نویسندگان
1 استادیار گروه حسابداری دانشگاه اصفهان
2 مربی مؤسسه آموزش عالی صنعتی فولاد، فولادشهر، اصفهان، ایران
چکیده
کلیدواژهها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
 This paper examines the effect of market competitive Spectrum on the relationship between information asymmetry and the cost of capital in Tehran Stock Market (TSE). Accruals quality , the scope of the proposed purchase and sale price ( the bid-ask spread ) and the adverse selection component of the bid-ask spread are applied for measuring the asymmetry of information . Six hypotheses formulated and the research sample consists of 70 active companies listed on TSE in the period1383 to1388 and Fama and French model (1993) is applied for testing the hypotheses . The results indicate that the levels (spectrum) of the market competition affects on the relation between the information asymmetry and the cost of stock capital . Therefore, the degree of market competition is an important conditioning variable that should be considered when examining the relation between the information asymmetry and the cost of the stock capital.
کلیدواژهها [English]
در اکثر تصمیمهای مدیریتی و مالی، هزینه سرمایه سهام عادی از عوامل مهم و مؤثر در تصمیمگیری به شمار میآید و توجه به این معیار از اهمیت خاصی برخوردار است ]9 و 11[. در ادبیات حسابداری و مالی عوامل متعددی برای هزینه سرمایه سهام عادی ارائه شده است. قابلیت پیشبینی سود، پایداری سود، به موقع بودن سود، از جمله این عوامل هستند. هر چه قابلیت پیشبینی، پایداری و به موقع بودن سود بالاتر باشد، انتظار میرود هزینه سرمایه سهام عادی پایینتر باشد ]11[. از جمله عامل موثر دیگر بر هزینه سرمایه سهام عادی، ریسک اطلاعات گزارش شده یا به عبارت دیگر، عدم تقارن اطلاعات، خواهد بود که مورد توجه مدیران بسیاری از شرکتهاست؛ لذا سرمایهگذاران علاقهمند هستند تا بازده مورد انتظار آتی سرمایهگذاری خود (هزینه سرمایه) را به کمک اطلاعات گزارش شده توسط شرکت برآورد نمایند. آنها در قبال هزینه فرصت و پذیرش ریسک سرمایهگذاری، انتظار کسب بازدهی مناسب را دارند ]8 و 20[. در این میان، آنچه برای سرمایهگذاران از اهمیت خاصی برخوردار است، تعیین عوامل ایجاد کننده عدم تقارن اطلاعاتی است که این امر، بیانگر لزوم انجام مطالعات بیشتر دراین زمینه خواهد بود. از این رو، بررسی عوامل تاثیرگذار بر عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه سهام عادی بیش از پیش ضرورت مییابد.
در ادامه، مبانی نظری و پیشینه پژوهش، اندازهگیری متغیرها و فرضیههای پژوهش مطرح میشود. سپس روش پژوهش و جمعآوری و تحلیل دادهها ارائه میگردد. پس از آن، یافتههای پژوهش شامل آمار توصیفی و آزمون فرضیهها بیان میشود و در پایان، نتیجهگیری و پیشنهادهای پژوهش بیان میگردد.
نظریه عدم تقارن اطلاعاتی، موضوعی مهم و بحث برانگیز در حسابداری مالی است که به طور معمول در بازار بورس اوراق بهادار رخ میدهد ]21[. بر اساس این نظریه، عدم تقارن اطلاعاتی به شکافهای اطلاعاتی[1]، کیفیت[2]، گزارشگری[3]، قابل فهم بودن[4]، ادراکی[5] و ارزش تقسیم میشود ]13[. هر چه دامنه مطرح شده بیشتر باشد، سطح شکاف ارزش و به دنبال آن فاصله بین قیمت مبادلاتی اوراق بهادار شرکتها از ارزش ذاتی آنها بیشتر خواهد بود که این امر، به تصمیمگیریهای نامناسب اقتصادی و مالی توسط سرمایهگذاران منجر خواهد شد ]21 و 13[.
از آنجایی که سرمایهگذاران به عنوان اصلیترین تامینکنندگان منابع شرکتها، متقاضی اطلاعات کامل و درست شرکتها هستند، عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایهگذاران، مسأله انتخاب نادرست را در تعیین قیمتهای پیشنهادی مناسب به وجود میآورد ]19[. به لحاظ اهمیت این موضوع، تعیین عواملی که بر عدم تقارن اطلاعاتی اثرگذار است، ضروری به نظر میرسد. در ادبیات تحقیق، دو دسته سنجه برای عدم تقارن اطلاعاتی قابل شناسایی است: الف) سنجههای مبتنی بر بازار، شامل اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام و انتخاب نادرست ]18[؛ ب) سنجههای مبتنی بر حسابداری، شامل نسبت هزینه تحقیق و توسعه به فروش ]17 و 16[ و کیفیت ارقام تعهدی متناسب شده ]24[. تحقیقات مذکور نه به صورت یکجا، بلکه به صورت جداگانه تاثیر هرکدام از سنجهها را بر روی بازده سهام و به دنبال آن بر هزینه سرمایه سهام مورد آزمون قرار دادهاند. از طرف دیگر، نتایج تحقیقات مذکور مبنی بر مؤثر بودن سنجه بر هزینه سرمایه سهام، یکسان نبوده است. بنابراین، در این پژوهش برای آزمون اینکه آیا نتایج متفاوت مذکور تحت تاثیر طیف رقابت بازار قرار میگیرد یا خیر، از هر دو دسته سنجههای عدم تقارن اطلاعاتی استفاده شده است ]5[.
سنجههای عدم تقارن اطلاعاتی مبتنی برحسابداری
کیفیت اقلام تعهدی: تعدیلات موقتی هستند که جریانهای نقدی را طی دورههای زمانی مختلف، انتقال میدهند. مزیت عمدة این انتقال آن است که ارقام تعدیل شده، تصویر درستتری از عملکرد اقتصادی شرکت ارائه میدهد ]22[. مقایسه اقلام تعهدی با تحقق جریان نقدی، این امکان را فراهم میکند که کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت سود، درست ارزیابی شود ]12[. شرکتهای با کیفیت اقلام تعهدی نامناسب، محیط عملکردی متغیر و ناپایدار خواهند داشت و پیشبینی سود در آنها سختتر خواهد بود. بنابراین، کیفیت اقلام تعهدی پائینتر با کیفیت سود پایینتر و عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر مرتبط خواهد بود ]26[.
سنجههای عدم تقارن مبتنی بر مبناهای بازار
اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام[6]– در بازارهای سرمایهای که توزیع اطلاعات به صورت نامتقارن صورت گرفته باشد؛ فروشنده خواستار قیمت بالاتری برای سهام است و خریدار نیز به علت نداشتن اطلاعات کافی در باب ارزیابی سهام مذکور، متوسط قیمت برای سهام را پیشنهاد میکند. در ادبیات مالی، فاصله غیر معمول قیمت پیشنهادی خرید و فروش را نمایشگر سطح عدم تقارن اطلاعاتی بین خریداران و فروشندگان میداند ]13[.بنابراین، اگر در بازار، دارنده اطلاعات خصوصی وجود داشته باشد، در این صورت، بخشی از اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی است ]35[. افزایش اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام، پدیدهای صرفا اطلاعاتی است که با عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر مرتبط خواهد بود ]25 و 28[.
