Authors
1 Ph.D in Accounting, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran
2 Professor in Business Administration, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran
3 Associate Professor in Accounting, Alzahra University, Tehran, Iran
4 Professor in Industrial Management, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran
Abstract
Keywords
یکی از مهمترین عوامل توسعۀ پایدار در اقتصاد هر کشور، فراهم کردن زیرساختهای اساسی در جذب سرمایهگذاری داخلی و خارجی است. این مهم با وجود فضای رقابتی سالم از طریق اطلاعات شفاف و بهموقع و امکان دسترسی همه مشارکتکنندگان بازار به اطلاعات شفاف امکانپذیر است [25].
هر چه انتشار اطلاعات در جوامع بیشتر و بهتر صورت پذیرد، امکان اتخاذ تصمیمهای آگاهانه و ایفای مسؤولیت پاسخگویی در مورد چگونگی تحصیل و مصرف منابع، بیشتر میشود. بنابراین، یکی از الزامات رشد و توسعه اقتصادی، دسترسی همه ذینفعان به اطلاعات شفاف است [4].
استفادهکنندگان از اطلاعات مالی، به اطلاعات دقیق و بهموقع برای اخذ تصمیمات مربوط به سرمایهگذاریشان نیاز دارند [22]. شرکتهایی که گزارشگری مالی شفاف و قابل قبولی ندارند، با ریسک اعتبار مواجه شده، اطمینان سهامداران را از دست میدهند. چنین شرایطی در نهایت، درجه اعتبار و میزان نقدشوندگی را در کل بازار سرمایه به شدت کاهش میدهد. در واقع، در بلندمدت شرط اصلی رونق بازارهای سرمایه، محیط اطلاعاتی شفاف است [48].
شفافیت و افشای اطلاعات، عدم اطمینان را کاهش میدهد و از این طریق به کاهش بازده مورد انتظار و در نتیجه هزینۀ سرمایه منجر خواهد شد که میتواند شرکتها را برای رشد، توسعه و بهبود مداوم یاری کند [5]. پژوهشهای زیادی کاهش هزینۀ سرمایه شرکتها در پی افزایش شفافیت اطلاعاتی و کیفیت افشای اطلاعات را تأیید میکند [8، 21، 27 و 67].
شفافیت اطلاعاتی و افشای مناسب، آثار مثبت دیگری، از جمله: کاهش عدم تقارن اطلاعاتی [21 و 54]، افزایش نقدشوندگی سهام [26 و 65]، افزایش ارزش شرکت [2 و 39] و کاهش مدیریت سود [11] را نیز برای شرکتها به همراه دارد؛ با وجود این، آنچه باعث میشود شرکتها به لحاظ میزان افشای اطلاعات و شفافیت در سیاستهای گزارشگریشان متفاوت عمل کنند، چیست؟ پژوهشهای بسیاری در زمینه نقش عوامل محیطی در میزان شفافیت صورت گرفته است.
در این پژوهشها نظامهای قانونی، کارایی سیستم قضایی، میزان حمایت از حقوق مالکیت، اقتصاد سیاسی و میزان دخالت دولت در بازارهای پولی و مالی در هر کشور به عنوان متغیرهای مؤثر بر کیفیت افشا شناسایی شدهاند [28].
با این حال، شرکتهای مختلف موجود در یک کشور و حتی در یک صنعت، با وجود شرایط محیطی مشابه و برابر، همچنان از نظر میزان شفافیت اطلاعاتی و سیاستهای افشای اتخاذی، متفاوت عمل میکنند. پژوهشهای بسیاری در سطح جهان، با بررسی تأثیر عوامل درونشرکت بر میزان شفافیت و افشا، درصدد روشن کردن این موضوع برآمدهاند.
پژوهشگران مختلف تأثیر متغیرهای شرکتی، از جمله: اندازه شرکت، ساختار مالکیت، سودآوری، سن شرکت، میزان فعالیت خارجی، اهرمهای مالی، نسبتهای نقدینگی و عوامل دیگر را بر میزان افشا و شفافیت اطلاعاتی شرکت بررسی کرده و به نتایج مختلفی دست یافتهاند.
جهت تأثیر بسیاری از این متغیرها بر افشای اطلاعات شرکتها همچنان مبهم است. به عبارتی، رابطۀ مشاهده شده بین برخی از این متغیرها با شفافیت اطلاعاتی و کیفیت افشا در پژوهشهای مختلف متفاوت بوده است.
در این پژوهش، روابط مشاهده شده در 32 پژوهش موجود در ادبیات که در بیش از بیست کشور دنیا به دنبال بررسی رابطه بین برخی از این ویژگیهای شرکتی شامل اندازۀ شرکت، اهرم مالی، سودآوری، نقدینگی و سن شرکت با سطح و کیفیت افشای اطلاعات شرکتی بودهاند، تجمیع شده است.
سپس رابطه بین این متغیرها با کیفیت افشای صورتگرفته توسط شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از رگرسیون چند متغیره بررسی میشود. اندازۀ شرکت، اهرم مالی و سودآوری بدین دلیل انتخاب شدهاند که بیشترین تکرار را در ادبیات موجود در سطح جهان به عنوان عوامل تأثیرگذار بالقوه بر سطح افشا داشتهاند؛ اما دو عامل نقدینگی و سن شرکت، عواملی هستند که در ادبیات جدید به عنوان مؤلفههای بالقوه تأثیرگذار بر افشای اطلاعات شرکتها پیشنهاد شدهاند و تاکنون تعداد کمی پژوهش برای بررسی رابطۀ این دو عامل با افشای اطلاعات صورت گرفتهاست.
نتایج این پژوهش، علاوه بر کاهش ابهام در خصوص تأثیر عوامل درون شرکتی یاد شده بر کیفیت افشا در ادبیات موجود و روشن شدن این رابطه در مورد شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، به تعیین تأثیر دو عامل پیشنهادی جدیدتر، سن شرکت و نقدینگی، بر سطح افشا و اغنای ادبیات مربوطه در این زمینه کمک میکند.
شناخت عوامل تأثیرگذار بر سطح و کیفیت افشا میتواند در جهت تشخیص کاستیها و موانع موجود در مقابل شفافیت اطلاعاتی شرکتها و بهبود وضعیت اطلاع رسانی آنها که در نهایت به کارایی بیشتر بازار سرمایه و تصمیمگیریهای آگاهانه و منطقیتر سرمایهگذاران در خصوص تخصیص منابع مالی به شرکتها منجر میشود، راهگشا باشد.
پیشینه پژوهش
پژوهشهای زیادی به بررسی تأثیر عوامل مختلف درونسازمانی و برونسازمانی بر سیاستهای شفافیت و سطح افشای شرکتها پرداختهاند. در نگاهی کلی، میتوان این پژوهشها را به دو دسته تقسیم کرد: دسته اول عوامل برونسازمانی و کلان را در نظر میگیرند.
این پژوهشها در زمینه نقش عوامل محیطی، از قبیل: نظامهای قانونی حاکم بر گزارشگری مالی، قوانین حمایت از سرمایهگذاران و میزان توسعه و پیشرفت کشورها در تبیین تفاوت میزان شفافیت در بین شرکتهای مستقر در کشورهای مختلف صورت گرفته است و نتایج گویای آن است که نظامهای قانونی شامل: مبتنی بر عرف یا مدوّن بودن، کارایی سیستم قضایی و میزان حمایت از حقوق مالکیت در هر کشور بر عوامل و متغیرهای کیفیت افشا و شفافیت اطلاعاتی کشورها مؤثر است [28، 52].
