Document Type : Original Article
Author
Assistant Prof. in accounting, Faculty of Economics and Administrative Sciences University of Lorestan, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
جریان اطلاعات در محیط بازار، بر رفتار فعالان بازار تأثیر قرار میگذارد. تغییرات محیطی، شرایطی را ایجاد میکند که افراد فعال در بازار، سهم متفاوتی را از این گردش اطلاعات داشته باشند. به لحاظ تجربی نیز افراد، اطلاعات متفاوت دارند؛ اطلاعاتی که به تأثیرپذیری رفتار آنها در بسیاری از مواقع منجر شدهاند [30]. این نوسانات ناشی از گردش متفاوت اطلاعات در میان فعالان بازارند.
محیط اطلاعاتی که سرمایهگذاران در آن دادوستد میکنند، پیوسته با انتشار (جریان) اطلاعات تغییر مییابد. این تغییر در جریان اطلاعات، به تجدید ارزیابی ریسک سرمایهگذاران منجر میشود. ریسک اطلاعاتی ناشی از عوامل مختلفی است. آنچه بیش از پیش اهمیت مییابد، وجود محیط اطلاعاتی است که ابهام و بیاطمینانی را کاهش و درنتیجه، توان پیشبینی و تحلیل سرمایهگذار را افزایش میدهد. استفاده از اطلاعات مالی و حسابداری بهمنظور برقراری توازن بین ریسک و بازده، به بهبود تصمیمگیری سرمایهگذاران منجر میشود؛ زیرا بیشتر تصمیمات مالی در حالت بیاطمینانی اتخاذ میشوند و اطلاعات در این شرایط، نقش مهمی در کاهش بیاطمینانی خواهند داشت [9].
نبود سازۀ اطلاعاتی در مدلهای نظری و نماگرهای استفادهشده در کارهای تجربی، تفسیر ادبیات موجود دربارۀ اثر ریسک اطلاعات را با سؤالات تجربی متفاوتی روبهرو کرده است؛ اما تقریباً آنچه میان پژوهشها رایج است، اطلاعات حسابداری مهمترین منبع محیط اطلاعاتی است که سامانۀ انتقال اطلاعات و کاهش بیاطمینانی تعریف میشود که همان رویکرد اطلاعاتی به حسابداری است. اطلاعات حسابداری به سرمایهگذاران این امکان را میدهد تا شرکت و نیز ریسکهای ذاتی موجود در آن را ارزیابی کنند. اطلاعات حسابداری با کیفیت بالا برای سرمایهگذاران مفیدند؛ زیرا بر قیمتهای سهم یا حجم معاملاتی اثرگذارند. ناهمگنی میان تفاسیر سرمایهگذاران و نابرابری اطلاعاتی ناشی از بیقاعدگیها در گردآوری و پردازش اطلاعات در نتیجۀ روشهای استفادهشده و مهارتهای مختلف به کار گرفته شده نیز عامل دیگری در محیط اطلاعاتی حسابداری است [19].
در رابطه با اطلاعات حسابداری، دو ویژگی اصلی مطرح است: کیفیت این اطلاعات و توزیع آن. درحقیقت ریسک اطلاعات حسابداری در قالب محیط بازار سرمایه به دو جزء تفکیک میشود: جزئی مربوط به ابهام دربارۀ دقت این اطلاعات و جزئی مربوط به توزیع این اطلاعات. به اعتقاد بوشمن و اسمیت [13] اطلاعات حسابداری مبهم، رابطۀ ارقام حسابداری و واقعیات اقتصادی را تضعیف و درنتیجه موجب افزایش اطلاعات نامتقارن میشوند؛ بنابراین وجود محیط اطلاعاتی مطلوب حسابداری، موجب افزایش توان گزارشهای مالی در انتقال اطلاعات شرکت و همچنین، موجب توزیع متناسبتر این اطلاعات میان فعالان بازار میشود؛ بنابراین رسالت محیط مطلوب اطلاعاتی حسابداری، کاهش نااطمینانی و رفع هرچه بیشتر ابهام است [6، 15، 18]. بنابراین، در این پژوهش با بررسی اثر محیط اطلاعاتی حسابداری و توزیع اطلاعات بر تغییرات بازدهی، انعکاس ویژگی توزیع اطلاعات در قیمتها بررسی میشود. بررسی موضوع مطالعهشده، بر ادبیات حسابداری و مالی شرکتی مبتنی است و تغییرات رفتاری در اطلاعات و اثر آن بر بازدهی هزینۀ سرمایه آزموده شده که برای سرمایهگذاران از بعد کاهش ریسک گزینش نادرست و کاهش هزینۀ فرصت، مفید واقع شده است؛ مدیران کمیتۀ استانداردگذاری و قانونگذاران نیز با آگاهی از تغییر رویکردهای اطلاعاتی، شرایط را برای ارائۀ اطلاعات تکمیلی و اتکاپذیر فراهم میکنند.
در ادامۀ پژوهش، ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهشهای انجامشده، فرضیهها، سپس مدلها و روشهای پژوهش و درنهایت نتیجهگیری و پیشنهادها ارائه میشوند.
مبانی نظری
کیفیت افشا یکی از مهمترین ارکان کیفیت ارائۀ اطلاعات مالی شرکتها است؛ به نحوی که به هنگام بودن و قابلیت اتکا، اطلاعات به استفادۀ بهتر و مفیدتر استفادهکنندگان از اطلاعات منجر میشوند. افزایش سرعت گزارشگری به دلیل استفاده بهموقع سرمایهگذاران از اطلاعات در اتخاذ تصمیمات اقتصادی، به شفافیت بیشتر اطلاعات مالی شرکتها و به دنبال آن، شفافیت بالاتر بازار سرمایه منجر میشود؛ این موضوع بهنوبۀخود تأثیر بسزایی بر جذابیت بازارهای مالی دارد [10]. با توجه به اینکه گزارشهای مالی، ابزاری برای افشای اطلاعات مالی، اتکاپذیر است که در دسترس عموم قرار میگیرد، اتکاپذیری اطلاعات، ریسک گزینش نادرست و ایجاد هزینۀ فرصت را برای سرمایهگذاران کاهش میدهد [21].