انتخاب نادرست[7]:در عدم تقارن اطلاعاتی و در نتیجه عدم "یکسانی یا تقارن اطلاعاتی"، برای ارائهکننده قیمتهای پیشنهادی خرید و فروش، امکان تعیین صحت و سقم اطلاعات موجود در بازار یا به عبارت دیگر، تعیین بار اطلاعاتی در رابطه با ارزش سهام وجود نخواهد داشت. بنابراین، فرد بر اساس باور خود و در شرایط بدبینانه یا خوشبینانه نسبت به اطلاعات موجود، قیمت پیشنهادی را ارائه میدهد. سپس، بر اساس قیمت مذکور معامله انجام میگیرد و پس از انجام معامله و مشخص شدن کیفیت (خوب/ بد) سهام معامله شده و قیمت معامله با قیمت پیشنهادی، متوجه درست نبودن (نادرست بودن) قیمت پیشنهادی میگردد. این موضوع، به انتخاب نادرست منجر خواهد شد. بنابراین، انتخاب نادرست با عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر مرتبط خواهد بود] 15[.
سرمایهگذاران باید با توجه به معیارهای اندازهگیری عدم تقارن اطلاعاتی بتوانند بازده مورد انتظار خود را به صورت دقیقتر پیشبینی کنند و بر این اساس، تصمیمات بهتری را اتخاذ نمایند. هر چقدر اطلاعات محرمانه ارائه شده بیشتر و دقت اطلاعات ارائه شده کمتر باشد، سرمایهگذاران به جهت پذیرش ریسک، هزینه سرمایه بالایی را مطالبه مینمایند] 10.[ در صورت ارائه اطلاعات با کیفیت بالا، بازده مورد انتظار آنها کاهش خواهد یافت، زیرا کیفیت بالای اطلاعات بر کاهش ریسک نقد شوندگی سهام اثر میگذارد. این امر به نقد شوندگی پایین، همراه با هزینه سرمایهای کمتر اختصاص مییابد ]29[.
سطوح رقابتی بازار از جمله عوامل مهم مؤثر بر عدم تقارن اطلاعاتی و در نتیجه بر هزینه سرمایه است. زمانی که بازار به صورت غیر رقابتی باشد، معاملهگران مطلع ریسک گریز [8]هستند. بنابراین، اطلاعات را کمتر فاش میکنند. این اطلاعات خصوصی بین سرمایهگذاران مطلع، بازده مورد انتظار سرمایهگذاران نامطلع را نسبت به رقابت کامل افزایش و محتوای اطلاعاتی قیمت را نسبت به رقابت کامل کاهش میدهد ]33[. به عبارت دیگر، زمانی که بازار سرمایه، غیر رقابتی باشد، شرکتها با درجه بالای عدم تقارن اطلاعاتی، هزینه سرمایه سهام عادی بالاتری نسبت به شرکتهایی با درجه پایین عدم تقارن اطلاعاتی دارند. زمانی که بازار به صورت رقابتی باشد، در هر مقطع زمانی، خریداران و فروشندگان از قیمت سهام اطلاع دارند. همچنین، درجه ریسکگریزی سرمایهگذاران آگاه در این بازار پایین است و از آنجایی که قیمتها از لحاظ اطلاعاتی کارا هستند، سود هر سرمایه گذار پایین است ]30[. این امر منجر میگردد که قیمت سهام شرکت تابع انتظارات تمام سرمایهگذاران در مورد جریان نقد شرکت گردد] 27[. به عبارتی دیگر، هر چه بازار سرمایه رقابتیتر باشد، شرکتهایی با درجه بالای عدم تقارن اطلاعاتی، اختلاف کمتری در هزینه سرمایه سهام عادی نسبت به شرکتهایی با درجه پایین عدم تقارن اطلاعاتی خواهند داشت و از این رو، عدم تقارن اطلاعاتی عامل تعیینکننده در تعیین هزینه سرمایه سهام عادی نخواهد بود ]27[. بنابراین، با افزایش رقابت در بازار، فرض میشود که اطلاعات در اختیار سرمایهگذاران، با درجهای کمتر بر قیمتها تاثیر بگذارند و بنابراین، عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه تاثیر کمتری خواهد گذاشت ]15[.
پیشینه پژوهش
در ادبیات حسابدای و مالی ایران، پژوهشی در زمینه تأثیر "سطوح مختلف رقابتی بورس اوراق بهادار تهران" بر عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه سهام عادی، انجام نشده است. به همین منظور، در ادامه برخی از تحقیقات در خارج اشاره میگردد:
الف) پژوهشهای خارجی
آرمسترنگ و همکاران ]15[ پژوهشی با عنوان"در چه صورت بازار رقابتی بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه تاثیر میگذارد؟" انجام دادند. نتایج حاصل از پژوهش نشان داد، زمانی که بازارهای سرمایه به صورت رقابت کامل باشد، عدم تقارن اطلاعاتی تاثیری بر هزینه سرمایه نخواهد داشت؛ ولی در صورتی که بازار سرمایه به صورت رقابت ناقص باشد، عدم تقارن اطلاعاتی یک اثر مجزا برهزینه سرمایه میگذارد و بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه، یک ارتباط مثبت وجود خواهد داشت. آنها همچنین دریافتند که درجه رقابت بازار به منظور در نظر گرفتن ارتباط بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه، یک متغیر مهم و اثرگذار است. لمبرت و همکاران] 33[ و آکینس و همکاران] 14 [در مطالعات خود نشان دادند که در شرایط رقابت ناقص، عدم تقارن اطلاعاتی بین معاملهگران باعث میگردد که قیمت سهام نسبت به رقابت کامل کاهش یابد. عدم تقارن اطلاعاتی به عرضه نقدینگی منجر میگردد و این موضوع بر هزینه سرمایه تاثیر میگذارد. از این رو، یک ارتباط مثبت بین معاملهگران مطلع/ غیر مطلع و هزینه سرمایه وجود دارد.
هوگز و همکاران] 26[ نیز به همین موضوع اشاره کردند که در بازار رقابت کامل، اطلاعات سهامداران بر قیمت سهام تاثیری ندارد و بنابراین، عدم تقارن اطلاعاتی در این بازار بر هزینه سرمایه یا بازده مورد انتظار سهامداران تاثیر نخواهد داشت.
ب) پژوهشهای داخلی
همانطور که اشاره شد، در ایران پژوهشی که سطوح رقابت در بورس اوراق بهادار را با عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه بررسی کند، وجود ندارد؛ لذا به برخی از تحقیقات مرتبط با موضوع عدم تقارن اطلاعاتی اشاره میشود.
خانی و قجاوند ]5[ در تحقیقی با عنوان"تاثیر متغیرهای حسابداری و بازار عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه سهام عادی"تاثیر دو دسته سنجه مبتنی بر بازار و مبتنی بر حسابداری را بر هزینه سرمایه با استفاده از مدل فاما و فرنچ ]23[ بررسی نمودند. نتایج تحقیق آنها نشان داد که معیارهای اندازهگیری عدم تقارن اطلاعاتی به استثنای کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر دارد.
خوبانی ]6[ در پژوهشی با عنوان"بررسی رابطه کیفیت سود باعدم تقارن اطلاعاتی"به بررسی نقش کیفیت سود درکاهش عدم تقارن اطلاعاتی در شرکتهای پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد، کیفیت سود شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، هیچ تاثیری بر میزان عدم تقارن اطلاعاتی ندارد. وی همچنین، دریافت که عدم تقارن اطلاعاتی در دوره پس از اعلان سود بیشتر از دوره قبل از اعلان سود است.