همچنین، اقتصاد سیاسی شامل میزان دخالت دولت در بازارهای مالی و پولی، تمرکز در قدرت سیاسی، هزینه تشکیل شرکتهای جدید و ریسک مصادره اموال بخش خصوصی در هر کشور نیز بر الزامات افشا و متغیرهای تبیینکننده کیفیت افشای شرکتها در یک کشور تأثیر دارد [28].
دسته دوم پژوهشها به دنبال بررسی تأثیر عوامل درونشرکتی بر میزان شفافیت و افشای اطلاعات توسط شرکت است. بر اساس نظر لانگ و لاندهولم (1003)، والاس و همکاران (1994)، کوک و کافرمن (2002) و السعید (2006) ویژگیهای مختلف شرکت که نمایندۀ بالقوه برای تعیین میزان افشای اطلاعات در شرکتها هستند، به سه دسته تقسیم میشوند [46، 61، 31 و 19]:
متغیرهای ساختاری شامل: اندازه شرکت، اهرم بدهی، توزیع مالکیت و سن شرکت؛
متغیرهای عملکرد شامل: بازده سرمایه، بازده داراییها، نقدینگی و حاشیه سود؛
متغیرهای بازار شامل: اندازه شرکت حسابرسی و نوع صنعت.
پژوهشهای مختلف تأثیر متغیرهای درون شرکتی بر میزان افشا و شفافیت اطلاعاتی شرکتها را بررسی کرده و به نتایج مختلفی دست یافتهاند. یکی از پژوهشهای مرجع بسیار جامع در زمینۀ تأثیر متغیرهای درونشرکتی بر میزان افشا، پژوهش احمد و کوریتز در سال 1999 است.
آنها طی مطالعه گستردهای پژوهشهای انجام شده بین سالهای 1968 تا 1997 را که شامل 29 مطالعه در 15 کشور انجام شده بود، بررسی کردند.
احمد و کوریتز با استفاده از روش متا آنالیز نتایج به دست آمده از رابطه متغیرهای مختلف با نمره شفافیت و افشای مشاهده شده در این پژوهشها را تجمیع کرده و به این نتیجه رسیدند که چهار متغیر با سطح افشا رابطه مثبت آماری با اهمیت دارند.
این عوامل شامل: اندازه شرکت، وضعیت پذیرفتهشدن در بورس، اهرم مالی و اندازه شرکت حسابرسی هستند [15].
نازلی و همکاران (2006) با استفاده از شاخصی متشکل از 53 مؤلفه در سه گروه اطلاعات مالی، اطلاعات راهبردی و اطلاعات مرتبط با مسؤولیت اجتماعی شرکت، میانگین نمره افشای تعداد 87 شرکت پذیرفته شده در بورس مالزی را محاسبه و سپس رابطه متغیرهای اندازه شرکت، اهرم مالی، سودآوری، ساختار مالکیت، ترکیب هیأت مدیره و وضعیت رقابتی شرکت را با نمره افشا بررسی کردند.
آنها به این نتیجه رسیدند که ساختار مالکیت، ساختار هیأت مدیره، اندازه و سودآوری شرکت در میزان افشای اطلاعات شرکتی مؤثر است [51].
حسین و همکاران (2005)، نمرۀ شفافیت و افشای 245 سال ـ شرکت را برای شرکتهای نیوزلندی محاسبه کردند و تأثیر مؤلفههای بالقوه شرکتی را بر مجموعه فرصتهای سرمایهگذاری و بر نمره افشای اطلاعات شرکت بررسی کردند.
در این پژوهش، نمره افشای محاسبه شده بر حسب میزان افشای 18 مورد اطلاعات آیندهنگر شرکت بود. نتایج پژوهش نشان داد رابطه مستقیمی بین ترکیب هیأت مدیره که بهصورت سهم اعضای مستقل محاسبه شده است و نمره افشا وجود دارد.
نتایج همچنین گویای وجود رابطهای معکوس بین موانع ورود رقبا و میزان افشای اطلاعات است [43].
اله داد (1388)، در پژوهشی به بررسی رابطه بین شفافیت و افشا، با اندازه و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکتها در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. نتایج این پژوهش نشان میدهد اندازه شرکت چه بر حسب لگاریتم طبیعی داراییها و چه بر حسب لگاریتم طبیعی ارزش بازار شرکتها، با سطح شفافیت و افشا در ارتباط بوده و این ارتباط نیز مستقیم است [12].
خالقی مقدم و خالق (1388) با استفاده از مدل شفافیت اطلاعاتی مؤسسه استاندارد اند پورز، میزان شفافیت در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را ارزیابی و همبستگی آن با عواملی، همچون: اندازه شرکت، میزان استفاده از اهرمهای مالی، میزان سودآوری، تمرکز مالکیت و تعداد اعضای هیأت مدیره را آزمون کردند.
مقایسه وضعیت ایران با نتایج پژوهشهای انجام شده توسط مؤسسه استاندارد اند پورز نشان داد که ایران نسبت به کشورهای اروپایی، آسیایی و حتی امریکای لاتین از نظر میزان شفافیت جایگاه پایینتری دارد. همچنین، نتایج این پژوهش مؤید رابطه میزان شفافیت با اندازه شرکت است و با سایر عوامل اشاره شده همبستگی ندارد [5].
دیدار و همکاران (1390)، با در نظر گرفتن چک لیست موارد افشای موجود در اصول حاکمیت شرکتی که شامل 60 معیار است، شاخص افشای مورد نظر خود را تدوین کرده، با توجه به مواردی که افشای آن بر اساس قوانین الزامی است، شاخص را به دو قسمت اجباری و اختیاری تقسیم و تأثیر خصوصیات شرکتی شامل: اندازه شرکت، درجه مشهود بودن داراییها، اهرم مالی، نقدینگی، سودآوری و رشد در سودآوری را بر سطح افشای 128 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که درجه مشهود بودن داراییها، اهرم مالی و سودآوری بر سطح افشای کل اثرگذارند و اکثر خصوصیات شرکتی مدّ نظر تنها بر قسمت اختیاری افشا تأثیر دارند و در مورد افشای اجباری بیتأثیر هستند [6].
طی بررسی صورت گرفته بر روی 32 پژوهش انجام شده در این زمینه که طی سالهای 1993 تا 2011 در 24 کشور مختلف انجام شده است، عوامل بالقوه تأثیرگذار بر روی سطح افشا و شفافیت اطلاعاتی شرکتها در این پژوهشها، که به نتایج مختلف و متفاوتی دست یافتهاند، بررسی شد.
ضریب همبستگی[1] به دست آمده از بررسی رابطه هر یک از عوامل با سطح و کیفیت افشای اطلاعات در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار این کشورها در نگاره (1) خلاصه شده است.