بر مبنای چارچوب لمبرت، لئوز و ورچیا [27]، افزایش کیفیت افشای اجباری باید در کل موجب حرکت هزینۀ سرمایۀ شرکت به نرخ بدون ریسک، برای همۀ شرکتها در اقتصاد شود. علاوه بر اثر افشای منحصر شرکت، یک پیامد خارجی از افشای سایر شرکتها وجود دارد که ممکن است منطقی برای مقررات افشا باشد؛ با این حال، مقدار اثر افشای اجباری بر هزینۀ سرمایه، در میان شرکتها برابر نیست؛ بهویژه کاهش در کوواریانس ارزیابیشده بین شرکتها و بازار، به کاهش در ضریب بتای هر شرکت منجر نمیشود؛ از این رو صرفنظر از کیفیت اطلاعات در اقتصاد، متوسط بتای شرکتها متعادل خواهد بود؛ بنابراین حتی اگر هزینۀ سرمایه شرکتها (و صرف ریسک مجموع) با بهبود افشای اجباری بهبود یابد، به ضرایب بتای آنها نیازی نیست.
محیط اطلاعاتی علاوه بر ریسک توزیع اطلاعات، با ریسک دقت اطلاعات توزیعشده نیز روبهرو است. ملاحظۀ بااهمیت دیگر این است که چگونه افشا بر هزینۀ سرمایه، وقتی کیفیت افشای بازار بالاست، تأثیر میگذارد. اگر افشای شرکت، ابهام کلی اطلاعات را کاهش دهد و نفعی که سرمایهگذاران مشخصی از کسب اطلاعات خصوصی دربارۀ شرکت به دست میآورند، کاهش یابد، این سرمایهگذاران ممکن است تمایل کمتری به استفاده از این اطلاعات خصوصی (و دادوستد بر مبنای آنها) داشته باشند [37]. این بهنوبۀخود بر تمایلات این سرمایهگذاران به مشارکت در بازار برای سهام شرکت بهطور منفی تأثیر میگذارد و درنتیجه، ریسک به همراه دارد و نقدشوندگی ایجاد میکند. درجۀ نقدشوندگی بازار بر رقابت اطلاعاتی (که سرمایهگذاران براساس آن، مبنای قیمت خود را تعیین میکنند)، اثر دارد و این بهنوبۀخود اطلاعدهندگی قیمت را نشان میدهد؛ بنابراین بر دقت اطلاعاتی که سرمایهگذاران کمتر مطلع از قیمت به دست میآورند، تأثیر میگذارد [27]. ادعا میشود با افزایش کیفیت افشا میان سرمایهگذاران، کیفیت اطلاعات نیز افزایش مییابد [8] و این موجب میشود در بازار با کیفیت افشای بالا، کیفیت اطلاعات، مسئلۀ چندان مهمی برای سرمایهگذاران نباشد؛ زیرا در این وضعیتها، اثر کاهش نقدشوندگی ناشی از بیتمایلی برخی سرمایهگذاران مشخص به جمعآوری اطلاعات خصوصی و مشارکت در دادوستد سهام یک شرکت، احتمالاً ناچیز و قابل چشمپوشی است؛ زیرا بازار فرض شده بود که عمیق است. در وضعیت با کیفیت افشا پایینتر، بحث بیشتر است. این اثر برای افشای ریسک در سطح شرکت نسبت به افشای ریسک در سطح بازار معنادارتر است [24، 26].
پیشبینی کلی ادبیات حسابداری این است که هزینۀ سرمایه موقع ضعیفشدن کیفیت اطلاعات، بالاتر است [23]. پرادو، سافی و استورگس [33] نسبت به سایر پژوهشگران روابط منفی قوی بین شاخصهای کیفیت اطلاعات و شاخصهای هزینۀ سرمایه نشان دادند؛ با این حال این رابطه بهصورت غیرمستقیم با دخالتدادن شاخص کیفیت افشا کمتر آزموده شده است. این بحث مبتنی بر این تصور است که کیفیت بالاتر اطلاعات، اطلاعات نامتقارن را کاهش میدهد [8]. لمبرت و همکاران [27] نشان دادند وقتی بازار سرمایه، از نوع رقابت کامل باشد و سرمایهگذاران بر مبنای تغییر قیمت، به سرمایهگذاری اقدام کنند (همانند آنچه در مدل CAPM و بیشتر مدلهای انتظارات عقلایی نویزی هست)، اطلاعات نامتقارن بر هزینۀ سرمایه تأثیر قرار میگذارد؛ البته تا میزان اثر آن بر میانگین دقت اطلاعات سرمایهگذاران. در این وضعیت افزایش کیفیت اطلاعات دردسترس عموم اطلاعات نامتقارن بین سرمایهگذاران را کاهش و درنتیجه هزینۀ سرمایه را کاهش میدهد؛ اما این اثر بر هزینۀ سرمایه صرفاً به این دلیل رخ میدهد که افزایش کیفیت اطلاعات عمومی، میانگین دقت اطلاعات سرمایهگذاران را افزایش میدهد، نه به این دلیل که بهخودیخود اطلاعات نامتقارن را کاهش میدهد [35]؛ بنابراین تا اندازهای که کیفیت اطلاعات ضعیفتر، اطلاعات نامتقارن بالاتر را در خود جای دهد، قیمتگذاری کیفیت اطلاعات باید با کیفیت افشا بالاتر نیز کاهش یابد.
پیشینۀ تجربی
پورحیدری، یوسفزاده، اعظمی و معصومی بیلندی [3] با بررسی کیفیت سود و هزینۀ سرمایه به این نتیجه رسیدند که کیفیت سود بالاتر به افزایش کیفیت افشا منجر میشود به عبارتی، شرکتها بهمنظور جذب سرمایهگذاران و حذف محدودیتهای تأمین مالی، به افزایش افشا اقدام کردهاند که درنتیجۀ آن و به دلیل کاهش هزینههای تأمین مالی، هزینۀ سرمایه نیز کاهش مییابد.
فخاری و رضایی پیته نوئی [5] با بررسی و سنجش محیط اطلاعاتی شرکت، امتیاز آن را براساس نظرخواهی از خبرگان و به روش آنتروپی شانون مدلسازی کردند و دریافتند ارائۀ شاخصی جامع برای سنجش محیط اطلاعاتی علاوه بر معرفی ابزار جدید برای رتبهبندی محیط اطلاعاتی شرکتها به سرمایهگذاران کمک میکند در انتخاب پورتفوی مناسب اقدام کنند که درنهایت باعث کاهش هزینۀ نمایندگی و پویایی بازار سرمایه و افزایش تقارن اطلاعاتی میشود.