احمد پور و عجم ]1[ در پژوهشی با عنوان " بررسی رابطه کیفیت اقلام تعهدی و عدم تقارن اطلاعاتی درشرکتهای پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران" پرداختند. نتایج حاصل از پژوهش نشان داد که کیفیت اقلام تعهدی بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیری ندارد.
بولو و همکاران ]3[ در مطالعهای با عنوان "ملاحظه محتوای اطلاعاتی اجزای سود توسط مدیران و سرمایهگذاران در پیشبینی سود" بیان نمودند که سرمایهگذاران بر اساس اطلاعات موجود تصمیمگیری میکنند. بنابراین، نوع اطلاعات ارائه شده، نحوه ارائه اطلاعات و محتوای اطلاعاتی برای همه بازیگران بازار اهمیت دارد.
ایزدینیا و رسائیان ]2[ به بررسی وجود رابطه معنیدار بین کیفیت سود و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام پرداختند. به منظور آزمون فرضیهها از تکنیک آماری رگرسیون دو متغیره، روش تأثیرات ثابت با استفاده از دادههای پانل بهره گرفتند. نتایج پژوهش بیانگر آن است که تقریباً 27 درصد تغییرات در اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام، توسط تغییر در کیفیت سود توضیح داده میشود.
با توجه به آنچه گفته شد، میتوان پیشبینی کرد که در بورس اوراق بهادار تهران، سطوح رقابت بازار (سطح رقابت کامل و ناقص) بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه تاثیر بگذارد. در واقع، این پیشبینیها اساس فرضیه تحقیق حاضر را شکل میدهد.
اندازهگیری متغیرهای پژوهش
در این پژوهش، عدم تقارن اطلاعاتی و طیف رقابت بازار متغیرهای مستقل هستند که طیف رقابت بازار به صورت متغیر مداخلهگر وارد مدل تحقیق خواهد شد. از آنجایی که عدم تقارن اطلاعاتی مفهومی کیفی است، در تحقیقات متعدد، از معیارهای مختلفی برای اندازهگیری آن استفاده شده است. در این تحقیق در مورد اندازهگیری عدم تقارن اطلاعاتی، از دو دسته سنجه مبتنی بر حسابداری و مبتنی بر بازار استفاده شده است ]5[. هزینه سرمایه سهام عادی نیز به عنوان متغیر وابسته و عوامل اندازه، صرف ریسک بازار و نسبت ارزش دفتری به بازار به عنوان متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شدهاند. این متغیرها به شرح نگاره (1) ارائه میگردد:
نگاره شماره 1: معرفی متغیرهای مورد بررسی پژوهش
|
نوع متغیر |
نام متغیر |
معیار اندازهگیری |
نماد |
|
وابسته |
هزینه سرمایه سهام عادی |
فاما و فرنچ (1993) |
RH.T |
|
عدم تقارن اطلاعاتی
|
اختلاف قیمتهای پیشنهادی و جزء انتخاب نادرست (معیارهای بازار) کیفیت اقلام تعهدی (معیار حسابداری) |
آرمسترنگ و همکاران (2011) فرانسیس و همکاران (2005) |
spread Asc-spread SAQ
|
|
مداخلهگر |
رقابت بازار |
آرمسترنگ و همکاران (2011) |
Number of Shareholder |
|
کنترل |
عامل اندازه عامل نسبت ارزش دفتری به بازار عامل بازار |
فاما و فرنچ (1993) |
SMB HML MKTRF |
1- کیفیت اقلام تعهدی (SAQ)
کیفیت اقلام تعهدی ارتباط سود با جریانهای نقدی است که از طریق محاسبه انحراف معیار باقیمانده رگرسیون اقلام تعهدی، بر جریان نقدی عملیاتی گذشته، حال و آینده و تغییرات در درآمد و ناخالص تغییرات اموال ، ماشینآلات و تجهیزات بهدست میآید ]24[.
رابطه (1)
TCAj,t=β0+ βCash flowt-1+ β2Cashflowt+ β3Cashflowt+1+ β4 ∆Revenue+ β5Fixed asset+εt
که دراین رابطه:
Cashflowt: جریانهای نقدی عملیاتی در سال t
Cashflowt+1 : جریانهای نقدی عملیاتی در سال 1+t
Cashflowt-1 : جریانهای نقدی عملیاتی در سال 1-t
Revenue∆: تغییر در درآمد فروش بین سال tو 1-t
Fixed Asset: بهای تمام شده ناخالص اموال، ماشینآلات و تجهیزات در پایان سال t
:εtباقیمانده مدل و معیار تعیین کیفیت اقلام تعهدی.
انحراف معیار باقیماندههای متغیر کیفیت اقلام تعهدی (طی سه سال گذشته) تعیینکننده معیار معکوسی از عدم تقارن اطلاعاتی است. این بدین معنی است که هر چه انحراف معیار باقی ماندهها بزرگتر باشد، کیفیت سود پایینتر و در نتیجه عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر میشود.
2- اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام (SPREAD)
در صورت عدم تقارن اطلاعاتی، قیمت پیشنهادی خرید و فروش توسط سرمایهگذاران متفاوت خواهد بود. این امر منجر میگردد که عدم تقارن اطلاعاتی رابطه مستقیم با قیمتهای پیشنهادی خرید و فروش داشته باشد ]15[.
طریقه محاسبه این معیار به شرح مراحل زیر صورت گرفته است:
1) قیمت پیشنهادی خرید مربوط به "لحظه "t (bidt) از قیمت پیشنهادی فروش در همین لحظه (askt) کسر شده است.
2) به منظور قابلیت امکان مقایسه شرکتها با این معیار، لازم است که مقدار بهدست آمده برای شرکت i بر میانگین اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام تقسیم گردد.
3) در "همان لحظهای" که این قیمتهای پیشنهادی وجود دارد، ممکن است شرکت i معاملهای با حجم سفارش مشخص (order size) انجام دهد. بنابراین، معیار بهدست آمده در عامل حجم سفارش ضرب میگردد ]15[.
این مراحل به شرح رابطه (2) است.
رابطه (2)
به طوری که:
APit: قیمت پیشنهادی فروش سهام شرکت i در لحظه t
:BPitقیمت پیشنهادی خرید سهام شرکتi در لحظه t
:Order Sizeاندازه سفارش سهم i در لحظه t
4) به منظور تعیین این معیار در یک بازه زمانی خاص (در این پژوهش یک ماه شهریور ]15[)، معیار بهدست آمده با توجه به رابطه (3) بهدست آمده است.
رابطه (3)
Nدر این رابطه، تعداد معاملات کاری بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی مربوطه است.
3- جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام (SPREAD-ASC)
مقدار متغیر مذکور از طریق مدل شماره (4) و با استفاده از دادههای سری زمانی برآورد شده است ]15[. طبق این مدل، تغییرات قیمت سهام (Pt∆) تابعی از جهت معامله (D) خواهد بود. این بدین معنی است که اگر معامله با خریدار آغاز گردد، اثر مثبت بر قیمت معامله خواهد داشت و برعکس، زمانی که معامله با فروشنده آغاز گردد، اثر منفی بر قیمت خواهد داشت:
رابطه (4)
Dt+λ (Dt-ρDt-1)+utµ∆
که در آن:
Pt: قیمت معامله سهم شرکتi در لحظه t
:Pt-1قیمت معامله سهم شرکتi در لحظه 1-t
Dt-1: جهت معامله سهم شرکت i در لحظه 1- t
Dt: جهت معامله سهم شرکتi در لحظه t
در این پژوهش، منطبق با پژوهش لی و ریدی] 34[ به منظور تعیین جهت معامله، از روش تیک تست [9]استفاده شده است. در این روش، برای تعیین جهت معامله، از طریق مقایسه قیمت معامله در لحظه جاری با لحظه قبل استفاده میگردد؛ به این صورت که اگر قیمت معاملاتی در لحظه جاری از لحظه قبل، بزرگتر باشد (مظنههای موجود حداقل 5 ثانیه قبل از معامله) معامله را معامله خرید (1+)، و اگر کوچکتر باشد، معامله به عنوان معامله فروش (1-)، طبقهبندی میشود.
رابطه فوق بیانگر این است که، اگر معامله قبلی از سوی خریدار انجام شده باشد، معامله جاری نیز توسط یک خریدار انجام میشود (تابع یک دوره قبل). معنیداری جهت معامله در معادله را میتوان به دو صورت تفسیر نمود: یکی اینکه معاملهگران اخبار را در بازار دریافت نموده و یا از سایر معاملهگران از این موضوع مطلع شدهاند که خبری در بازار منتشر گردیده و لذا، تقاضای خرید به دنبال تقاضای خرید و تقاضای فروش به دنبال تقاضای فروش وارد بازار شده است. در تفسیر دوم، میتوان چنین بیان نمود که با توجه به این که در سیستم معاملاتی بورس تهران، سفارشها به صورت بلوکهای10 هزار تایی وارد سیستم میشوند، لذا این امر باعث میشود که برای مثال، یک تقاضای خرید 100 هزار تایی در طی ده جلسه معامله شود و در این صورت، جهت معامله معنیدار خواهد بود] 7[.
شایان ذکر است که برای این محاسبات دو متغیر اخیر از روش فیلتر کردن استفاده شده است. این روش بدین شرح است که کلیه معاملات و مظنههای پس از ساعت 12:30 تا قبل از ساعت 9:00 روز بعد، از محاسبات حذف شدهاند.
اندازهگیری متغیر وابسته و کنترلی پژوهش
در این پژوهش، به منظور اندازهگیری متغیر وابسته و متغیرهای کنترلی پژوهش از مدل سه عاملی فاما و فرنچ ]23[ استفاده شده است. این مدل به شرح رابطه زیر است:
رابطه (5)
RH.T=aH+bH MKTRF+SHSMBt+hH HMLt+εt
رابطه (6)
RH.T=hrp-lrp
به گونهای که
hrp: صرف ریسک سهام شرکتها برای پرتفوی با بالاترین سطح عدم تقارن اطلاعاتی
lrp: صرف ریسک سهام شرکتها برای پرتفوی با پایینترین سطح عدم تقارن اطلاعاتی
RH.T: هزینه سرمایه سهام عادی در پرتفوی پوشش ریسک[10] (پوششی) که به صورت اختلاف دو پرتفوی با بالاترین و پایینترین سطح عدم تقارن اطلاعاتی در هر طیف رقابتی مربوطه محاسبه شده است.
:MKTRF صرف ریسک بازار در ماه t
:HMLt عامل نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام در ماهt
:SMBt عامل اندازه شرکتها در ماه t
محاسبه دو عامل اندازه و نسبت ارزش دفتری به بازار به شرح زیر صورت گرفته است:
1) تمام شرکتهای نمونه (70 شرکت مورد استفاده در این پژوهش)، بر اساس ارزش بازار ماه شهریور به دو قسمت مساوی (50%، 50%) تقسیم شدهاند. شرکتهای با ارزش بازار بالا، با عنوان شرکتهای بزرگ (Big) و شرکتهای با ارزش بازار پایین، با عنوان شرکتهای کوچک (Low) نامگذاری شدهاند.
2) تمام شرکتهای نمونه به صورت مستقل از مرحله 1، بر اساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M) مرتب شدند. سپس، شرکتهای مرتب شده بر اساس 30%، شرکتهایی که در بالاترین رتبه و 30%، شرکتهایی که در پایینترین رتبه و 40%، شرکتهایی که در میانه قرار میگیرند، به سه گروه تفکیک شدهاند. تقسیمبندی صورت گرفته در این قسمت به تشکیل سه پرتفوی بر اساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار منجر شده است. شرکتهای دارای نسبت B/Mبالا(High)- شرکتهای دارای نسبت B/M متوسط (Median)- شرکتهای دارای نسبت B/Mپایین (Low).
از ترکیب پرتفویهای محاسبه شده به صورت "مستقل"، شش پرتفوی بر اساس "اشتراک" دو پرتفوی مبتنی بر اندازه و سه پرتفوی مبتنی بر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار تشکیل شده است[11]. این شش پرتفوی بدین شرحاند:
S/L: بازده ماهانه شرکتهایی که از نظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها پایین است که از حاصل تقسیم بازده ماهانه شرکتهای موجود در این پرتفوی بر تعداد این شرکتها به دست میآید.
S/M: بازده ماهانه شرکتهایی که از نظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها متوسط است که از حاصل تقسیم بازده ماهانه شرکتهای موجود در این پرتفوی بر تعداد این شرکتها به دست میآید.
S/H: بازده ماهانه شرکتهایی که از نظر اندازه کوچک هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها بالاست که از حاصل تقسیم بازده ماهانه شرکتهای موجود در این پرتفوی بر تعداد این شرکتها به دست میآید.
B/L: بازده ماهانه شرکتهایی که از نظر اندازه بزرگ هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها پایین است که از حاصل تقسیم بازده ماهانه شرکتهای موجود در این پرتفوی بر تعداد این شرکتها به دست میآید.
B/M: بازده ماهانه شرکتهایی که از نظر اندازه بزرگ هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها متوسط است که از حاصل تقسیم بازده ماهانه شرکتهای موجود در این پرتفوی بر تعداد این شرکتها به دست میآید.
B/H: بازده ماهانه شرکتهایی که از نظر اندازه بزرگ هستند و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار آنها بالاست که از حاصل تقسیم بازده ماهانه شرکتهای موجود در این پرتفوی بر تعداد این شرکتها به دست میآید.
الف) محاسبه عامل اندازه ((SMB[12]:
این عامل از تفاوت میانگین ساده بازده سه پرتفوی کوچک و میانگین ساده بازده پرتفوی بزرگ در هر ماه به دست آمده است.
مدل (7)
بنابراین، عامل اندازه، از تفاوت بین بازده سهام پرتفویهای کوچک و بزرگی که از نظر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار تقریبا دارای وزن یکسانی هستند، به دست آمده است.
ب) عامل ارزش دفتری به بازار ((HML[13]:
عامل ریسک بازده سهام که به نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکتها مربوط است و به عنوان تفاوت میانگین ساده بازده دو پرتفوی دارای بالاترین نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و میانگین ساده بازده دو پرتفوی دارای کمترین میزان این نسبت تعریف شده است.