نگاره 1. مقایسه تطبیقی ضریب همبستگی بین عوامل درون شرکتی و سطح افشای اطلاعات در پژوهشهای مختلف
|
نام نویسنده |
کشور |
تعداد نمونه (سال- شرکت) |
اندازه شرکت |
اهرم مالی |
سودآوری |
سن |
نقدینگی |
||||||
|
ارزش بازار شرکت |
جمع دارایی ها |
کل فروش |
تعداد پرسنل |
نسبت بدهی به دارایی |
نسبت بدهی به سرمایه |
بازده دارایی |
بازده سرمایه |
حاشیه سود |
سن شرکت |
نسبت جاری |
|||
|
تورنت و آریزا (2011) |
اسپانیا و مکزیک |
70 |
11/0 |
26/0 |
-28/0 |
||||||||
|
یورکوییزا و همکاران (2010) |
اسپانیا |
108 |
47/0 |
15/0 |
-12/0 |
||||||||
|
حسین و همامی (2009) |
قطر |
25 |
66/0 |
20/0 |
47/0 |
||||||||
|
آختارودین و همکاران (2009) |
مالزی |
105 |
39/0 |
37/0 |
-01/0 |
||||||||
|
ونگ و همکاران (2008) |
چین |
109 |
29/0 |
-23/0 |
28/0 |
||||||||
|
دیدار و همکاران (1390) |
ایران |
128 |
078/0- |
225/0- |
208/0 |
055/0 |
|||||||
|
خالقی مقدم و خالق (1388) |
ایران |
217 |
164/0 |
325/0 |
299/0 |
095/0 |
0/004- |
||||||
|
حسین و ریاض (2007) |
هندوستان |
38 |
47/0 |
-05/0 |
|||||||||
|
باراکو (2007) |
کنیا |
430 |
25/0 |
23/0 |
-09/0 |
-13/0 |
|||||||
|
الجیفری و حسینی (2007) |
امارات متحده عربی |
46 |
-06/0 |
16/0 |
-27/0 |
||||||||
|
آکسو و کسداگ (2006) |
ترکیه |
52 |
58/0 |
-50/0 |
80/0 |
||||||||
|
السعید (2006) |
عربستان |
40 |
75/0 |
40/0 |
19/0 |
25/0 |
14/0 |
-02/0 |
|||||
|
نازلی و همکاران (2006) |
مالزی |
87 |
36/0 |
11/0 |
32/0 |
||||||||
|
حسین و همکاران (2005) |
نیوزلند |
245 |
37/0 |
17/0 |
|||||||||
|
نام نویسنده |
کشور |
تعداد نمونه (سال- شرکت) |
اندازه شرکت |
اهرم مالی |
سودآوری |
سن |
نقدینگی |
||||||
|
ارزش بازار شرکت |
جمع دارایی ها |
کل فروش |
تعداد پرسنل |
نسبت بدهی به دارایی |
نسبت بدهی به سرمایه |
بازده دارایی |
بازده سرمایه |
حاشیه سود |
سن شرکت |
نسبت جاری |
|||
|
گارسیا و مارنینز (2005) |
اسپانیا |
257 |
42/0 |
|
|
|
|
22/0 |
|
10/0 |
|
|
|
|
لونتیس و ویتمن (2004) |
یونان |
87 |
46/0 |
11/0 |
18/0 |
18/0 |
|||||||
|
زای و همکاران (2004) |
چین |
300 |
30/0 |
06/0 |
00/0 |
||||||||
|
انگ و مک (2003) |
سنگاپور |
158 |
35/0 |
-17/0 |
19/0 |
||||||||
|
چاو و گری (2002) |
سنگاپور |
62 |
11/0 |
-04/0 |
03/0 |
||||||||
|
چاو و گری (2002) |
هنگ کنگ |
60 |
20/0 |
-10/0 |
09/0 |
||||||||
|
کوک و کافرمن (2002) |
هلند |
161 |
23/0 |
25/0 |
03/0 |
02/0 |
19/0 |
||||||
|
کوک و کافرمن (2002) |
انگلستان |
161 |
35/0 |
-09/0 |
14/0 |
-21/0 |
-10/0 |
||||||
|
حنیفا و کوک (2002) |
مالزی |
167 |
44/0 |
11/0 |
24/0 |
||||||||
|
ناصر و همکاران (2002) |
اردن |
84 |
41/0 |
53/0 |
46/0 |
54/0 |
44/0 |
14/0 |
26/0 |
-35/0 |
|||
|
هو و وانگ (2001) |
چین (هنگ کنگ) |
98 |
42/0 |
24/0 |
11/0 |
||||||||
|
بلکوئی (2001) |
امریکا |
313 |
67/0 |
||||||||||
|
دپرس (2000) |
فرانسه |
102 |
63/0 |
12/0 |
|||||||||
|
کریاگ و دیگا (1998) |
کشورهای آسیای جنوب شرقی |
145 |
35/0 |
14/0 |
|||||||||
|
اینچاستی (1997) |
اسپانیا |
138 |
34/0 |
-15/0 |
|||||||||
|
والاس و ناصر (1995) |
هنگ کنگ |
80 |
65/0 |
74/0 |
56/0 |
13/0 |
-01/0 |
-15/0 |
-22/0 |
||||
|
رافونیر (1995) |
سوییس |
161 |
61/0 |
09/0 |
20/0 |
||||||||
|
ملون و همکاران (1993) |
امریکا |
125 |
26/0 |
36/0 |
06/0 |
10/0 |
|||||||
مبانی نظری و تدوین فرضیههای پژوهش
در پژوهش حاضر، شش فرضیه تدوین شده است که پیشینه و مبانی نظری پشتوانۀ هر فرضیه به شرح زیر خلاصه شده است:
اندازه شرکت
شرکتهای بزرگتر بیش از شرکتهای کوچک در معرض موشکافی و بررسی توسط عموم قرار دارند و از این نظر تمایل به افشای میزان بیشتری اطلاعات دارند. همچنین، شرکتهای بزرگتر منابع و امکانات بیشتری برای جمعآوری، تحلیل و ارائه اطلاعات وسیع با هزینه حداقل را دارند [19].
افشای اطلاعات بیشتر به شرکتهای بزرگتر اجازه میدهد وجوه بیشتری را با هزینه سرمایه کمتر به دست آورند [27]. همچنین، هزینه نمایندگی برای شرکتهای بزرگ بیشتر است؛ زیرا سهامداران گستردهاند و لذا افشای اطلاعات بیشتر به کاهش هزینه نمایندگی بالقوه کمک میکند [63].
با وجود این، استدلال رابطه مستقیم بین اندازه شرکت و افشای اطلاعات مطلق نیست؛ برای مثال، جنسن و مکلینگ (1976)، استدلال متفاوتی آوردهاند مبنی بر اینکه شرکتهای بزرگ قاعدتاً باید به دلیل هزینههای سیاسی بالاتر، مقررات سرسختانهتر، مالیات و نیز مقررات اجتماعی، انگیزهای برای مضایقه از انتشار اطلاعات داشته باشند [45]، با این حال، به جز چند مورد بسیار نادر، پژوهشهای تجربی رابطه مستقیم بین اندازه شرکت و سطح افشای اطلاعات را تأیید میکنند (رک. ستون اول تا چهارم نگاره (1))
بر این اساس فرضیۀ اول و دوم، این پژوهش به بررسی رابطه بین اندازۀ شرکت و سطح افشای اطلاعات میپردازد. دو متغیر جمع کل داراییها، مطابق با بسیاری از پژوهشها، از جمله: کافرمن و کوک (2002)، حسین و همامی (2009)، حنیفا و کوک (2002)، و ناصر و همکاران (2002) و کل مبلغ فروش مطابق با چاو و گری (2002)، بلکوئی (2001)، دپرس (2000)، یورکوئیزا و همکاران (2010) به عنوان نمایندههای اندازه شرکت در این پژوهش استفاده شدهاند.
