journal of  Business and Accounting, 3(1),-25.
35- Perotti, P. and A. Wagenhofer. (2011). Earning  Guality Measures and Excess Returns, Working paper, Graz University.
36- Peterson, K., R. Schmardebeck. and T. J. Wilks. (2015). The Earning Quality and Information Processing Effects of Accounting Consistency. The Accounting Review, 90(6): 2483 – 2514.
37- Ross, J., L. Shi, and H. Xhi. (2016). The determinants of accounting comparability around the world. Working paper. Binghamton university.
38- Shleifer, A. (1986). Do Demand Curves for Stocks Slope Down? Journal of Finance, 41, PP. 579 - 590.
39- Su, R., Z. Yang. and A. Dutta. (2017). Accounting Information Comparabillity and Debt Capital Cost. Asian Economic and Financial Review, Vol. 8, PP.90 - 102.
40- Venkatesh, P. and C. Chiang. (1986). Information Asymmetry and the Dealer’s Bid-Ask Spread: A Case Study Of Earnings An Dividend Announcements. The Journal Of Finance, 41(5), 1089 – 1120.