رابطه (8)
صرف ریسک بازار (Rmt-Rft): از طریق کسر کردن نرخ بازده بدون ریسک ماهانه از بازده ماهانه سبد بازار به دست میآید. بازده ماهانه سبد بازار از طریق میانگین بازده ماهانه موجود در شش پرتفوی محاسبه شده است (S/L، S/MS/H ،B/L، B/M، .(B/H
صرف ریسک سهام (lrpوhrp): از طریق کسر کردن نرخ بازده بدون ریسک ماهانه از میانگین بازده ماهانه پرتفوی به دست میآید.
فرضیههای پژوهش
با توجه به معیارهای عدم تقارن اطلاعاتی و دو طیف رقابتی کامل و ناقص، فرضیههای پژوهش بدین شرح است:
1. سطح رقابت ناقص بر رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر دارد.
2. سطح رقابت کامل بر رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر دارد.
3. سطح رقابت ناقص بر رابطه بین اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام و هزینه سرمایه سهام عادی تاثیردارد.
4. سطح رقابت کامل بر رابطه بین اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام و هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر دارد.
5. سطح رقابت ناقص بر رابطه بین جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام و هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر دارد.
6. سطح رقابت کامل بر رابطه بین جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام و هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر دارد.
روش انجام پژوهش
این پژوهش از لحاظ هدف کاربردی و از لحاظ ماهیت، یک پژوهش توصیفی با تاکید بر روابط همبستگی است، زیرا از یک طرف وضع موجود را بررسی میکند و از طرف دیگر، رابطه بین متغیرهای مختلف را با استفاده از تحلیل رگرسیون، تعیین مینماید. علاوه بر این، در حوزه مطالعات پس رویدادی (استفاده از اطلاعات گذشته) قرار میگیرد و مبتنی بر اطلاعات واقعی صورتهای مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که با روش استقرایی به کل جامعة آماری قابل تعمیم خواهد بود.
جامعه آماری این پژوهش، کلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده و نمونه آماری بر اساس روش حذف سیستماتیک، شامل شرکتهای دارای شرایط زیر است:
1- سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند ماه هر سال باشد.
2- طی بازه زمانی پژوهش، سال مالی خود را تغییر نداده باشند.
3- اطلاعات صورتهای مالی آنها از سال 1380 به طور کامل و پیوسته، در دسترس باشد.
4- به منظور همگن بودن اطلاعات جزو صنایع واسطهگری مالی، بانکها، لیزینگ و سرمایهگذاری نباشند.
5- شرکتهای نمونه پژوهش وقفه معاملاتی نداشته باشند و تعداد معاملات قابل قبولی داشته باشند.
6- ارزش دفتری شرکتها در طول دوره پژوهش مثبت باشد ]23[.
با توجه به شرایط و محدودیتهای فوق، از بین شرکتهای پذیرفته در بورس اوراق بهادار تهران، در مجموع 70 شرکت انتخاب شدند.
روش جمعآوری و تحلیل دادهها
روش جمعآوری و تحلیل دادهها به دو صورت مقطعی و سری زمانی وجود دارد: دادههای مقطعی به منظور محاسبه کیفیت اقلام تعهدی و سری زمانی به منظور تجزیه و تحلیل فرضیههای پژوهش. در این پژوهش به لحاظ قابلیت مقایسه و بررسی تاثیر طیف رقابتی بازار بر رابطه بین سنجههای عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه سهام، از داده و دوره زمانی تحقیق مورد مطالعه خانی و قجاوند ]5[ استفاده گردید و برای تحلیل دادهها نیز از نرمافزارهای Accese، Excel و Eviews استفاده شد.
نحوه پرتفویبندی شرکتهای نمونه با توجه به دو معیار عدم تقارن اطلاعاتی و رقابت بازار صورت گرفت. این روش بدین شرح است که پس از انتخاب شرکتهای نمونه، در هر سال جداگانه، تمام شرکتهای نمونه در ماه شهریور و با پیروی از پژوهش آرمسترنگ و همکاران ]15[ بر مبنای تعداد سهامداران شرکت و به عنوان نماینده رقابت در بازار به سه پرتفوی به صورت مجزا تقسیم شدند؛ به صورتی که تمام شرکتهای نمونه از کمترین تعداد سهامدار تا بیشترین تعداد سهامدار مرتب شدند. پرتفوی اول با کمترین تعداد سهامدار در بین شرکتها، عنوان رقابت ناقص و پرتفوی سوم که بیشترین تعداد سهامدار را دارد؛ عنوان رقابت کامل را دارد. در مرحله بعد، شرکتهای هر بخش از گام اول، بر اساس هر یک از معیارهای عدم تقارن اطلاعاتی شرح داده شده در بخش گذشته، به دو پرتفوی طبقهبندی شدند؛ به طوری که پرتفوی اول نمایانگر کمترین سطح عدم تقارن اطلاعاتی و پرتفوی دوم، نمایانگر بیشترین سطح عدم تقارن اطلاعاتی است. در ادامه، بین دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پایین، پرتفوی پوشش ریسک تشکیل شد. نتیجه ترکیب پرتفوی رقابت بازار و عدم تقارن اطلاعاتی، 9 پرتفوی (3*3) است. در مرحله بعد، برای هریک از دو سطح بازار تجزیه و تحلیل بر اساس مدل فاما و فرنچ ]23[ صورت گرفت.
آمار توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش بر حسب سال- شرکت در نگاره 2 ارائه شده و منطبق با خروجی Excel، Access، Eviews است که حداقل، حداکثر، میانگین و انحراف معیار متغیرهای پژوهش ارائه شده است. متغیر تعداد سهامداران که مبنابی برای اندازهگیری رقابت است، دارای بیشترین مقدار 136505 و متعلق به شرکت توسعه معادن روی ایران در سال 1385 و کمترین مقدار 273 و متعلق به شرکت قطعات اتومبیل ایران در سال 1383 است.
نگاره شماره 2: آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
حداقل |
حداکثر |
میانگین |
انحراف معیار |
|
کیفیت اقلام تعهدی هزینه سرمایه سهام عادی هزینه سرمایه سهام عادی |
SAQ |
00047/0 |
1021/195 |
165/5 |
705/21 |
|
RH.T* |
613/10- |
929/64 |
343/2 |
365/10 |
|
|
RH.T** |
138/21- |
452/24 |
854/0 |
922/6 |
|
|
اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام هزینه سرمایه سهام عادی هزینه سرمایه سهام عادی |
Spread |
40/9694- |
20000 |
79/1273 |
29/2718 |
|
RH.T* |
462/10- |
444/29 |
774/2 |
119/7 |
|
|
RH.T** |
75/14- |
264/17 |
307/1 |
447/6 |
|
|
جزء انتخاب نامطلوب اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام هزینه سرمایه سهام عادی هزینه سرمایه سهام عادی |
Asc-Spread |
000/0 |
537/0 |
011/0 |
031/0 |
|
RH.T* |
661/12- |
874/26 |
358/2 |
784/7 |
|
|
RH.T** |
882/18- |
810/28 |
120/2 |
834/8 |
|
|
تعداد سهامداران |
Number of Shareholder |
273 |
136505 |
73/10104 |
69/20892 |
|
اندازه |
SMB |
03/24- |
881/20 |
620/0 |
32/6 |
|
صرف ریسک بازار |
MKT |
821/5- |
546/11 |
390/1 |
164/4 |
|
نسبت ارزش دفتری به بازار |
HML |
418/16- |
311/20 |
637/0 |
822/6 |
*در سطح رقابت ناقص **در سطح رقابت کامل منبع:یافته پژوهش
نتایج آزمون فرضیههای پژوهش با استفاده از مدل فاما و فرنچ] 23[ به ترتیب در نگارههای 3، 4 و 5 ارائه شده است.
