نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری حسابداری، گروه حسابداری، واحد مبارکه، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران
2 استادیار حسابداری، گروه حسابداری، واحد شاهین‌شهر، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران
3 استادیار اقتصاد، گروه حسابداری، واحد مبارکه، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران
4 استادیار حسابداری، گروه حسابداری، واحد نجف‌آباد، دانشگاه آزاد اسلامی، نجف‌آباد، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Financial statement comparability reduces the information asymmetry between managers and investors not only by making it easier for investors to identify timelier signals about the profitability of projects undertaken by managers, but also by enabling investors to extract from comparable peers information useful for monitoring firms’ use of corporate resources, thereby making them less reliant on the disclosures made by the firms. This research examines the impact of financial statement comparability on the marginal value of cash holdings and capital expenditure. In order to measure the financial statement comparability, this study uses the method of De Franco et al. The sample consists of 122 companies listed on Tehran Stock Exchange for the period 2013 to 2020. Since, the financial statement comparability is an endogenous variable, this study uses an instrumental variables approach and a Two-Stage Least Squares estimator to test the research hypotheses. Findings indicate that the increase in financial statement comparability increases the marginal value of cash holdings and the marginal value of capital expenditure.
Introduction
The purpose of this study is to examine the impact of financial statement comparability on the marginal value of cash holdings and the marginal value of capital expenditure of firms listed on Tehran Stock Exchange (TSE).
Financial reporting provides rich information which allows creditors and investors to evaluate firm performance. Specifically, high-quality financial reporting reduces the information asymmetry between managers and shareholders and provides a better monitoring of managers’ investment decisions. Bushman and Smith (2001) suggest that high-quality financial reporting may provide more information to assess project profitability, leading to invest in value-creating projects and avoid from value-destroying projects; as a consequence, managers are less likely to make decisions at the expense of investors. As a result, financial reports with higher quality led to lower the cost of capital and increase related shareholder value.
Therefore, in firms with more comparable financial reports, external monitoring of managers is stronger and managers are more disciplined when using corporate resources. Therefore, investors believe that managers in firms with higher comparability will make better use of corporate resources, and assign more value to the firm. Comparability reduces the information asymmetry between managers and investors and make it easier for investors to understand and identify signals about the profitability of projects undertaken by managers. In addition, provide investors with more opportunity to use peer firms in order to asses firm performance. This is because comparability allows investors to make inferences about a firm’s performance from comparison with the performance and/or disclosures of the peer firms (Kim et al., 2021).
Comparability facilitates external monitoring of manager performance of using corporate resources in general and of corporate cash in particular. Specifically, financial statement comparability induces managers to use the cash more efficiently ex-ante. Therefore, the market will assign a higher value to the cash holdings of firms with more comparable financial statements. Since comparability facilitates investors’ monitoring of managers’ use of capital resources, managers will use corporate capital more efficiently ex-ante, and therefore investors will perceive capital expenditure to contribute more value to firms with greater financial statement comparability.
Based on the stated contents, the research hypotheses are presented as follows:
H1: The increase in financial statement comparability increases the marginal value of cash holdings.
H2: The increase in financial statement comparability increases the marginal value of capital expenditure.
Methods & Material
The statistical population in this research is all the companies listed on Tehran Stock Exchange and the period under investigation is from 2013 to 2020. In this research, the systematic elimination method was used to reach the sample, and 122 companies were selected as the research sample. In order to test the hypotheses, the instrumental variable approach and a two-stage least squares estimator (2SLS) have been used.
Instrumental variable methods are commonly used in accounting research to resolve econometric problems with observational data, such as when the outcome and explanatory variables are simultaneously determined. Another problem occurs when a variable that affects both the outcome and explanatory variables is not included in the regression model. Both of these problems frequently occur in accounting research. To resolve these problems, instrumental variable methods are used in both multiple equation models and single equation models. Because financial statement comparability is affected by other factors, endogeneity bias is created in the model and the results will not be reliable. In the prior studies that have been conducted in the field of the comparability of financial statements, the possibility of this issue has not been mentioned, and the ordinary least squares approach has been used. Because the financial statement comparability is an endogenous variable, an instrumental variable approach and a two-stage least squares estimator (2SLS) have been used to test the research hypotheses.
Findings
Findings of first hypothesis shows that financial statement comparability has a significant and positive effect on the marginal value of cash holdings. In addition, findings of second hypothesis shows that financial statement comparability has a significant and positive effect on the marginal value of capital expenditure.