بادآور نهندی و تقیزاده [1] با بررسی تأثیر پرداخت سود سهام و انتشارندادن اخبار بد بر خطر سقوط قیمت سهام با تأکید بر اطلاعات نامتقارن نشان دادند زمانی که اطلاعات نامتقارن بین مدیران و سهامداران زیاد است، تأثیر منفی پرداخت سود سهام بر خطر سقوط قیمت سهام تشدید میشود؛ به نحوی که انتشارندادن اخبار بد، تأثیر مثبت و معناداری بر خطر سقوط قیمت سهام دارد و این تأثیر در شرکتهای دارای اطلاعات نامتقارن زیاد، شدیدتر است. بنابراین انباشت اخبار بد، بازده منفی و شدیدتر سهام را به شکل سقوط قیمت سهام در پی دارد.
پورزمانی و ناصری [2] در پژوهش خود به بررسی اثرات متقابل افشا و محافظه کاری بر هزینۀ سرمایه پرداخته و به این نتیجه رسیدند که تعامل منفی و بااهمیتی بین افشا و هزینۀ سرمایه وجود دارد و با افزایش محافظه کاری نیز هزینۀ سرمایه کاهش مییابد. آنها نشان دادند که مطابق با تئوری اطلاعات نامتقارن، کیفیت افشا منجر به معناداری ارتباط متقابل بین محافظه کاری و هزینۀ سرمایه میشود.
خانی و میرباقری [4] انگیزههای اجباری و اختیاری افشاء را در سطح صورتهای مالی، آزمون نمودند. نتایج پژوهش، نشان دهندۀ تأثیر متغیرهای افشاء شامل آستانه اهمیت، ضریب حساسیت سود و هزینه مالکانه، بر روی افشاء در سطح صورتهای مالی است. شردر [34] نقش اطلاعات نامتقارن در تغییر هزینۀ سرمایه را مورد مطالعه قرار داده و به این نتیجه رسید که عوامل مختلفی از جمله کیفیت افشا، راهبری شرکتی و دقت اطلاعات منجر به تغییر ارتباط بین کیفیت اطلاعات حسابداری و هزینۀ سرمایه میشود.
چانگ و همکاران [17] با بررسی نقش کیفیت افشا از دو بعد کمی و کیفی بر کارایی قیمتگذاری سهام به این نتیجه رسیدند که با بهبود کیفی و کمی افشا، فرآیند کشف قیمت بهبود مییابد و قیمتگذاری سهام به واقعیت نزدیکتر میشود. ناگار، اسچونفلد و ولمن [32] با بررسی اثرات تعاملی نااطمینان محیطی، اطلاعات نامتقارن و افشا به این نتیجه رسیدند که بیاطمینانی نسبت به ارزش شرکت به ایجاد تمایل برای جمعآوری اطلاعات خصوصی منجر میشود. در همین راستا، بیاطمینانی محیطی به تغییر قیمت خرید و فروش سهام منجر میشود که درنتیجۀ آن ارزش سهام کاهش مییابد. مدیران بهمنظور واکنش به نوسان قیمتها اقدام به بهبود افشای داوطلبانه میکنند.
لین، چن و تسای [29] با بررسی نقش ساختار مالکیتی و روابط درون سازمانی بر اطلاعات نامتقارن به این نتیجه رسیدند که سهامداران کنترلی بهراحتی توان دستیابی به اطلاعات و تأثیرگذاری بر نحوه و زمان ارائۀ اطلاعات به بازار سرمایه را دارند؛ به نحوی که با افزایش این اطلاعات نامتقارن روند تقسیم سود شرکت نیز تغییر و نسبت به سالهای قبل کاهش مییابد که بخش عمدهای از این تغییرات ناشی از ساختار کنترلی شرکت است.
چن، رویچادهاری و متیو [16] در پژوهشی با محتوای اطلاعات نامتقارن درون سازمانی و محیط اطلاعاتی به این نتیجه دست یافتند که شرکتهای با اطلاعات نامتقارن بالاتر، پیشبینیهای مدیریتی ضعیفتر و محدودتری ارائه میدهند که انحراف بهنسبت زیادی از واقعیت دارند؛ به همین علت احتمال تجدید ارزیابی اطلاعات در دورههای آتی افزایش مییابد.
براون و هیلیگیست [12] به این نتیجه رسیدند که کیفیت افشا رابطۀ مثبتی با مقدار دادوستد سرمایهگذاران مطلع (دارای اطلاعات خصوصی) و نامطلع دارد؛ با این حال، این افزایشها به نظر میرسد دیگری را تهاتر کند، همچنان که آنها به هیچ شواهدی دربارۀ رابطۀ بین کیفیت افشا و مقدار نسبی دادوستد مطلع دست نیافتند.
گومز، گورتون و مادوریرا [25] با بررسی اثر مقررات افشای منصفانه و ارائۀ اطلاعات بر بارهای عاملی اندازۀ فاما و فرنچ به این نتیجه رسیدند که بعد از مقررات، بارهای عاملی اندازه برای شرکتهای کوچک، افزایش، اما برای شرکتهای بزرگ کاهش یافته است. وردی [36] با بررسی اثرات محیط اطلاعاتی و کیفیت افشا بر هزینۀ سرمایه دریافتند تغییرات در کیفیت اطلاعات ارائهشده و نیز محیط فعالیت شرکت، به تغییر و یا تعدیل هزینۀ سرمایه منجر میشوند.
لاندهلم و مایرز [31] دریافتند وقتی کیفیت افشا بالاست، بازده سهام جاری بیانکنندۀ اطلاعاتی دربارۀ سودهای آتی است. این نتایج اشاره بر آن دارد که با آوردن آینده به حال، افشای اطلاعدهندهتر کل مجموعه اطلاعات دربارۀ سودهای آتی را کاهش میدهد که میتواند بهطور خصوصی دربارۀ شرکت کشف شود.
لیوز و ورچیا [28] نشان میدهند اگر کیفیت افشای اختیاری بهتر به اطلاعات نامتقارن کمتر منجر شود، شرکتهای با عدمتقارن بالا انگیزههای قویتری دارند تا کیفیت افشای بالاتر را برای کاهش عدمتقارن انتخاب کنند.