در هر یک از شش فرضیه پژوهش، پیش از تحلیل نتایج، آزمونهای مربوط به فروض کلاسیک بررسی شد. از آماره دوربین واتسون برای بررسی عدم خود همبستگی در نتایج مدل رگرسیونی استفاده شده است. از آنجایی که این عدد بین مقادیر بحرانی 5/1 و 5/2 قرار دارد، مشکل خود همبستگی بین باقیماندهها وجود ندارد. همچنین، با توجه به این که مقدار آماره Fرگرسیون در هر شش فرضیه کمتر از 05/0 است، بنابراین، کل مدلهای برآورد شده معنادار است. برای تشخیص وجود همخطی، واضحترین علامت وجود همخطی زمانی است که R2 بسیار بالا باشد، ولی هیچ یک از ضرایب متغیرهای رگرسیون از لحاظ آماری بر اساس آزمون t معنیدار نباشند یا همبستگی دو به دوی متغیرها از جذر ضریب تعیین بزرگتر باشد ]4[. در این پژوهش با بررسی این دو عامل مشخص شد که همخطی بین متغیرهای پژوهش وجود ندارد. پیش از آزمون فرضیه پژوهش از مانایی و نرمال بودن متغیرهای مدل رگرسیونی (5) اطمینان حاصل شد.
تجزیه و تحلیل فرضیههای پژوهش(رد شدن یا نشدن فرضیه) از طریق تحلیل ضریب αH در پرتفوی پوشش ریسک صورت پذیرفت. ضریب αH در مدل (5)، نشان دهنده تاثیر عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه سهام عادی است. اگرضریب αH در مدل فوق در سطح اطمینان 99/95 یا 90 درصد معنادار باشد، بیانگر رد نشدن فرض H1(αH≠0) است. برای بررسی معناداری ضریب αH از سطح معناداری آماره در سطح خطای 01/0، 05/0 یا 10/0 استفاده شده است. آزمون آماری فرضیههای پژوهش بدین شرح است:
H0:αH= 0
H1:αH ≠0
همانطور که در نگاره 3 نشان داده شده است، در سطح رقابت ناقص ضریب α0در سطح اطمینان 90/0 معنیدار است. بنابراین، فرضیه H0مبنی بر عدم تاثیر کیفیت اقلام تعهدی، بر هزینه سرمایه سهام عادی در این سطح رقابت بازار رد میشود و فرضیه H1مبنی بر تاثیر کیفیت اقلام تعهدی، بر هزینه سرمایه سهام عادی رد نمیشود و بنابراین، فرضیه اول پژوهش در این سطح رقابت رد نمیشود.
همچنین، در سطح رقابت کامل چون ضریب مذکور از نظر آماری معنیدار نیست؛ لذا فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر کیفیت اقلام تعهدی، بر هزینه سرمایه سهام عادی در سطح رقابت بازار کامل، رد نمیشود و فرضیه H1 مبنی بر تاثیر کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه سهام عادی در این سطح رقابت بازار رد میشود و فرضیه دوم پژوهش در سطح رقابت کامل رد میشود.
علاوه بر این، در هر دو سطح رقابتی، ضریب تعیین تعدیل شده در سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا بیشترین مقدار و در پرتفوی پوشش ریسک کمترین مقدار را دارد. با توجه به بیشتر بودن مقدارR2 تعدیل شده در سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا، میتوان بیان نمود که مدل رگرسیونی در این سطح عدم تقارن اطلاعاتی، توان بیشتری در توضیح هزینه سرمایه سهام عادی دارد.
با توجه به نتایج مندرج در نگاره 3 مشخص میشود که در سطح رقابت ناقص، متغیرهای کنترلی اندازه (SMB) و صرف ریسک بازار (MKT) در تمام سطوح عدم تقارن اطلاعاتی و متغیر نسبت ارزش دفتری به بازار (HML) در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پرتفوی پوشش ریسک معنیدار است که بیانگر تاثیر این متغیرها بر هزینه سرمایه سهام عادی است.
در سطح رقابت کامل متغیرهای کنترلی اندازه (SMB) در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی پایین و پرتفوی پوشش ریسک و متغیر صرف ریسک بازار (MKT) در تمام سطوح عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پایین و پرتفوی پوشش ریسک معنیدار است که بیانگر تاثیر این متغیرها بر هزینه سرمایه سهام عادی است.
نگاره شماره 3: تاثیر کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه سهام عادی در دو طیف رقابتی
|
پرتفوی پوشش ریسک |
عدم تقارن اطلاعاتی پایین (کیفیت اقلام تعهدی بالا) |
عدم تقارن اطلاعاتی بالا (کیفیت اقلام تعهدی پایین) |
سطح عدم تقارن اطلاعاتی
ضریب |
رقابت ناقص
|
|
243/2* |
404/0- |
838/1* |
α0 |
|
|
813/1 |
725/0- |
753/1 |
t-Statistic |
|
|
732/0** |
603/0*** |
336/1*** |
BMKT |
|
|
487/2 |
541/4 |
349/5 |
t-Statistic |
|
|
468/0-** |
179/0* |
289/0-* |
BSMB |
|
|
325/2- |
974/1 |
692/1- |
t-Statistic |
|
|
453/0-** |
084/0 |
369/0-** |
BHML |
|
|
343/2- |
966/0 |
250/2- |
t-Statistic |
|
|
162/0 |
240/0 |
341/0 |
R2. adjustment |
|
|
34/5*** |
08/8*** |
59/12*** |
F |
|
|
79/1 |
95/1 |
90/1 |
اماره دوربین واتسون |
|
|
260/0 |
996/0- |
736/0- |
α0 |
رقابت کامل
رقابت کامل
|
|
309/0 |
445/1- |
175/1- |
t-Statistic |
|
|
667/0*** |
598/0*** |
265/1*** |
BMKT |
|
|
082/3 |
375/3 |
856/7 |
t-Statistic |
|
|
229/0* |
179/0-* |
049/0 |
BSMB |
|
|
751/1 |
675/1- |
509/0 |
t-Statistic |
|
|
182/0- |
132/0 |
050/0- |
BHML |
|
|
507/1- |
328/1 |
562/0- |
t-Statistic |
|
|
120/0 |
253/0 |
495/0 |
R2. adjustment |
|
|
91/3** |
24/8*** |
93/21*** |
F |
|
|
19/2 |
44/2 |
37/2 |
آماره دوربین واتسون |
|
منبع: یافته پژوهش |
*** معنیداری در سطح اطمینان 01/0 |
** معنیداری در سطح اطمینان 05/0 |
معنیداری در سطح اطمینان 10/0 * |
همانطور که در نگاره 4 مشاهده میگردد، در سطح رقابت ناقص، ضریب α0 (معیار اندازهگیری عدم تقارن اطلاعاتی) در سطح اطمینان 95/0 معنیدار است. بنابراین، فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی رد میشود و فرضیه H1 مبنی بر تاثیر اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی در این سطح رقابت بازار رد نمیشود و بنابراین، فرضیه سوم پژوهش در این سطح رقابت بازار رد نمیشود. بنابراین، در سطح رقابت ناقص، اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر دارد.