Conclusion & Results
Findings of this study indicate as firms’ financial information becomes more comparable, corporate cash holdings are more valuable to shareholders, and capital expenditure contributes more to shareholder value. In addition, financial statement comparability provides investors with an opportunity to assess the firm performance, which in turn increases the efficacy of monitoring managerial investment decisions. This study contributes to the literature that examines the benefits of financial statement comparability. Based on the results enhanced efficiency in the use of corporate cash reserves and capital expenditure decisions, are two possible avenues through which comparability enhances shareholder value. This study also contributes to the literature on the value of cash holdings. Prior studies show that holding cash is, on average, value-destroying. This research suggests that the value destruction associated with cash holdings can be mitigated by financial statement comparability. Based on the findings, as the financial statement comparability increases the marginal value of cash holdings and the marginal value of capital expenditure increase. These findings are consistent with Kim et al. (2021)
* Corresponding author
کلیدواژه‌ها [English]
قابلیت مقایسه یعنی اینکه صورت‌های مالی باید به گونه‌ای تهیه شود که بتوان آنها را با هم مقایسه کرد نه اینکه از روش‌های حسابداری مشابه و یکنواخت استفاده نمود. در برخی موارد اطلاعاتی که از تفاوت‌ها می‌توان کسب کرد بیشتر از اطلاعاتی است که از شباهت‌ها بدست می‌آید؛ البته به شرطی که قابل توضیح باشد. قابلیت مقایسه فراتر از یکنواختی است. یکنواختی وسیله‌ای برای رسیدن به هدف است در صورتی که قابلیت مقایسه هدف نهایی است (Financial Accounting Standards Board, 1980). قابلیت مقایسه صورت‌های مالی[1] دسترسی سرمایه‌گذاران به اطلاعات مربوط به همتایان مشابه را تسهیل می‌کند و از این طریق شناسایی اطلاعات صورت‌های مالی در میان شرکتهای مشابه را برای سرمایه‌گذاران ساده می‌کند. سرمایه‌گذاران با دسترسی به اطلاعات مربوط به شرکتهای مشابه نه تنها می‌توانند درک بهتری از عملکرد یک شرکت داشته باشند بلکه می‌توانند اطلاعات مرتبط با ارزش را بر اساس عملکرد شرکتهای مشابه بدست آورند (Kim et al., 2021).
از طرف دیگر، وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای از مهمترین منابع شرکت می‌باشند که در اختیار مدیران است. بخش قابل توجهی از داراییهای شرکت وجه نقد می‌باشد. بر همین اساس، آگاهی از این منابع، نحوه استفاده مدیران از آنها و عوامل مؤثر بر آنها، بسیار ضروری است. وجوه نقد بخش زیادی از داراییهای شرکت را تشکیل می‌دهد که سبب کاهش هزینه‌های تأمین مالی خارجی شده و همچنین به دلیل دسترسی مدیران به آن، احتمال سوءاستفاده از آن وجوه نیز افزایش می‌یابد. مخارج سرمایه‌ای نیز به عنوان منبعی برای موفقیت شرکت در بلند‌مدت به‌شمار می‌رود. اندازه این مخارج و تصمیم‌های مربوط به آنها نشان‌دهنده وضعیت آتی شرکت می‌باشد.
شایان ذکر است که پژوهشی با عنوان قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و استفاده مدیران از منابع شرکتی توسط بهنام‌پور، هاشمی دهچی و ایزدی نیا (1402) انجام شده که تأثیر قابلیت مقایسه بر نحوه استفاده مدیران از منابع شرکتی شامل نگهداشت وجه نقد و مخارج سرمایه‌ای و همچنین تأثیر قابلیت مقایسه بر کارایی سرمایه‌گذاری برای 102 شرکت در دورة زمانی 1390 تا 1398 با استفاده از الگوی رگرسیون چند متغیره مبتنی بر داده‌های ترکیبی مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج نشان داد که قابلیت مقایسه بر ارزش نهایی نگهداشت وجه نقد و کارایی سرمایه‌گذاری تأثیر مثبت و معناداری دارد ولی بر ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای تأثیر معناداری ندارد. اما در پژوهش حاضر رابطه قابلیت مقایسه صورت‌های مالی با ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد و ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای با در نظر گرفتن مسئله درونزایی برای 122 شرکت در دورة زمانی 1392 تا 1399 بررسی می‌گردد و به دلیل درون‌زا بودن متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی از رویکرد متغیرهای ابزاری[2] و برآوردگر حداقل مربعات دومرحلهای[3] استفاده می‌شود.