با توجه به مبانی نظری و پیشینۀ پژوهشهای انجامشده و با توجه به هدف این پژوهش مبنی بر بررسی اطلاعات نامتقارن با توجه به کیفیت افشا و کیفیت محیطی اطلاعات، فرضیههای پژوهش به شرح زیرند:
فرضیه اول: کیفیت افشا بر قیمتگذاری کیفیت اطلاعات تأثیر میگذارد.
فرضیه دوم: کیفیت افشا به تفاوت در هزینۀ سرمایه بین شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی بالا با شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی پایین منجر میشود.
مدل و متغیرهای پژوهش
مدلهای پژوهش
این پژوهش به دنبال بررسی اثر تعاملی کیفیت افشا و کیفیت اطلاعاتی است؛ بدین منظور از مدل لمبرت، لئوز و ورچیا [27] برای بررسی فرضیه اول استفاده شده است. استفاده از این مدل امکان بررسی دقیق فرضیه را فراهم میکند. سپس، تفاسیر بهدستآمده مبنای تدوین و بررسی فرضیه دوم شدهاند.
مدل 1) قیمتگذاری کیفیت محیط اطلاعاتی:
که در آن:
Rt+1: |
بازده مورد انتظار سهم i طی دوره 12 ماهه براساس مدل 3 عاملی فاما و فرنچ است. RHt = aH + β1(RM -RF) + β2 SMB + β3 HML + εt برای محاسبۀ عوامل مدل، به شرح ذیل عمل میشود: الف) کل شرکتهای جامعۀ مفروض براساس ارزش بازار رتبهبندی میشوند و با توجه به نقطۀ میانی ارزش بازار، به دو گروه دستهبندی میشوند: شرکتهای بزرگ (B)، و شرکتهای کوچک (S). ب) همزمان و بهصورت مستقل از گام قبلی، شرکتها برحسب نسبت ارزش دفتری به بازار (B/M) رتبه بندی و به سه دسته تقسیم میشوند: 30% شرکتهای با نسبت بالا (H)، 40% میانی شرکتها (M) و 30% شرکتهای با نسبت پایین (L). ج) با توجه به دو دستهبندی صورتگرفتۀ مستقل، درمجموع شش پرتفوی به شرح جدول ذیل ساخته میشوند:
شش پرتفوی ساخته میشود؛ برای نمونه در پرتفوی S/L، سهامی قرار دارند که اندازه کوچک و در گروه نسبت به ارزش دفتری به بازار پایین نیز قرار دارند. د) عامل SMB (اندازه): تفاوت میانگین سادۀ بازده ماهانه سه پرتفوی کوچک (S/H، S/M، و S/L) با میانگین ساده بازده ماهانه سه پرتفوی بزرگ (B/H، B/M و S/L) است؛ بنابراین این عامل بهنوعی تفاوت بین بازده پرتفویهای کوچک و بزرگ است که نسبت ارزش دفتری به بازار تقریباً مشابهی دارند. ه) عامل HML (نسبت ارزش دفتری به بازار): تفاوت میانگین بازده ماهانه دو پرتفوی با نسبت ارزش دفتری به بازار بالا (B/H و S/H) و میانگین بازده ماهانه دو پرتفوی با نسبت ارزش دفتری به بازار پایین (B/L و S/L) است؛ بنابراین در اینجا اندازه کنترل شده است. و) عامل (RM -RF) برابر با تفاوت بین نرخ بازده بازار با نرخ بازده بدون ریسک است. |
||||||||||||||||
Tang: |
داراییهای ثابت مشهود: عبارتست از نسبت داراییهای ثابت مشهود به مجموع داراییهای شرکت. |
||||||||||||||||
PR: |
سودآوری: در این پژوهش، از نسبت سود قبل از بهره و مالیات به مجموع داراییها، بهمنزلۀ معیار سودآوری استفاده شده است. |
||||||||||||||||
CO_OWN: |
مالکیت متمرکز: بهصورت مجموع سهام اشخاص حقیقی یا حقوقی تعریف میشود که بیش از ده درصد سهام شرکت را در اختیار دارند. |
||||||||||||||||
INST: |
میزان مالکیت نهادی: از مجموع سهام در اختیار بانکها و بیمهها، هلدینگها، شرکتهای سرمایهگذاری، صندوقهای بازنشستگی، نهادهای دولتی و شرکتهای دولتی بر کل سهام منتشره شرکت به دست میآیند. |
||||||||||||||||
Sizei,t: |
یکی از عوامل کنترلی است و برابر با لگاریتم طبیعی مجموع داراییها در پایان سال t است. |
||||||||||||||||
LEVi,t: |
یکی از عوامل کنترلی است و برابر با نسبت بدهیهای شرکت در سال t به مجموع داراییها در پایان سال مالیt است |
||||||||||||||||
GRW: |
شاخص رشد است که بهصورت زیر محاسبه میشود:
|
||||||||||||||||
AQuality:
|
متغیر کیفیت اطلاعاتی سهم i برای سال t است. این متغیر کیفیت اقلام تعهدی است که با استفاده از مدل جونز تعدیلشده محاسبه میشود. این متغیر برابر با مجموع قدرمطلق اقلام تعهدی اختیاری سه سال گذشتۀ شرکت است و به شرح زیر محاسبه میشود. ابتدا مدل زیر تخمین میشود.
در مدل بالا، اقلام تعهدی برابر تفاوت میان سود خالص و جریان وجه نقد عملیاتیاند. |
||||||||||||||||
DisQuality |
شاخص کیفیت افشا i است که با اطلاعات محاسبهشده بر مبنای قابلیت اتکا، بهموقع بودن و رتبۀ افشا از سازمان بورس اوراق بهادار تهران ارائه میشود. |
در رگرسیون بالا، ضریب مدنظر برای آزمون نقش کیفیت افشا در قیمتگذاری کیفیت اطلاعاتی، ضریب ارتباط متقابل بین کیفیت افشا (DisQuality) و کیفیت اطلاعاتی (InfoAQuality) یعنی φ2 است. ضرایب خودمتغیرهای کیفیت اطلاعات (φ1) و کیفیت افشا (λ1 و φ2) درواقع اثرات مجزای این دو متغیر را نشان میدهند و ضرایب ارتباط متقابل، جزو قیمتگذاری اضافی مازاد را بر عوامل مجزا نشان میدهند. بر مبنای فرضیات و طرح نظری مسئلۀ پژوهش، قیمتگذاری کیفیت اطلاعاتی، با افزایش کیفیت افشا کاهش مییابد؛ بنابراین انتظار میرود ضریب φ2 منفی باشد. درحقیقت ضریب منفی در این ارتباط متقابل نشاندهندۀ آن است که کیفیت افشا با سطح قیمتگذاری کیفیت اطلاعات مرتبط است. معناداری ضرایب این متغیرها در سطح معنیداری 95% آزمون میشود.