علیرغم تاثیر عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه سهام عادی در پرتفوی پوششی، ضریب α0 در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا (اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بالا) و سطح عدم تقارن اطلاعاتی پایین (اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام پایین)، از نظر آماری معنیدار نیست. بنابراین، عدم تقارن اطلاعاتی در این دو سطح بر هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر ندارد.
نتایج منعکس در نگاره 4 نشان دهنده این موضوع است که در سطح رقابت ناقص، متغیرهای کنترلی اندازه (SMB) و صرف ریسک بازار (MKT) در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی و پرتفوی پوشش ریسک و نسبت ارزش دفتری به بازار (HML) در پرتفوی پوشش ریسک معنیدار است که بیانگر تاثیر این متغیرها بر هزینه سرمایه سهام عادی است.
همچنین، ضریب α0 (معیار اندازهگیری عدم تقارن اطلاعاتی) در سطح رقابت کامل، از نظر آماری معنیدار نیست. بنابراین، فرضیه H0مبنی بر عدم تاثیر اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی در سطح رقابت کامل، رد نمیشود و فرضیه H1 مبنی بر تاثیر اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی در این سطح رقابت بازار رد میشود و فرضیه چهارم پژوهش در این سطح رقابت بازار رد میشود. همچنین، مقدار آماره t برای ضریب α0 در سطح عدم تقارن اطلاعاتی پایین معنیدار و مقدار این ضریب منفی است. بنابراین، در سطح رقابت کامل، تنها اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام در سطح پایین بر هزینه سرمایه تاثیر (منفی) دارد.
از بین متغیرهای کنترلی در این سطح رقابت بازار، عامل اندازه (SMB) در دو سطوح عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پرتفوی پوشش ریسک و صرف ریسک بازار (MKT) در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پایین و متغیر نسبت ارزش دفتری به بازار (HML) در پرتفوی پوشش ریسک معنیدار است که بیانگر تاثیر این متغیرها بر هزینه سرمایه سهام عادی است.
همچنین، نتایج نشان میدهد که در هر دو سطح رقابت بازار، ضریب تعیین تعدیل شده در سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا، بالاترین مقدار و در پرتفوی پوشش ریسک، کمترین مقدار را دارد. با توجه به بیشتر بودن مقدار R2 تعدیل شده در سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا، میتوان بیان کرد که مدل رگرسیونی در این سطح عدم تقارن اطلاعاتی، توان بیشتری در توضیح هزینه سرمایه سهام عادی دارد.
نگاره شماره4: تاثیر اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی در دو طیف رقابتی
|
پرتفوی پوشش ریسک |
عدم تقارن اطلاعاتیپائین (اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام پایین) |
عدم تقارن اطلاعاتی بالا (اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بالا) |
سطح عدم تقارن اطلاعاتی ضرایب |
رقابت ناقص
|
|
073/2** |
903/0- |
170/1 |
α0 |
|
|
309/2 |
402/1- |
377/1 |
t-Statistic |
|
|
639/0*** |
666/0*** |
306/1*** |
BMKT |
|
|
902/2 |
214/4 |
265/6 |
t-Statistic |
|
|
342/0* |
263/0** |
605/0*** |
BSMB |
|
|
871/1 |
002/2 |
498/3 |
t-Statistic |
|
|
234/0-* |
150/0 |
083/0- |
BHML |
|
|
755/1- |
568/1 |
665/0- |
t-Statistic |
|
|
114/0 |
262/0 |
386/0 |
R2.adjustement
|
|
|
74/3** |
58/8*** |
41/14*** |
F |
|
|
83/1 |
99/1 |
02/2 |
آماره دوربین واتسون |
|
|
205/1 |
264/1-** |
059/0- |
α0 |
رقابت کامل
|
|
521/1 |
102/2- |
084/0- |
t-Statistic |
|
|
126/0 |
940/0*** |
067/1*** |
BMKT |
|
|
684/0 |
703/6 |
556/6 |
t-Statistic |
|
|
244/0-** |
060/0 |
184/0-* |
BSMB |
|
|
953/1- |
634/0 |
673/1- |
t-Statistic |
|
|
212/0** |
071/0- |
141/0 |
BHML |
|
|
923/1 |
850/0- |
451/1 |
t-Statistic |
|
|
111/0 |
390/0 |
476/0 |
R2.adjustment |
|
|
80/3** |
32/15*** |
32/21*** |
F |
|
|
37/2 |
22/2 |
48/2 |
آماره دوربین واتسون |
|
*معنیداری در سطح خطای 10/0 |
**معنیداری در سطح خطای 05/0 |
***معنیداری در سطح خطای 01/0 |
منبع:یافته پژوهش |
نتایج منعکس در نگاره 5 نشان میدهد که در سطح رقابت ناقص، ضریب α0 (معیار اندازهگیری عدم تقارن اطلاعاتی) در سطح اطمینان 95/0 معنیدار است. بنابراین، فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی رد میشود و فرضیهH1 مبنی بر تاثیر جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی رد نمیشود و بنابراین، فرضیه پنجم در این سطح رقابت بازار رد نمیشود. در این سطح رقابت بازار، متغیرهای کنترلی اندازه (SMB) در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالا و پایین و متغیرهای نسبت ارزش دفتری به بازار (HML) و صرف ریسک بازار (MKT) در تمام سطوح عدم تقارن اطلاعاتی بالا، پایین و پوشش ریسک معنیدار است که بیانگر تاثیر این متغیرها بر هزینه سرمایه سهام عادی است.
نگاره شماره 5: تأثیر جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی در دو طیف رقابتی
|
پرتفوی پوشش ریسک |
عدم تقارن اطلاعاتیپایین (جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام پایین) |
عدم تقارن اطلاعاتی بالا (جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بالا) |
سطح عدم تقارن اطلاعاتی
ضرایب |
رقابت ناقص |
|
12/2** |
899/0- |
222/1 |
α0 |
|
|
416/2 |
322/1- |
656/1 |
t-Statistic |
|
|
755/0*** |
571/0*** |
326/1*** |
BMKT |
|
|
648/3 |
561/3 |
622/7 |
t-Statistic |
|
|
005/0- |
363/0*** |
358/0** |
BSMB |
|
|
031/0- |
871/2 |
608/2 |
t-Statistic |
|
|
571/0-*** |
337/0*** |
233/0- |
BHML |
|
|
478/4- |
420/3 |
176/2-** |
t-Statistic |
|
|
271/0 |
314/0 |
460/0 |
R2.adjustment |
|
|
21/9*** |
09/11*** |
76/19*** |
F |
|
|
87/1 |
05/2 |
93/1 |
آماره دوربین واتسون |
|
|
549/1 |
605/1-** |
056/0- |
α0 |
رقابت کامل
|
|
388/1 |
124/2- |
065/0- |
t-Statistic |
|
|
759/0*** |
208/0 |
968/0*** |
BMKT |
|
|
666/2 |
081/1 |
398/4 |
t-Statistic |
|
|
017/0 |
016/0- |
0006/0 |
BSMB |
|
|
092/0 |
131/0- |
004/0 |
t-Statistic |
|
|
335/0-* |
301/0** |
033/0- |
BHML |
|
|
879/1- |
495/2 |
245/0- |
t-Statistic |
|
|
092/0 |
090/0 |
225/0 |
R2. adjustment |
|
|
16/3** |
12/3** |
19/7*** |
F |
|
|
28/2 |
05/2 |
36/2 |
آماره دوربین واتسون |
|
* معنیداری در سطح خطای 10/0 |
** معنیداری در سطح خطای 05/0 |
*** معنیداری در سطح خطای 01/0 |
منبع:یافته پژوهش |
همچنین، ضریب α0 در سطح رقابت کامل در سطح خطای مزبور معنیدار نیست. بنابراین، فرضیه H0 مبنی بر عدم تاثیر جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی رد نمیشود و فرضیه H1 مبنی بر تاثیر جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام بر هزینه سرمایه سهام عادی رد میشود و بنابراین، فرضیه ششم پژوهش در این سطح رقابت بازار پذیرفته نمیشود.