نوآوری پژوهش حاضر علاوه بر گسترش ادبیات مربوط به مزایای قابلیت مقایسه، لحاظ نمودن مسئله درونزایی متغیر قابلیت مقایسه و رفع تورش درونزایی[4] آن با استفاده از روش متغیرهای ابزاری می‌باشد. یک متغیر زمانی درون‌زا تلقی می‌شود که با اجزای اخلال همبستگی معناداری داشته باشد. در مواقعی که حداقل یکی از متغیرهای مستقل مدل رگرسیونی درون‌زا[5] باشد، می‌توان انتظار داشت که در مدل رگرسیونی مشکلی ایجاد شود؛ زیرا در این صورت، این متغیر با جزء خطا همبستگی داشته و برآورد مدل با استفاده از برآوردگر حداقل مربعات معمولی[6]، برآوردهای تورشدار و ناسازگاری را نتیجه خواهد داد. این پژوهش اولین پژوهش داخلی است که در موضوعی مرتبط با مفهوم قابلیت مقایسه و ارتباط آن با متغیرهای دیگر، اقدام به شناسایی متغیر قابلیت مقایسه به عنوان یک متغیر درون‌زا و سپس رفع تورش درونزایی با بکارگیری رویکرد متغیرهای ابزاری می‌نماید. بدین منظور با مراجعه به پژوهش‌های پیشین و بر اساس ادبیات موجود، متغیرهایی که تأثیر معنی‌داری بر قابلیت مقایسه داشته‌اند، به عنوان کاندیدای متغیر ابزاری انتخاب شده‌اند. در پژوهش حاضر متغیرهای اندازه حسابرس، دوره تصدی حسابرس، نوسان بازده داراییها، مدیریت سود، اندازه کمیته حسابرسی، تخصص اعضای کمیته حسابرسی، استقلال کمیته حسابرسی و استقلال هیأت مدیره به عنوان متغیرهای ابزاری استفاده شده‌اند. سپس از آزمون سارگان[7] برای بررسی اعتبار متغیرهای ابزاری و برای بررسی و اثبات درونزایی متغیر قابلیت مقایسه، از آزمون دوربین – وو- هاسمن[8] استفاده شده است. از آماره اف فیشر و آماره کای دو سندرسون – وایندمیجر[9] نیز برای بررسی وجود رابطه بین متغیرهای ابزاری و متغیر درون‌زای مدل (قابلیت مقایسه) استفاده می‌شود. با توجه به موارد فوق، تفاوت اصلی پژوهش حاضر با پژوهش بهنام‌پور و همکاران (1402)، استفاده از رویکرد متغیرهای ابزاری و برآوردگر حداقل مربعات دومرحلهای و رفع تورش درونزایی می‌باشد. در ادامه، مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش بیان شده، سپس فرضیه‌ها و روش پژوهش و در انتها یافته‌ها و نتیجه‌گیری ارائه شده است.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
گزارشگری مالی، اطلاعاتی غنی از شرکت را فراهم می‌کند و به سرمایه‌گذاران اجازه می‌دهد که عملکرد شرکت را ارزیابی کرده و بر استفاده شرکتها از منابع، نظارت داشته باشند. کیفیت بالای گزارشگری مالی عدم تقارن اطلاعاتی[10] بین مدیران و سهامداران را کاهش داده و امکان نظارت بهتر بر تصمیم‌های سرمایه‌گذاری مدیران را فراهم می‌کند. سرمایه‌گذاران، سودآوری پروژه‌ها را بهتر ارزیابی می‌کنند و در نتیجه از پروژه‌های کاهنده ارزش اجتناب کرده و می‌توانند در پروژه‌های ارزش‌آفرین سرمایه‌گذاری کنند و احتمال اینکه تصمیم‌های مدیران برخلاف منافع سرمایه‌گذاران باشد، کمتر است (Bushman & Smith, 2001). گزارش‌های مالی با کیفیت بالاتر، باعث کاهش هزینه سرمایه و افزایش ارزش شرکت می‌شود. در نتیجه برای شرکت‌هایی که گزارش‌های مالی آنها قابل مقایسه‌تر است، نظارت بر مدیران قوی‌تر است و مدیران هنگام استفاده از منابع شرکت منظم‌تر و منضبط‌تر عمل می‌کنند. از این رو، سرمایه‌گذاران در شرکتهای با قابلیت مقایسه بیشتر انتظار دارند که مدیران از منابع شرکت بهتر استفاده کنند و احتمال کاهش ارزش شرکت به میزان کمتری رخ می‌دهد (Kim et al., 2021).
قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، نظارت و بررسی دقیق سرمایه‌گذاران در استفاده مدیران از منابع شرکت را تسهیل کرده و سبب افزایش ارزش شرکت می‌شود. همچنین سبب وابستگی کمتر آنها به افشای اطلاعات شرکتها می‌شود. زیرا مقایسه‌پذیری به سرمایه‌گذاران اجازه می‌دهد تا در مورد عملکرد یک شرکت از طریق مقایسه عملکرد و یا افشای همتایان شرکت نتیجه‌گیری کنند. سطح بالاتری از قابلیت مقایسه، درک و ارزیابی استفاده مدیران از منابع شرکت را برای سرمایه‌گذاران آسان‌تر می‌کند. از این‌رو صورت‌های مالی قابل مقایسه، نظارت بهتر بر استفاده مدیران از منابع شرکت را تسهیل می‌کند و بنابراین مدیران کمتر از منابع شرکت سوءاستفاده کرده و ارزش شرکت کمتر کاهش خواهد یافت. در نتیجه فرض می‌شود که قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، کارایی استفاده مدیران از منابع شرکت را افزایش می‌دهد (Kim et al., 2021).