آزمون فرضیه دوم، آزمون هزینۀ سرمایه و ویژگیهای محیط اطلاعات است. برای آزمون این فرضیه و الگوسازی روابط مربوطه، مراحل زیر طی میشوند:
(1) شرکتها به پنج کوانتیل براساس شاخص سطح کیفیت افشا بازار دستهبندی میشوند. انتظار میرود کوانتیل دارای کمترین (بیشترین) ارزش شاخص، دارای کیفیت افشای ناقص (نسبتاً کامل) باشد.
(2) سپس شرکتها براساس شاخص درجۀ کیفیت اطلاعاتی (برای فرضیه دوم) به پنج کوانتیل دستهبندی میشوند. هرچند بهسختی سطح کیفیت اطلاعاتی، مستقیماً مشاهده میشود، انتظار میرود کوانتیل دارای کمترین (بیشترین) ارزش شاخص، کمترین (بیشترین) کیفیت اطلاعاتی را داشته باشد. پیشبینی میشود در کوانتیل نزدیکتر به کیفیت افشای ناقص، شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی نسبتاً بالا، هزینۀ سرمایۀ کمتری نسبت به شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی پایین داشته باشند. در کوانتیل نزدیک به کیفیت افشای کامل، پیشبینی میشود شرکتهای دارای درجۀ نسبتاً بالای کیفیت اطلاعاتی، هزینۀ سرمایه تقریباً برابری با شرکتهای دارای درجۀ پایین کیفیت اطلاعاتی داشته باشند. نگاره زیر کوانتیلبندی را نشان میدهد.
|
|
بر حسب کیفیت افشا |
||||
|
|
کامل (Q10) |
Q20 |
Q30 |
Q40 |
ناقص(Q50) |
بر حسب شاخص کیفیت اطلاعات |
کیفیت بالا |
Q11 |
Q21 |
Q31 |
Q41 |
Q51 |
Q02 |
Q12 |
Q22 |
Q32 |
Q42 |
Q52 |
|
Q03 |
Q13 |
Q23 |
Q33 |
Q43 |
Q53 |
|
Q04 |
Q14 |
Q24 |
Q34 |
Q44 |
Q54 |
|
کیفیت پایین |
Q15 |
Q25 |
Q35 |
Q45 |
Q55 |
(3) بعد از آنکه شرکتها به 25 پرتفوی (5× 5) در هر سال مرتب شدند، برای هر کوانتیل کیفیت افشا، بازده ماهانۀ آتی برای پرتفوی پوششی محاسبه میشود که موقعیت خرید را در شرکتهای با بالاترین سطح کیفیت اطلاعات و موقعیت فروش را در شرکتهای با کمترین سطح کیفیت اطلاعاتی اتخاذ میکند. برای محاسبه هزینۀ سرمایه از مدل سه عاملی فاما و فرنچ [22] استفاده میشود. به عبارت دیگر، برای هر کوانتیل کیفیت افشا رگرسیون سریهای زمانی بازده پرتفوی پوششی، کیفیت اطلاعاتی نسبت به سه عامل بازار، اندازه و نسبت ارزش دفتری به بازار برآورد میشود:
RHt= aH+ bHMKTt + sHSMBt+ hHHMLt + εt
RH، بازده مربوط به پرتفوی پوششی کیفیت اطلاعاتی برای کوانتیل کیفیت افشا است.
(4) متغیر مدنظر در اینجا، جزو ثابت aH است. اگرaH بهطور معناداری بیشتر از صفر باشد، شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی بالا، هزینۀ سرمایه تعدیلشده با ریسک کمتری را نسبت به شرکتهای با کیفیت اطلاعاتی پایین کسب خواهند کرد.
(5) در این مرحله، معناداری بارهای عاملی متغیر مدنظر (یعنی aH) در سطح 5% با استفاده از آمارۀ t آزموده میشود.
جامعۀ آماری و نحوۀ انتخاب شرکتها
جامعۀ آماری مطالعهشدۀ این پژوهش، کلیۀ شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بین سالهای 1384 تا 1396 است. برای انتخاب نمونه، از بین کلیۀ شرکتهای موجود، شرکتهایی که واجد هریک از شرایط زیر نبودهاند، حذف و درنهایت شرکتهای باقیمانده برای انجام آزمون انتخاب شدهاند:
1- بهمنظور همگنشدن نمونۀ آماری در سالهای بررسیشده، شرکتها پیش از سال 1384 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند.
2- به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، دورۀ مالی شرکتها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.
3- نمونۀ آماری شامل شرکتهای واسطهگری مالی، سرمایهگذاری، لیزینگ، بانکها و شرکتهای بیمه نمیشود؛ زیرا شرکتهای مذکور ماهیت داراییهایشان متفاوت است.
4- شرکتها طی دوره زمانی این پژوهش تغییر فعالیت یا تغییر دورۀ مالی نداده باشند.
5- دادههای مدنظر شرکتها در دسترس باشد.
درنهایت شرکتهای بررسیشده در این پژوهش، شامل 120 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بوده است.
یافتههای پژوهش
آمار توصیفی
برای ارائۀ نمای کلی از خصوصیات مهم متغیرهای
محاسبهشده، در نگارۀ زیر برخی از آمارهای توصیفی این متغیرها شامل میانگین، میانه، انحراف معیار، حداقل و بیشتر مشاهدات ارائه شدهاند.