فرضیه اول: بین مبلغ کل داراییها و سطح افشای اطلاعات رابطه مستقیم وجود دارد.
فرضیه دوم: بین مبلغ کل فروش و سطح افشای اطلاعات رابطه مستقیم وجود دارد.
اهرم مالی
متخصصان زیادی اعتقاد دارند شرکتهای با اهرم بدهی بالا، مستعد هزینه نمایندگی بالاتر هستند و مجبورند اطلاعات بیشتری را برای راضی نگهداشتن نیازهای اطلاعاتی اعتباردهندگان افشا کنند [35].
جنسن و مکلینگ (1976) عنوان میکنند که تضادهای نمایندگی به واسطۀ وجود اعتباردهندگان در ساختار سرمایه شرکت تشدید میشود و به همین دلیل، تئوری نمایندگی پیشبینی میکند که مفاد پیشگیرانه در قراردادهای بدهی گنجانده میشود [45].
احمد و نیکلاس (1994) اینگونه استدلال میکنند که در کشورهایی که مؤسسههای مالی یک منبع اولیه برای تأمین وجود شرکتها هستند و در نتیجه، بدهی بالایی در ترازنامه شرکتها گزارش میشود، اطلاعات بیشتری در گزارشهای سالانه افشا میگردد. به علاوه، چنین شرکتهایی تمایل به تهیه گزارشهای با جزئیاتتر برای دریافت وجوه از مؤسسات مالی دارند [14]. با این حال، همانطور که در نگاره (1) مشاهده میشود، برخی پژوهشها رابطه مثبت و تعداد کمی از پژوهشها نیز رابطه منفی بین اهرمهای بدهی و سطح افشای اطلاعات توسط شرکتها یافتهاند. با توجه به مبانی ارائه شده فرضیۀ سوم پژوهش به اینصورت تدوین شد:
فرضیه سوم: بین اهرم مالی و سطح افشای اطلاعات رابطه مستقیم وجود دارد.
سودآوری
سینگوی و دیسای (1971) ادعا میکنند که سودآوری بالاتر باعث میشود مدیریت اطلاعات بیشتری برای نشان دادن تواناییاش در حداکثر کردن سرمایه سهامداران و افزایش پاداش مدیریتی خود نشان دهد [57].
در مقابل مدیرانی که سودآوری پایین را تجربه میکنند، احساس تهدید میکنند و سعی دارند نتایج ضعیفشان را با افشای اطلاعات کمتر محو کنند [56]. واتز و زیمرمن (1986) استدلال میکنند شرکتهای با سودآوری بالاتر، بیشتر در معرض مداخله قانون هستند و لذا بیشتر به افشای جزئیات اطلاعات در گزارشهای سالانهشان تمایل دارند تا عملکرد مالیشان را توجیه کنند و هزینههای سیاسی را کاهش دهند [64]. تئوری نمایندگی میگوید مدیران شرکتهای سودآورتر تمایل دارند افشای بیشتری انجام دهند تا مزایای شخصی بیشتری از جمله: تداوم موقعیت مدیریتی و پاداش بیشتر دریافت کنند [44].
با توجه به موارد یادشده، فرضیه چهارم پژوهش به این شرح است:
فرضیه چهارم: بین نسبت سودآوری شرکت و سطح افشای اطلاعات رابطه مستقیم وجود دارد.
سن شرکت
السعید (2006) برای نخستین بار متغیر سن شرکت را به عنوان یکی از عوامل بالقوه تأثیرگذار بر سطح افشا آزمون کرد [19]. او میگوید کوک و کافرمن (2002) تعدادی متغیر جدید، از جمله سن شرکت را شناسایی کردند که در مطالعات بعدی میتواند آزمون شود. منطق انتخاب این متغیر بر این اساس تکیه دارد که شرکتهای مسنتر رویههای گزارشگری مالیشان را طی سالها توسعه دادهاند [31].
اوسو آنساه (1998) در دفاع از تأثیر احتمالی مثبت سن شرکت بر میزان افشای اطلاعات استدلال میکند که شرکتهای جوانتر به دلیل ملاحظات رقابتی ممکن است ترجیح دهند اطلاعاتی از جمله: مخارج پژوهش و توسعه، مخارج سرمایهای و توسعه محصولات را افشا نکنند. همچنین، هزینه و مشکلات جمعآوری، پردازش و انتشار اطلاعات برای شرکتهای جوانتر بهمراتب سنگینتر است [53].
این متغیر برخلاف چهار متغیر قبلی گرچه در پژوهشهای زیادی استفاده نشده است؛ اما از آنجا که به عنوان یک متغیر جدید پیشنهاد شده که میتواند از عوامل بالقوه تأثیرگذار بر سطح افشای اطلاعات باشد و در پژوهشهای جدید رابطه این متغیر با سطح افشا آزمون شده است، در این پژوهش نیز انتخاب شد.
روشن شدن رابطه این متغیر با سطح و کیفیت افشا، ادبیات مربوط به افشای اطلاعات را توسعه میدهد و به درک نوسانها و تفاوتهای سطح افشای اطلاعات و گزارشگری شرکتها کمک میکند.
فرضیه پنجم: بین سن شرکت از زمان تأسیس و سطح افشای اطلاعات رابطه مستقیم وجود دارد.
وضعیت نقدینگی
نقدینگی نشاندهنده توانایی شرکت برای بازپرداخت بدهیهای کوتاهمدت است. گرچه باید توجه شود که هیچ اندازهگیری منفردی نمیتواند کاملاً نمایانگر وضعیت نقدینگی مناسب شرکت باشد؛ اما نسبت جاری یکی از بهترین متغیرها در این زمینه است [19]. کوک (1989) اعتقاد دارد شرکتهایی که از وضعیت مالی مناسب برخوردارند، و به خصوص نقدینگی بالاتری دارند، تمایل بیشتری به افشای اطلاعات دارند تا شرکتهایی که از وضعیت نامناسب نقدینگی رنج میبرند [30]. علیرغم معقول بودن این استدلال، در مقابل میتوان اینگونه استدلال کرد که وضعیت ضعیف نقدینگی میتواند شرکتها را به وسعت دادن افشای اطلاعات برای تخفیف نگرانی و آگاهی دادن به سهامداران مبنی بر اینکه مدیریت از مشکلات آگاه است، ترغیب نماید [61]. شواهد تجربی در مورد رابطه نقدینگی و افشا گیجکننده است [19]؛ برای مثال، بلکوئی و کال (1978) هیچ رابطۀ معنیداری بین این دو متغیر نیافتند [23]، والاس و همکاران (1994) رابطۀ منفی معنیدار در مورد شرکتهای اسپانیایی یافتند [61]، در حالیکه کوک و کافرمن (2002)، رابطه مثبت معنیدار برای شرکتهای هلندی و رابطه منفی ضعیفی در شرکتهای انگلیسی یافتند [31]. به منظور روشنشدن تأثیر وضعیت نقدینگی شرکت بر سطح افشای اطلاعات، فرضیه آخر به این شرح تدوین شده است:
فرضیه ششم: بین وضعیت نقدینگی شرکت و سطح افشای اطلاعات رابطه مستقیم وجود دارد.
روش پژوهش
این پژوهش از نوع توصیفی ـ همبستگی است و در حوزه پژوهشهای اثباتی حسابداری طبقهبندی میشود. در این پژوهش برای بررسی تأثیر پنج عامل اندازه، اهرم بدهی، سن، نقدینگی و سودآوری بر سطح افشای اطلاعات از رگرسیون چند متغیره استفاده و تحلیلهای آماری با استفاده از نرمافزار Eviews انجام شده است.