از آنجایی که احتمال آماره t برای ضریب α0 در سطح عدم تقارن اطلاعاتی پایین، معنیدار است؛ بنابراین، میتوان گفت که در سطح رقابت کامل، جزء انتخاب نادرست اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام در سطح پایین بر هزینه سرمایه سهام عادی تاثیر (منفی) دارد.
علاوه بر این، در سطح رقابت بالا، متغیر کنترلی نسبت ارزش دفتری به بازار (HML) در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی پایین و پرتفوی پوشش ریسک و متغیر صرف ریسک بازار (MKT) در دو سطح عدم تقارن اطلاعاتی بالاو پرتفوی پوشش ریسک معنیدار است که بیانگر تاثیر این متغیرها بر هزینه سرمایه سهام عادی است.
نتایج آزمون فرضیههای پژوهش نشان میدهد که بسته به سطح رقابتی مورد نظر، هر یک از معیارهای اندازهگیری عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه تاثیر دارد (رد یا تأیید فرضیه، به سطح رقابتی بستگی دارد).
نتایج آزمون این فرضیه در بورس اوراق بهادار تهران در دو سطح رقابتی مزبور، مشابه نتایج پژوهش آرمسترنگ و همکاران ]15[، لمبرت و همکاران ]33[، کیل] 30[، هوگز و همکاران ]27[، لمبرت و ورکچیا] 32[ و لمبرت و همکاران] 31[ است. همچنین، پژوهشهای داخلی مرتبطی که سطح رقابت بازار را بررسی نماید، وجود ندارد. بنا به پژوهشهای خارج از کشور، اثر عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه به وسیله دو سازو کار اصلی بیان میگردد: اول اینکه در شرایط رقابت کامل، عدم تقارن اطلاعاتی، تنها به علت کیفیت اطلاعات متفاوت در بین سرمایهگذاران بر هزینه سرمایه تاثیر میگذارد. همچنین، در این بازار با فرض نامحدود بودن تعداد سهامداران و افقی بودن منحنی تقاضا برای هر شرکت، سهامداران با هر درجهای از اطلاعات درباره شرکت، بدون اثر گذاشتن بر روی قیمت میتوانند به خرید و فروش اقدام نمایند؛ دوم اینکه در شرایط رقابت ناقص، عدم تقارن اطلاعاتی به عرضه نقدینگی منجر میگردد که این موضوع بر هزینه سرمایه تاثیر میگذارد. در این بازار، با فرض محدود بودن تعداد سهامداران و منفی بودن شیب تقاضا، هر سهامداری بر قیمت سهام شرکت اثر میگذارد. این امر تمایل سهامداران را به انجام معامله کاهش داده، موجب افزایش هزینه سرمایه میگردد.
پژوهش حاضر در زمره نخستین پژوهشهایی است که در ایران، تاثیر عدم تقارن اطلاعاتی در طیف متفاوت بازار را بررسی میکند. از آنجایی که در این پژوهش، طیف رقابت بازار، بر مبنای تعداد سهامداران تقسیمبندی شد؛ ولی از این تعداد سهامداران، برخی فعال در بازار سهام هستند، که فعالیت آنها عرضه نقدینگی در بازار سهام است. در مقابل، سهامدارانی نیز هستند که فعالیت آنها خرید و نگهداری این سهام به مدت طولانی است، که به این نوع از سرمایهگذاران، سهامداران غیر فعال میگویند. لذا، در پژوهشهای آتی میتوان علاوه بر در نظر گرفتن تعداد سهامداران شرکتها، هر دسته از سطوح رقابتی را بر اساس فعال بودن آنها به دو دسته سهامدار فعال و غیر فعال تقسیم نموده، تاثیر عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه را بر این دو دسته جداگانه در نظر گرفت.
با توجه به موضوع عدم تقارن اطلاعاتی و بحث ناکارایی بورس اوراق بهادار و توجه به این نکته که معمولا یکی از طرفین معامله اطلاعات بیشتری نسبت به طرف مقابل دارد، لذا به سرمایهگذاران، اعتبار دهندگان، تحلیلگران و سایر ذینفعان پیشنهاد میشود که در هنگام انتخاب بهترین پرتفوی سرمایهگذاری خود به عوامل کیفیت اقلام تعهدی (مبنای حسابداری)، اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش و جزء انتخاب نادرست این معیار (مبنای بازار)، همچنین به جایگاه قرارگیری شرکتهای مذکور در سطوح متفاوت بازار توجه نمایند.
از آنجایی که هر گونه پیشبینی در رابطه با روندهای آتی شرکت، به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی منجر میگردد؛ لذا امید است در پژوهشهای آتی، با مشخص شدن تعداد دقیق آنالیستها [14]، تاثیر تعداد این افراد بر هزینه سرمایه سهام عادی بررسی گردد.
محدودیت پژوهش
1- نتایج پژوهش حاضر، در سطح کل شرکتها و بدون تفکیک براساس نوع صنعت به دست آمده و ممکن است در خصوص هر یک از صنایع به طور مجزا، نتایج متفاوتی حاصل شود.
2- وجود تورم سبب میشود تا اطلاعات صورتهای مالی نتوانند وضعیت مالی و نتایج عملکرد شرکتها را به نحو درستی نشان دهد. بنابراین، با در نظر گرفتن اثر تورم، ممکن است نتایج متفاوتی حاصل شود.
[1] Information Gap
[2] Quality Gap
[3] Reporting Gap
[4] Understanding Gap
[5] Perception Gap
[6] Bid-Ask Spread
[7] Adverse Selection
[8] Risk aversion
[11]در ادبیات تحقیقات مالی در ایران، در مقابل پرتفویبندی مستقل مورد استفاده این تحقیق، نحوه دیگری از پرتفویبندی فاما و فرنچ (1993) قابل مشاهده است (پرتفویبندی غیرمستقل). مطابق این روش، ابتدا بر اساس ارزش بازار، شرکتهای نمونه به دو پرتفوی؛ یعنی پرتفوی شرکتهای بزرگ (Big) و پرتفوی شرکتهای کوچک (Small) طبقهبندی و سپس، هر کدام از پرتفویهای مذکور، بر اساس نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (B/M)، به سه پرتفوی (High, Median, Low) تقسیم شده است، اما طبق تحقیق فاما و فرنج (1993) و میل به "دو نویسنده مذکور"، پرتفویبندی مستقل مورد تایید است.
)