نگاره 1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
متغیرها |
میانگین |
میانه |
انحراف معیار |
حداکثر |
حداقل |
شاخصهای کیفیت اطلاعات |
|||||
مجموع اقلام تعهدی |
۴۷۰۰/1 |
۷۷۵۳/۰ |
۷۳۲۸/۰ |
۲۰۷۱/2 |
۰۱۵۸/۰ |
تغییرات درآمد و دریافتنیها |
۴۹۶۳/۰ |
۱۷۸۱/۰ |
۰۲۸۰/۰ |
۵۹۴۹/۲ |
۷۸۴۶/۰- |
داراییهای ثابت |
۲۸۸۵/۰ |
۰۳۸۶/۰ |
۲۶۶۳/۰ |
8۳۹۲/0 |
۰1۰۲/۰ |
متغیرهای موثر بر محیط اطلاعاتی حسابداری |
|||||
اهرم مالی |
6534/0 |
6600/0 |
1673/0 |
0800/1 |
1000/0 |
مالکیت نهادی |
7223/0 |
8165/0 |
2660/0 |
9900/0 |
0100/0 |
مالکیت متمرکز |
7607/0 |
8087/0 |
1793/0 |
9998/0 |
0395/0 |
سودآوری |
1493/0 |
1400/0 |
1098/0 |
6600/0 |
1500/0- |
اندازۀ شرکت |
7220/5 |
6781/5 |
6119/0 |
5200/8 |
2464/4 |
داراییهای ثابت مشهود |
5512/0 |
5225/0 |
1959/0 |
9852/0 |
0055/0 |
رشد شرکت |
1251/0 |
1100/0 |
5307/0 |
9900/3 |
9900/0- |
شاخص کیفیت افشا |
|||||
رتبۀ افشا |
302/146 |
۰۰/135 |
3251/0 |
۰۰/288 |
۰۰۰/۱ |
امتیاز قابلیت اتکا |
821/47 |
12/44 |
3356/4 |
000/99 |
0159/8- |
امتیاز بهموقع بودن |
1520/52 |
201/51 |
1524/7 |
00/100 |
000/19- |
شاخص بازده مورد انتظار (هزینۀ سرمایه) |
|||||
بازده ماهانه |
1501/۰ |
1276/۰ |
3964/۰ |
4275/۰ |
1098/۰- |
منبع: یافتههای پژوهش
با بررسی نتایج کمی آمار توصیفی متغیرهای پژوهش و با توجه به نگاره (1)، میانگین متغیرهای کیفیت اطلاعات و اندازۀ شرکت بهترتیب برابر با 4700/1 و 7220/5 است. به عبارتی، چون متغیر محاسبهشده، خطای برآورد در نگاشت اقلام تعهدی به جریانهای تعهدی را ثبت میکند، ارزش کوچکتر نشاندهندۀ کیفیت بهتر اقلام تعهدی است. میانگین متغیرهای درصد مالکیت نهادی برابر با 7223/۰ است. با توجه به نتایج بهدستآمده، درصد سرمایهگذاران مطلع یعنی سرمایهگذاران دارای اطلاعات خصوصی در شرکتهای مطالعهشدۀ بالاست؛ به نحوی که با توجه به درصد مالکیت آنها، امکان راهبری فعالیتهای اصلی شرکت میسر میشود که ممکن است با توجه به اطلاعات آنها کارایی بازار، افزایش و نیز اطلاعات نامتقارن کاهش یابد یا میتواند با توجه به دسترسی این افراد به اطلاعات خصوصی به افزایش رانت اطلاعاتی منجر شود که یکی از مصادیق اطلاعات نامتقارن به شمار میآید. ارزش میانگین برای تمرکز مالکیت برابر با 76/0 است و نشاندهندۀ میدهد بیشتر تمرکز مالکیت شرکت مربوط به اشخاص حقوقی (مالکان نهادی) است. میانگین اهرم مالی 653/0 است. به عبارتی، شرکتها بیشتر از محل بدهیها به تأمین مالی اقدام کردهاند. همچنین، ارزشهای 14/0 و 12/0 برای سودآوری و رشد، نشاندهندۀ پایینبودن سودآوری بوده و بیانکنندۀ نامربوطبودن اطلاعات ترازنامه و نیز رویکرد محافظهکارانه شرکتها است. بخش عمدهای از این تغییرات ناشی از وجود تورماند. ارزش میانگین برای داراییهای ثابت مشهود 5512/0 است که بیانکنندۀ سرمایهگذاری بالای شرکتها در داراییهای سرمایهای (سرمایهگذاری بلند مدت) است. با توجه به درصد داراییهای ثابت به مجموع داراییها، جریانات نقدی صرف سرمایهگذاری در داراییهای ثابت شدهاند. در توجیه این نتیجه بیان میشود که در مرحلۀ رشدبودن شرکتها و گستردهنبودن آنها [7] دلیل سرمایهگذاری بالا در بخش داراییهای ثابت است. از طرفی با توجه به محدودیتهای کلان اقتصادی و نیز در مرحلۀ رشدبودن شرکتها، تغییرات در میزان درآمدها محدودند.
آزمون فرضیهها
قبل از برازش مدلها لازم است آزمون F لیمر بهمنظور بررسی استفاده از روش دادههای تابلویی با اثرات ثابت در مقابل روش دادههای ترکیبی برای مدل بالا انجام شود.نتایج حاصل از آزمون F لیمر برای مدل پژوهش در نگاره (2) نشان داده شدهاند.
نگاره 2- نتایج آزمون F لیمر برای مدلهای پژوهش
معیار نامتقارن |
معیار کیفیت افشا |
آماره |
سطح خطا |
روش پذیرفته شده |
کیفیت اطلاعات |
قابلیت اتکا |
3316/2 |
000/0 |
الگوی دادههای تابلویی |
کیفیت اطلاعات |
بهموقع بودن |
2517/2 |
001/0 |
الگوی دادههای تابلویی |
کیفیت اطلاعات |
رتبۀ افشا |
9025/2 |
000/0 |
الگوی دادههای تابلویی |
منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به آماره و سطح خطای آزمون F لیمر و رد فرضیۀ H0برای مدلهای پژوهش، لازم است برای انتخاب از بین مدل دادههای تابلویی با اثرات ثابت یا دادههای تابلویی با اثرات تصادفی، آزمون هاسمن نیز انجام شود. نتایج مربوط به آزمون هاسمن نیز در نگاره (3) نشان داده شدهاند.