برای جمعآوری دادههای مورد نیاز برای محاسبه متغیرهای مستقل، از لوحهای فشرده سازمان بورس و اوراق بهادار و نرمافزار رهآورد نوین استفاده شده است. در مواردی که دادههای مورد نیاز در این منابع موجود نبودند، اطلاعات مستقیماً از متن صورتهای مالی استخراج شده است. در مورد متغیر وابسته نیز از رتبههای سالانۀ اعلام شدۀ سازمان بورس و اوراق بهادار برای افشای اطلاعات شرکتها در سایت کدال استفاده شده است [7].
مدل رگرسیون و تعریف عملیاتی متغیرها
رابطه متغیر وابسته و متغیرهای مستقل در رابطه رگرسیون زیر تبیین شده است:
Dscoreti= β0 + β1 Log ASSETti+ β2 Log REV ti+
β3LEVti+ B4ROEti+ β5AGEti+ β6LIQti+ε
DSCOREti: نمرۀ افشای شرکت i برای دوره 12 ماهه منتهی به پایان سال t که توسط سازمان بورس از 100 واحد محاسبه میشود.
Log ASSETti: لگاریتم کل داراییهای شرکت i در ترازنامه پایان سال t.
Log REVit: لگاریتم کل درآمد شرکت i طی سال مالی منتهی به 29 اسفند سال t.
LEVit: نسبت بدهی غیر جاری به داراییهای شرکت i در ترازنامه پایان سال t.
ROEit: بازده سرمایه شرکت i برای سال مالی منتهی به 29 اسفند سال t.
AGEit: سن شرکت i از زمان تأسیس تا پایان سال t.
LIQit: نقدینگی شرکت i در پایان سال t.
ε: خطای مدل رگرسیون.
برای محاسبه اندازه شرکت از جمع کل داراییهای گزارش شده در ترازنامه مانند بسیاری از پژوهشها، از جمله: کافرمن و کوک (2002)، حسین و همامی (2009)، حنیفا و کوک (2002)، و ناصر و همکاران (2002) و جمع مبلغ فروش گزارش شده در صورت سود و زیان مطابق با پژوهش چاو و گری (2002)، بلکوئی (2001)، دپرس (2000)، یورکوئیزا و همکاران (2010) به عنوان نمایندههای اندازه شرکت، استفاده شد. برای محاسبه اهرم مالی مطابق پژوهشهای تورنت و آریزا (2011)، یورکوییزا و همکاران (2010)، زای و همکاران (2004)، انگ و مک (2003) و بسیاری دیگر، از نسبت بدهی استفاده شد. این نسبت از تقسیم کل بدهیهای غیرجاری سال بر کل داراییهای همان سال به دست میآید.
بازده سرمایه به عنوان نماینده سودآوری انتخاب شده است. این بازده که از تقسیم سود یا زیان خالص شرکت پس از کسر مالیات بر کل حقوق صاحبان سهام به دست میآید، با نماینده انتخاب شده برای سودآوری در پژوهشهای یورکوییزا و همکاران (2010)، حسین و همامی (2009)، ونگ و همکاران (2008)، السعید (2006)، نازلی و همکاران (2006)، گارسیا و مارنینز (2005) و بسیاری دیگر سازگاری دارد.
سن شرکت مطابق با پژوهشهای صورت گرفته توسط حسین و همامی (2009)، حسین و ریاض (2007) و السعید (2006) با تعداد سالهای عمر شرکت از زمان تأسیس تا سال مورد بررسی برابر است. برای محاسبه نقدینگی نیز از نسبت جاری استفاده شده است.
نسبت جاری از تقسیم داراییهای جاری به بدهیهای جاری در ترازنامه پایان هر سال به دست آمده است. این نسبت به عنوان نمایندۀ نقدینگی توسط پژوهشگران بسیاری، از جمله: باراکو (2007)، السعید (2006)، لونتیس و ویتمن (2004) و کوک و کافرمن (2002) استفاده شده است.
همچنین، برای متغیر وابسته این پژوهش که شاخص افشای اطلاعات است، از رتبههای سالانۀ محاسبه شده برای افشای اطلاعات شرکتها که توسط سازمان بورس و اوراق بهادار اعلام میشود، استفاده شده است. این امتیازها، ارزیابی بورس دربارۀ میزان آگاهی بخشی و کیفیت افشای شرکتی را منعکس میکند.
این رتبهبندی عمدتاً مبتنی بر آییننامه افشای اطلاعات شرکتهای بورسی (مصوب شورای عالی بورس) بوده و افشای اطلاعات توسط شرکت را از منظر اطلاعات سالیانه منتشره، اطلاعات فصلی، پیشبینیهای مدیریت و سایر اطلاعات منتشره بر اساس دو معیار بهموقع بودن و قابلیت اتکای اطلاعات افشا شده ارزیابی میکند.
بسیاری از پژوهشگران داخلی، از جمله: اعتمادی و همکاران (1390)، یعقوبنژاد و ذبیحی (1390)، بنیمهد و شریف (1389)، نوروش و حسینی (1388)، کردلویی و همکاران (1393) و ستایش و همکاران (1390)، از این رتبهبندی و امتیازهای اعلام شده در آن به عنوان نمایندۀ افشای اطلاعات شرکتها استفاده کردهاند.
جامعه و نمونۀ آماری
جامعه آماری پژوهش را شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل میدهد و قلمرو زمانی پژوهش برای یک دوره پنج ساله از سال 1387 تا سال 1391 تعیین شدهاست. نمونۀ آماری این پژوهش آن دسته از شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که دارای شرایط زیر باشند:
1. از ابتدا تا انتهای دورۀ مورد نظر پژوهش جزء شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران باشند.
2. دادههای مورد نیاز آنها در دسترس باشند.
3. به دلیل تفاوت و تفکیک رتبهبندی کیفیت افشای شرکتهای مالی و غیرمالی توسط سازمان بورس و اوراق بهادار، نمونۀ آماری این پژوهش فقط شامل شرکتهای غیر مالی است.
4. در طی دوره پژوهش سال مالی خود را تغییر نداده باشند و سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند باشد. این موضوع به دلیل استفاده از رتبهبندی سالانۀ کیفیت افشای اعلام شده توسط سازمان بورس برای پایان اسفند 1387 تا پایان اسفند 1391 است.
5. به دلیل استفاده از نرخ بازده سرمایه، شرکتهایی انتخاب شدهاند که ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام آنها مثبت بوده باشد.
پس از انجام مراحل فوق تعداد 102 شرکت انتخاب شد که در مجموع برای دوره زمانی 1387 تا 1391، اطلاعات تعداد 510 سال ـ شرکت برای بررسی و آزمون جمعآوری شد.
تجزیه و تحلیل دادهها
آمار توصیفی
در نگاره (2)، آمار توصیفی مربوط به متغیر وابسته به تفکیک سالهای مورد بررسی خلاصه شده است. نتایج نشان میدهد میانگین متغیر وابسته؛ یعنی نمره افشای شرکتهای پذیرفته شده در بورس تهران از سال 1387 به سال 1388 از 7/50 به 3/65 افزایش یافته و پس از آن تقریباً ثابت مانده است. همچنین، انحراف معیار این متغیر در طی این پنج سال تقریباً بدون تغییر است که نشاندهندۀ عدم تغییر اساسی توزیع نمرۀ افشای شرکتها طی این پنج سال است.