نگاره 3- نتایج آزمون هاسمن برای مدلهای پژوهش
معیار نامتقارن |
معیار کیفیت افشا |
آماره |
سطح خطا |
روش پذیرفتهشده |
کیفیت اطلاعات |
قابلیت اتکا |
2512/3 |
006/0 |
الگوی اثرات ثابت |
کیفیت اطلاعات |
بهموقع بودن |
3954/3 |
004/0 |
الگوی اثرات ثابت |
کیفیت اطلاعات |
رتبه افشا |
9185/3 |
000/0 |
الگوی اثرات ثابت |
منبع: یافتههای پژوهش
با توجه به نگاره (3)، نتایج حاکی از ردشدن فرضیۀ H0 برای مدلهای پژوهش بوده است؛ درنتیجه مدل دادههای تابلویی با اثرات ثابت ارجح است. بنابراین، برای تخمین مدلهای پژوهش از روش دادههای تابلویی با اثرات ثابت استفاده شده است.
فرضیه اول: قیمتگذاری کیفیت اطلاعات
در پژوهش حاضر، از آزمون دوربین - واتسون
برای تشخیص خودهمبستگی مدل استفاده شده است. اگر مقدار آمارۀ دوربین - واتسون نزدیک به عدد 2 باشد، استقلال جملۀ خطای مدل پذیرفته میشود. علاوه بر این، از آزمون فیشر برای بررسی معناداری کل مدل استفاده شده است. نگاره (4) نتایج حاصل از برآورد مدلهای پژوهش را نشان میدهد.
نگاره 4- نتایج حاصل از برآورد مدل قیمتگذاری کیفیت اطلاعات
VIF |
معیار کیفیت افشا |
متغیر |
|||||
رتبه افشا |
بهموقع بودن |
قابلیت اتکا |
|||||
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
||
29/1 |
6849/0- |
5452/0- |
9849/0 |
3512/0 |
3512/0 |
2323/0 |
سودآوری |
17/1 |
5516/2** |
7841/0 |
6315/2** |
5864/0 |
4195/2** |
3315/0 |
اهرم مالی |
36/1 |
6845/0- |
3949/0- |
3740/2** |
6512/0 |
3620/2** |
1254/0 |
دارایی ثابت |
25/1 |
7408/1-*** |
3184/0- |
1651/0- |
2231/0- |
2069/2-** |
3314/0- |
اندازۀ شرکت |
46/1 |
3157/1 |
8465/0 |
6458/1 |
3541/0 |
5155/1- |
9210/0- |
مالکیت نهادی |
35/1 |
9844/0 |
6901/0 |
5917/1*** |
0513/0 |
6879/1 |
3522/0 |
رشد شرکت |
71/1 |
0950/3-* |
8488/0- |
5551/0 |
3512/0 |
3122/0 |
0646/0 |
تمرکز مالکیت |
66/1 |
4980/2-** |
9590/0- |
9001/1*** |
6845/0 |
1006/5-* |
3512/0- |
کیفیت افشا(DisQuality) |
23/1 |
9785/1 |
1711/0 |
7815/2* |
5651/0 |
4059/4* |
3512/0 |
کیفیت اطلاعات(A_Quality) |
19/1 |
4830/2-** |
2184/0- |
2591/3-* |
0641/0- |
2516/3-* |
3212/0- |
A_Quality × DisQuality |
- |
8540/0 |
0526/0 |
2855/1 |
2622/0 |
5621/1 |
0200/0 |
جزو ثابت |
|
3560/0 |
3921/0 |
4517/0 |
ضریب تعیین |
|||
|
2815/0 |
3017/0 |
3850/0 |
ضریب تعیین تعدیلشده |
|||
|
0258/2 |
6985/1 |
3219/2 |
آماره دوربین _ واتسون |
|||
|
5261/2 |
1526/5 |
9089/1 |
آماره F |
|||
|
0000/0 |
0000/0 |
0000/0 |
احتمال آماره F |
|||
|
*،**،*** بهترتیب بیانکنندۀ معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصدند. |
منبع: یافتههای پژوهش
فرضیه اول پژوهش آزمون نقش کیفیت افشا بر قیمتگذاری کیفیت اطلاعات است. ضریب مدنظر، برای آزمون نقش کیفیت افشا در قیمتگذاری کیفیت اطلاعات، ضریب متقابل کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی یعنی φ2است. ضرایب خودمتغیرهای کیفیت اقلام تعهدی (ƛ1) و کیفیت افشا (φ1)، اثرات مجزای این دو متغیر را نشان میدهند و ضرایب ارتباط متقابل، جزو قیمتگذاری اضافی مازاد را بر عوامل مجزا نشان میدهد. بر مبنای فرضیات پژوهش، قیمت گذاری کیفیت اطلاعات، در صورت افزایش کیفیت افشا کاهش مییابد؛ بنابراین انتظار میرود ضریب φ2 منفی باشد. درحقیقت ضریب منفی در این ارتباط متقابل نشان میدهد کیفیت افشا با سطح قیمتگذاری کیفیت اطلاعات مرتبط است. با توجه به نتایج ارائهشده در نگاره (4)، سطح خطای احتمال مربوط به فرضیه اول پژوهش با توجه به معیار مدل کیفیت اقلام تعهدی کمتر از 5 درصد بوده است؛ بنابراین در سطح خطای 95 درصد، معیارهای مربوط به الگوی کیفیت اقلام تعهدی تأیید شدهاند.
این نتیجه مطابق با پیشبینی پژوهش (یعنی قیمتگذاری کیفیت اطلاعات با کیفیت افشا بیشتر کاهش مییابد) و مطالعات سایر پژوهشگران همچون بوتاسان و پالملی [11] و آرمسترانگ و همکاران [9] است.