نگاره2.توصیف متغیر وابستهبر اساس سال
|
سال |
تعداد مشاهده |
میانگین |
انحراف معیار |
میانه |
حداقل |
حداکثر |
|
1387 |
102 |
72/50 |
32/23 |
57 |
-8 |
95 |
|
1388 |
102 |
24/65 |
60/24 |
69 |
-1 |
97 |
|
1389 |
102 |
49/65 |
73/21 |
67 |
-1 |
98 |
|
1390 |
102 |
52/68 |
12/22 |
5/71 |
7 |
99 |
|
1391 |
102 |
65/65 |
96/23 |
71 |
11 |
98 |
|
کل |
510 |
12/63 |
93/23 |
5/65 |
-8 |
99 |
نتایج مربوط به توصیف متغیرهای مستقل، شامل: سن شرکت، بازده سرمایه، لگاریتم کل درآمد، لگاریتم کل داراییها، اهرم مالی و نسبت نقدینگی در نگاره (3) خلاصه شده است؛ برای مثال، نتایج نشان میدهد متوسط تعداد سالهای فعالیت نمونۀ شرکتهای مورد بررسی، 37 سال با انحراف معیار 7/11 است. میانگین، انحراف معیار، میانه، حداقل و حداکثر سایر متغیرهای مستقل در نگاره (3)، گزارش شده است.
نگاره 3. آمار توصیفی متغیرها
|
متغیر مستقل |
میانگین |
انحراف معیار |
میانه |
حداقل |
حداکثر |
|
Dscore |
12/63 |
93/23 |
50/65 |
-8 |
99 |
|
Log asset |
87/5 |
60/0 |
82/5 |
70/4 |
20/8 |
|
Log REV |
74/5 |
60/0 |
68/5 |
44/4 |
03/8 |
|
LEV |
08/0 |
10/0 |
05/0 |
00/0 |
79/0 |
|
ROE |
25/0 |
68/0 |
26/0 |
-56/9 |
65/6 |
|
Age |
64/37 |
74/11 |
40 |
10 |
62 |
|
LIQ |
31/1 |
62/0 |
22/1 |
25/0 |
24/7 |
آزمونهای تشخیصی در دادههای ترکیبی
در پژوهش حاضر با توجه به بررسی دادههای 102 شرکت در طی پنج سال، برای تحلیل مدل از مجموعه دادههای ترکیبی استفاده شده است. به منظور آزمون فرضیههای پژوهش، ابتدا باید در دادهها ترکیبی برای انتخاب بین روش دادههای تابلویی [2] و دادههای تلفیقی [3]، از آزمون F لیمر استفاده شود. این آزمون بر ضریب تعیین (R2) متکی است و آزمون میکند که آیا ضریب تعیین رگرسیون با اثرهای ثابت بهصورت معناداری بزرگتر از ضریب تعیین مدل رگرسیون تلفیقی است یا خیر.
در صورتی که دادهها به صورت تابلویی باشند، آنگاه باید آزمون هاسمن انجام شود. از این آزمون برای بررسی این موضوع استفاده میشود که آیا عرض از مبدأ به صورت اثرهای ثابت است یا در ساختار واحدهای مقطعی بهصورت تصادفی عمل میکند. اگر احتمال آزمون هاسمن کوچکتر از 5 درصد باشد، فرض اثرهای تصادفی رد و اثرهای ثابت انتخاب میشود و برعکس. در صورت استفاده از اثرهای تصادفی باید مشکل ناهمسانی واریانس حل شود.
در این پژوهش، با توجه به نتایج استخراجی از آزمون چاو، روش دادههای تابلویی برای برآورد مدل استفاده شد. همچنین، برای تعیین استفاده از مدل اثرهای ثابت در مقابل اثرهای تصادفی آزمون هاسمن انجام و با توجه به نتایج این آزمون، روش اثرهای ثابت انتخاب شد.
لذا پس از انجام آزمونهای فرضهای رگرسیون، آزمون رگرسیون به روش دادههای تابلویی ـ اثرهای ثابت انجام شد. نتایج دو آزمون تشخیصی در نگاره (4) آورده شده است.
نگاره 4. نتایج آزمونهای تشخیصی دادههای ترکیبی
|
آزمون |
آماره |
مقدار محاسبه شدۀ آماره |
p-value |
نتیجه آزمون |
|
F لیمر |
F |
422/4 |
0000/0 |
دادههای تابلویی |
|
آزمون هاسمن |
کای اسکوئر |
809/23 |
0006/0 |
اثرهای ثابت |
یافتههای پژوهش
همانطور که گفته شد، برای بررسی تأثیر پنج عامل اندازۀ شرکت، اهرم بدهی، سن، نقدینگی و سودآوری بر سطح افشای اطلاعات از رگرسیون چند متغیره استفاده شد. نتایج آزمون رگرسیون در نگاره (5) خلاصه شده است.
نگاره 5. نتایج آزمون رگرسیون
|
سطح معنیداری |
آماره t |
ضریب |
نماد متغیر |
متغیر مستقل |
|
1310/0 |
51/1 |
65/45 |
β0 |
مقدار ثابت |
|
5304/0 |
63/0- |
76/2- |
Log asset |
لگاریتم جمع داراییها |
|
4915/0 |
69/0 |
16/5 |
Log REV |
لگاریتم کل فروش |
|
1282/0 |
52/1- |
26/33- |
LEV |
اهرم بدهی |
|
0009/0 |
34/3 |
92/1 |
ROE |
بازده سرمایه |
|
8223/0 |
22/0- |
03/0- |
Age |
سن شرکت |
|
0148/0 |
45/2 |
67/5 |
LIQ |
نقدینگی |
|
5849/0 |
R2ضریب تعیین |
|||
|
4745/0 |
R2 ضریب تعیین تعدیل شده |
|||
|
2960/5 |
Fآمارۀ |
|||
|
0000/0 |
سطح معنیداری مدل |
|||
|
1230/2 |
آمارۀ دوربین ـ واتسون |
|||
نتایج آزمون بیانگر وجود رابطه مستقیم معنیدار بین بازده سرمایه به عنوان نمایندۀ سودآوری شرکت (با سطح معنیداری 0009/0) و نسبت جاری به عنوان نمایندۀ وضعیت نقدینگی شرکت (با سطح معنیداری 0148/0) با میزان افشای اطلاعات است.
رابطه معنیداری بین سایر متغیرها و متغیر وابسته مشاهده نشد. در واقع، سطح افشای اطلاعات زمانی که شرکت از وضعیت سودآوری و نقدینگی خوبی برخوردار باشد، افزایش مییابد.