فرضیه دوم: آزمون مقایسۀ کیفیت افشا و کیفیت اطلاعات با بازده مورد انتظار
آزمون فرضیه دوم، آزمون هزینۀ سرمایه و ویژگیهای محیط اطلاعات است. برای آزمون این فرضیه شرکتها به پنج کوانتیل براساس شاخص کیفیت افشا دستهبندی میشوند. سپس شرکتها براساس شاخص کیفیت اطلاعاتی به پنج کوانتیل دستهبندی شدهاند. نتایج حاصل از هر یک از این کوانتیلها به شرح زیرند:
نگاره 5- پرتفوی پوششی کیفیت اطلاعات
پرتفوی مصونسازیشده کیفیت اطلاعات با استفاده از کیفیت افشا |
||
|
|
کیفیت اطلاعات (Q1-Q5) |
پنجکهای کیفیت افشا |
پنجک اول |
0010/0- 4642/3-* |
پنجک دوم |
0203/0 3215/2** |
|
پنجک سوم |
0199/0 9084/2** |
|
پنجک چهارم |
0745/0 2037/3* |
|
پنجک پنجم |
2015/0 7008/3* |
|
*،**،*** بهترتیب بیانکنندۀ معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصدند. |
منبع: یافتههای پژوهش
این با توجه به نگاره (5)، با کاهش کیفیت افشا، ضریب کیفیت اطلاعاتی نیز افزایش یافته است؛ به نحوی که در پنجک اول (کیفیت افشای بالاتر) ضریب مربوطه حداقل است. به عبارتی، افزایش کیفیت افشا ضعف ناشی از کیفیت اطلاعاتی را پوشش میدهد. نتایج حاصل از الگوی بازده مازادِ مربوط به این فرضیه نیز به شرح زیرند:
نگاره 6- پرتفوی بازده مازاد
کیفیت اطلاعات |
|
|
||||||
پوششی |
Q5 |
Q1 |
متغیر |
پنجک |
|
|||
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
آماره t |
ضریب |
|
||
**2036/2 |
3329/0 |
***7824/1 |
3205/0 |
3212/1 |
2152/0 |
جزو ثابت |
Q1 |
کیفیت افشا
|
**6115/2- |
4971/0- |
**1967/2 |
7015/0 |
*3419/3 |
5101/0 |
mkt |
||
6354/1- |
2002/0- |
*0016/3- |
8410/0- |
**1440/2- |
0611/0- |
hml |
||
**2336/2 |
3765/0 |
*8006/2- |
1726/0- |
*6453/3 |
0990/0 |
smb |
||
4812/0 |
3520/0 |
4917/0 |
ضریب تعیین |
|
||||
0019/0 |
0047/0 |
0052/0 |
احتمال آمارهF |
|||||
2513/1 |
0913/0 |
**4127/2 |
1154/0 |
**2213/2 |
2463/0 |
جزو ثابت |
Q5 |
|
*4115/3- |
5514/0- |
**2235/2 |
4109/0 |
*8432/2- |
3048/0- |
mkt |
||
1527/1 |
0942/0 |
0098/1 |
3410/0 |
**4872/2 |
2015/0 |
hml |
||
**4215/2 |
1524/0 |
*2069/3- |
6421/0- |
1212/1 |
3512/0 |
smb |
||
6477/0 |
5833/0 |
6940/0 |
ضریب تعیین |
|
||||
0254/0 |
0303/0 |
0228/0 |
احتمال آمارهF |
|||||
*،**،*** بهترتیب بیانکنندۀ معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصدند. |
منبع: یافتههای پژوهش
متغیر مدنظر در فرضیه دوم، جزو ثابت aH است. اگرaH بهطور معناداری بیشتر از صفر باشد، شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی بالا، هزینۀ سرمایۀ کمتری را نسبت به شرکتهای با کیفیت اطلاعاتی پایین کسب خواهند کرد. با توجه به نگاره (6) و نیز براساس کوانتیلهای اول و آخر و مقایسۀ آنها، فرضیه دوم پژوهش با استفاده از معیار کیفیت اطلاعات و معیار کیفیت افشا تأیید شده است.
نتیجهگیری
در این پژوهش، قیمتگذاری کیفیت محیط اطلاعاتی براساس کیفیت افشا بررسی شده است. در ارتباط با فرضیه اول پژوهش، مطابق با نتایج ارائهشده، کیفیت افشا بر قیمتگذاری کیفیت اطلاعات تأثیر میگذارد. کیفیت اطلاعات حسابداری بر بازدهی بهصورت مستقیم و غیرمستقیم تأثیر میگذارد. اطلاعات حسابداری با کیفیت بالا بر تصمیمات واقعی شرکت اثر میگذارد و این بهنوبۀخود بر ارزش مورد انتظار جریانهای نقدی اثر میگذارد. اگر اطلاعات بهتر، مقدار جریان نقدی شرکت را که مدیران برای خودشان مناسب میدانند، کاهش میدهد، بهبود در افشا، نهتنها قیمت شرکت را بالا میبرد، موجب کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت میشود. کیفیت افشا منجر میشود اطلاعات خصوصی در قیمتها با سرعت بیشتری، انعکاس و ریسک اطلاعات نامتقارن برای سرمایهگذاران نامطلع کاهش یابند [14]؛ زیرا معاملات گروهی سرمایهگذاران مطلع منجر میشود اطلاعات باکیفیتتری در قیمت تعادلی انعکاس یابند. وقتی کیفیت افشا کامل باشد، هیچ تفاوتی نمیکند که آیا برخی سرمایهگذاران اطلاعات با کیفیت بالاتری نسبت به دیگری داشته باشند. نتایج حاصل از این فرضیه با پژوهشهای بوتاسن و پالملی [11] مطابقت دارند.
در ارتباط با فرضیه دوم پژوهش، کیفیت افشا به تفاوت در هزینۀ سرمایه بین شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی بالا با شرکتهای دارای کیفیت اطلاعاتی پایین منجر میشود. افشای اطلاعات باکیفیت، ابهام کلی را کاهش میدهد؛ بنابراین نفعی کاهش مییابد که سرمایهگذاران مشخص از کسب اطلاعات خصوصی دربارۀ شرکت به دست میآورند. در حالت کیفیت افشا کامل، اثر کاهش نقدشوندگی ناشی از بیتمایلی برخی سرمایهگذاران مشخص به جمعآوری اطلاعات خصوصی و مشارکت در دادوستد سهام شرکت، ناچیز و قابل چشمپوشی است؛ با این حال، در وضعیت کیفیت افشا ضعیف، این اثرْ معنادار و قابل اندازهگیری است؛ بهویژه برای افشائیاتی که مستلزم ریسک منحصربهفرد شرکت و نه عوامل در سطح بازار است. نتایج حاصل از این فرضیه با پژوهشهای ورچیا [37] همخوانی دارند.