نتایج آزمون فرضیه اول و دوم
در مورد اندازۀ شرکت که با دو متغیر جمع داراییها و کل درآمد شرکت نشان داده شده است، رابطه معنیداری با میزان افشا مشاهده نشد. با توجه به اینکه در اکثر ادبیات بررسی شده رابطه معنیدار مستقیم بین این دو متغیر وجود داشته است، عدم رابطه بین اندازۀ شرکت و سطح افشا بحثبرانگیز است. با توجه به این نتیجه، میتوان گفت احتمال دارد انگیزههایی که در مورد اثر اندازه شرکت بر میزان افشای اطلاعات استدلال میشود، از جمله: کاهش هزینه سرمایه و هزینههای نمایندگی و نیز وجود منابع و امکانات بیشتر برای جمعآوری و ارائه اطلاعات، در بین شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران چندان قوی نباشد. البته، دلیل دیگر نیز میتواند ضعف شاخص افشای اعلام شده برای رتبهبندی وضعیت افشای شرکتهای بورسی در ایران باشد؛ زیرا این شاخص تنها از دریچهای بسیار محدود و تنها از منظر قابلیت اتکای اطلاعات و بهموقع بودن افشا به این موضوع مینگرد و نمرههای افشای محاسبه شده نیز بر همین اساس است؛ برای مثال، خالقی مقدم و خالق (1388) و الهداد (1388) که سطح افشا را با استفاده از شاخص افشای مؤسسه استاندارد اند پورز محاسبه کردهبودند، رابطه معنیدار بین اندازه شرکت و سطح افشای اطلاعات مشاهده کردهاند.
نتایج آزمون فرضیه سوم
نتایج همچنان گویای یک رابطه منفی؛ اما غیرمعنیدار بین اهرم بدهی و افشاست. گرچه پژوهشگرانی، از جمله: ونگ و همکاران (2008)، چاو و گری (2002)، انگ و مک (2003) نیز به رابطه منفی و لونتیس و ویتمن (2004)، چاو و گری (2002) و هو و ونگ (2001) به رابطه غیرمعنیدار دست یافتند که با نتایج پژوهش حاضر سازگار است؛ اما انکارکردنی نیست که اکثر پژوهشهای انجام شده رابطه مستقیم بین اهرم بدهی و سطح افشای اطلاعات یافتهاند. گرچه رابطه مشاهده شده در این پژوهش معنیدار نیست؛ اما جهت منفی این رابطه را میتوان به این دلیل دانست که استدلال وجود رابطه مثبت بین این دو متغیر به خاطر کاهش دادن هزینههای نمایندگی و هزینه سرمایه در مورد تأمین وجوه از طریق بدهی در ایران مصداق ندارد؛ زیرا بدهی شرکتهای ایرانی بر خلاف سایر کشورها از طریق انتشار اوراق بدهیای نیست که فروش آن مستلزم رتبه اعتباری و شفافیت بالای اطلاعاتی باشد.
در واقع، تأمین مالی از طریق بدهی در شرکتهای ایرانی یا از طریق تسهیلات بانکی است که افشای اطلاعات بهصورت خصوصی و مطابق درخواست مؤسسه مالی را ایجاب میکند و یا از طریق انتشار اوراق بدهی و صکوک است که با توجه به مکانیزم خاص انتشار آن و وجود نهادهای دیگری از جمله ضامن و متعهد پذیرهنویس و غیره، هم نیاز شرکت برای جذب سرمایهگذار از طریق افشای بالاتر اطلاعات و هم نیاز سرمایهگذار به شناخت کامل شرکت و وضعیت مالی آن برای اطمینان در سرمایهگذاری را به شدت کاهش میدهد و این موضوع نمیتواند به انگیزه شرکت برای بالا بردن سطح افشای اطلاعات و شفافیت اطلاعاتی بیشتر منجر گردد. خالقی مقدم و خالق (1388) نیز رابطه معنیداری بین اهرم بدهی و سطح افشای اطلاعات در شرکتهای ایرانی مشاهده نکردند و آن را نشاندهنده عدم تقاضای شفافیت از طرف بانکها و مؤسسات اعتباری میدانند.
نتایج آزمون فرضیه چهارم
بازده سرمایه که به عنوان نماینده سودآوری در این پژوهش استفاده شده است، رابطه مستقیم و معنیداری با سطح افشای اطلاعات دارد. این رابطه که به دلیل افشای بیشتر اطلاعات توسط شرکتهای سودآور برای نشاندادن تواناییشان در حداکثر کردن ثروت سهامداران [57]، افزایش مزایای شخصی مدیران [44]، و کاهش هزینههای سیاسی [64] است، با نتایج حاصل از پژوهشهای بسیاری، از جمله: ونگ و همکاران (2008)، السعید (2006)، نازلی و همکاران (2006)، رافونیر (1995) و دیدار و همکاران (1390) سازگار است.
نتایج آزمون فرضیه پنجم
نتایج رگرسیون گویای رابطه منفی غیرمعنیدار بین سن شرکت و سطح افشای اطلاعات است. حسین و ریاض (2007) نیز به رابطه منفی غیرمعنیدار در این زمینه دست یافتند که مشابه با نتایج پژوهش حاضر است. حسین و همامی (2009) به رابطه مثبت معنیدار و السعید (2006) رابطه مثبت غیر معنیدار مشاهده کردند. در واقع، ادبیات در خصوص رابطه سن شرکت و سطح افشا محدود است و نتایج به دست آمده ناسازگار بودهاند.
پژوهشگرانی که رابطه مثبت در این زمینه یافتهاند، آن را به دلیل توسعه رویههای گزارشگری در شرکتهای مسنتر [19] و افشای اطلاعات کمتر به دلیل ریسکهای رقابتی حساستر در شرکتهای جوانتر [53] میدانند. با وجود این، در پژوهش حاضر رابطه معنیداری در این زمینه مشاهده نشد.
نتایج آزمون فرضیه ششم
نتایج رگرسیون وجود رابطه مثبت بین نقدینگی شرکت و سطح افشای اطلاعات را نشان میدهد. همانطور که در بخش فرضیهها گفته شد، شواهد تجربی در مورد رابطه نقدینگی و افشا، متفاوت و گیجکننده است و نتایج این پژوهش میتواند به روشن شدن رابطه این دو متغیر کمک نماید. به هر حال، ضریب 67/5 و سطح معنیداری 0148/0 نشاندهندۀ رابطه معنیدار مستقیم بین نقدینگی شرکت و سطح افشای اطلاعات است که با نتایج به دست آمده در پژوهش کوک و کافرمن (2002) سازگاری دارد.
نتیجهگیری
تأیید دو فرضیه پژوهش مبنی بر رابطۀ بازده سرمایه و نسبت جاری با سطح افشای اطلاعات توسط شرکتها نشان میدهد وضعیت مساعد سودآوری و نقدینگی شرکتها، مدیران را به افزایش سطح افشای اطلاعات و شفافیت اطلاعاتی ترغیب میکند تا موقعیت مناسب شرکت را از نظر وضعیت سودآوری و نقدینگی به سرمایهگذاران و سایر افراد برون سازمانی نشان دهند.
با این حال، عدم رابطه بین اهرم مالی و سطح افشا میتواند بیانگر این واقعیت باشد که بانکها و مؤسسات مالی و اعتباری و حتی سرمایهگذارانی که اوراق بدهی منتشره توسط شرکتها را خریداری میکنند، متقاضی شفافیت از سوی شرکتها نیستند و شرکتها برای جذب این نوع منابع خود را ملزم به افشای بیشتر اطلاعات نمیدانند. گرچه اطمینان مورد نیاز این دسته از اعتباردهندگان قاعدتاً از کانالهای دیگر، از جمله: ارائه گزارشهای خاص موردنظر بانکها و مؤسسات اعتباری بهصورت مستقیم به آنها یا تضمین سود توسط ضامن در هنگام ارائه اوراق بدهی شرکت به سرمایهگذاران تأمین میشود؛ اما سیستم مناسب برای تخصیص بهینه منابع و تعیین هزینه سرمایه مناسب برای هر شرکت با توجه به وضعیت مالی و عملیاتی آن، مستلزم شفافیت و افشای همۀ اطلاعات مورد نیاز سرمایهگذار و همچنین، وجود مؤسسات تخصصی بهمنظور رتبهبندی دقیق و ساختاری شرکتها از نظر شفافیت اطلاعاتی و وضعیت اعتباری است.
در این صورت، نرخ هزینه سرمایه برای تأمین مالی هر شرکت، متناسب با وضعیت عملیاتی و مالی و ریسکهای مربوط به آن که از طریق افشای دقیق و روشن اطلاعات قابل برآورد است، تعیین میشود.
عدم رابطه بین اندازه و سن شرکت با سطح افشای اطلاعات نیز بیانگر این است که شرکتهای بزرگتر و مسنتر انگیزۀ کافی برای افشای بیشتر اطلاعات به منظور کاهش هزینه سرمایه و هزینههای نمایندگی ندارند و از امکانات و تجربۀ بیشتر خود برای افشای مناسبتر اطلاعات استفاده نمیکنند. این موضوع نیز خود میتواند نشاندهنده عدم تقاضای جدی و تعیینکنندۀ اطلاعات توسط سرمایهگذاران و سایر استفادهکنندگان از اطلاعات، و انگیزه پایین شرکتها برای افشای درست و کامل اطلاعات و استفاده از مزایای شفافیت اطلاعاتی باشد.
محدودیتهای پژوهش
از آنجا که پژوهشهای مختلف، روشهای متفاوتی را برای تعیین اجزای شاخصهای افشا استفاده میکنند و جنبههای متفاوتی از افشا را درنظر میگیرند، مؤلفهها و گروههای اطلاعاتی که شاخصهای افشا را تشکیل میدهند نیز بسیار متنوع و متفاوت هستند [37].
لذا استفاده از شاخصهای مختلف برای محاسبه نمره افشای شرکتها در پژوهشهای مختلف را میتوان یکی از محدودیتهای اصلی پژوهش حاضر برای نتیجهگیری صورت گرفته بهمنظور انتخاب مؤلفههای بالقوه اثرگذار بر سطح افشای اطلاعات دانست؛ به عبارتی، ما نتایج پژوهشهایی را با یکدیگر مقایسه کردهایم که هر کدام برای محاسبه سطح افشای اطلاعات، از شاخص مورد نظر خود با مؤلفهها و گروههای اطلاعاتی مختص به خود استفاده کردهاند.
محدودیت دیگر، در نظرگرفتن کل عمر شرکت از زمان تأسیس تا زمان تحقیق حاضر به عنوان سن شرکت است. گرچه این تعریف، یک تعریف بینالمللی و متعارف برای سن شرکت محسوب میشود؛ اما با توجه به سطح فعالیت بسیار پایینتر، اکثر شرکتها قبل از پذیرفته شدن در بورس اوراق بهادار، ساختار و قوانین متفاوت حاکم بر آنها قبل از پذیرش و حتی شکل قانونی متفاوت برخی شرکتها قبل از پذیرش به عنوان یک شرکت سهامی عام در بورس اوراق بهادار، میتواند یکی از موارد بحث برانگیز در تلقی یک عدد مشخص به عنوان سن یک شرکت باشد که بالطبع در نتایج رابطۀ سن با سطح افشای اطلاعات تأثیرگذار است.
پیشنهادهای پژوهش
متغیرهایی که در این پژوهش به عنوان عوامل بالقوه تأثیرگذار بر سطح افشای اطلاعات آزمون شد، بر اساس طیف نسبتاً وسیعی از نتایج تجربی موجود در ادبیات انتخاب شد که عموماً روابط معنیداری بین آنها و میزان افشای اطلاعات مشاهده کرده بودند.
عدم رابطه بین این نوع متغیرها و سطح افشا در مورد شرکتهای ایرانی نشان از عدم ساختاری است که به تقاضای اطلاعات از طرف استفادهکنندگان و انگیزه و نیز الزام به افشای اطلاعات از طرف شرکتها منجر شود.
لذا نیاز به این موضوع احساس میشود که سازمان بورس به عنوان متولی بازار سرمایه و نهاد حامی حقوق سرمایهگذاران، به تدوین مقررات و الزامات کافی برای ارتقای سطح شفافیت اطلاعاتی شرکتها، نظم و دقت در افشای اطلاعات و ارتقای محتوای گزارشهای شرکتها بپردازد.
همچنین، ایجاد مؤسسات تخصصی رتبهبندی برای بررسی و رتبهبندی شرکتها از نظر سطح و کیفیت افشای اطلاعات و شفافیت اطلاعاتی و نیز رتبهبندی اعتباری میتواند علاوه بر اینکه به ساختاری سازمانیافته برای افشای مناسب و کافی اطلاعات منجر شود، مکانیزمی مشخص برای تعیین درست هزینه سرمایه شرکتها و نهایتاً تخصیص بهینه سرمایه ایجاد کند.
منطقاً لازمۀ امکان فعالیت درست این مؤسسات، افشای کافی، درست و بهموقع اطلاعات از طرف شرکتها و نظارت مناسب به این فرآیند از طرف نهادهای ناظر است.
پیشنهادهایی برای پژوهشهای آتی
در پژوهش حاضر رابطه افشای اطلاعات با مؤلفههای بالقوهای که بیشترین فراوانی را در ادبیات موجود داشتهاند و نیز با نقدینگی و سن شرکت به عنوان دو مؤلفۀ نسبتاً جدید در ادبیات موجود که رابطه آن با افشا به ندرت بررسی شده و نیاز به تبیین بیشتر رابطه احساس میشد، بررسی شد.
پیشنهاد میشود در پژوهشهای آتی رابطه سایر ویژگیهای شرکت نیز با سطح افشای اطلاعات شرکت بررسی گردد. همچنین، در این پژوهش از رتبههای سالانۀ محاسبه شده برای افشای اطلاعات شرکتها که توسط سازمان بورس و اوراق بهادار اعلام میشود، استفاده شده است.
پژوهش با ارزش دیگری که میتواند در این زمینه انجام شود، رتبهبندی و امتیازدهی شرکتها بر اساس یک شاخص جامع افشای اطلاعات برگرفته از ادبیات موجود در زمینه شاخصهای شفافیت و افشای اطلاعات است و سپس بررسی رابطه نمرههای محاسبه شده برای شرکتها با استفاده از این شاخص، با ویژگیهای شرکتی که در این پژوهش مدّنظر قرار گرفت.
[1] در برخی از این پژوهشها ضریب همبستگی حاصل از رابطه بین عامل مربوطه به عنوان متغیر مستقل و افشای اطلاعات به عنوان متغیر وابسته در متن یا جداول موجود در مقاله گزارش شده که در این جدول از آن استفاده شده است؛ اما در برخی دیگر از مقالات به جای ضریب همبستگی بین این دو عامل، آمارۀ t و یا z آورده شده است. در مورد این پژوهشها به منظور هماهنگی و سنخیت و قابلیت مقایسه بین دادههای جدول شماره یک، این آمارهها به ضریب همبستگی تبدیل شدهاند. برای تبدیل آمارۀ t به ضریب همبستگی یا r مطابق روش استفاده شده در مقاله مقایسه تطبیقی احمد و کوریتز(1999) که از مقالات مرجع در زمینۀ ادبیات افشا محسوب میشود، از فرمول و برای تبدیل آمارۀ Z به r از فرمول استفاده شد.
[2] Panel data
[3] Pool data
)