منابع یک شرکت می‌تواند شامل ذخایر نقدی و مخارج سرمایه‌ای باشد. تمرکز بر تصمیم‌های مربوط به منابع شرکت از این بابت اهمیت دارد که این تصمیم‌ها نه تنها به طور قابل توجهی بر ارزش شرکت تأثیر می‌گذارد، بلکه ممکن است منجر به تضاد منافع احتمالی بین مدیران و سهامداران شود. نگهداری وجوه نقد از یک طرف به شرکتها اجازه می‌دهد تا ریسک و هزینه‌های تأمین مالی خارجی را کاهش داده و از سرمایه‌گذاری‌های کمتر از حد در آینده اجتناب کنند و از سوی دیگر، به دلیل دسترسی آسان مدیران به وجوه نقد، می‌توانند از این وجوه به هزینه سهامداران سوءاستفاده نمایند (Dittmar & Mahrt-Smith, 2007). مخارج سرمایه‌ای نیز یکی از تصمیم‌های با اهمیت مربوط به مخارج و عامل مهمی در موفقیت بلند‌مدت شرکتها است. با این حال، چنین مخارجی می‌تواند کانالی باشد که مدیران از مزایای کنترل خصوصی برای منفعت‌طلبی خود استفاده کنند. این مخارج به عنوان بخشی از استراتژی تصمیم‌های سرمایه‌گذاری و نیز یکی از تصمیم‌های مهم برای افزایش ارزش و اندازه شرکت، تلقّی می‌شود. از این رو برای پی بردن به سودآوری پروژه‌ها و موفقیت آنها در کسب اهداف شرکت، لازم است که سرمایه‌گذاران اطلاعات مفید و مهمی را در دست داشته باشند.
براساس پژوهش فالکندر و وانگ ارزش یک ریال سرمایه‌گذاری در وجوه نقد، کمتر از ارزش اسمی یک ریال است؛ یعنی به ازای هر واحد افزایش در وجه نقد، ارزش نهایی به مبلغ کمتری افزایش می‌یابد (Faulkender & Wang, 2006). باتز، چنگ و چی دریافتند که ارزش نهایی وجه نقد طی زمان تغییر می‌کند. دلیل آن حضور بازارهای ناقص است که ویژگی‌هایی چون عدم تقارن اطلاعاتی و تضاد منافع را در‌بردارند (Bates, Chang, & Chi, 2018). ارزش وجوه نقد نگهداری‌شده نشان‌دهنده ارزیابی سرمایه‌گذاران از نحوه استفاده از وجوه نقد است. مزیت نگهداری وجوه نقد، سرمایه‌گذاری در پروژه‌هایی است که به وجوه ناشی از تأمین مالی خارجی متکی نیست، اما در صورت وجود مسئله نمایندگی، مدیران ممکن است با اتخاذ تصمیم‌های سرمایه‌گذاری ناکارآمد از وجوه نقد شرکت برای به دست آوردن منافع شخصی سوءاستفاده کنند (Dittmar & Mahrt-Smith, 2007 Faulkender & Wang, 2006;). نظارت بیشتر توسط سرمایه‌گذاران می‌تواند کاهش ارزش مربوط به نگهداری وجه نقد را کاهش دهد. دیتمار و ماهرت-اسمیت دریافتند که ارزش نهایی وجه نقد با حاکمیت شرکتی قوی افزایش می‌یابد. حاکمیت شرکتی قوی نظارت خوبی بر رفتار مدیران فراهم می‌کند، که از طریق تأثیر آن بر نگهداشت وجوه نقد تأثیر زیادی بر ارزش شرکت دارد (Dittmar & Mahrt-Smith, 2007).
قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، سبب افزایش نظارت بر استفاده مدیران از منابعی همچون وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای شرکت شده و باعث می‌شود که مدیران از وجوه نقد نگهداری شده به طور کارآمدتر از قبل استفاده کنند. درنتیجه بازار به وجوه نقد نگهداری شده در شرکتهای با صورت‌های مالی قابل مقایسه‌تر ارزش بیشتری می‌بخشد. انتظار می‌رود که قابلیت مقایسه صورت‌های مالی قادر است عدم اطمینان ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش داده و به تبع آن واکنش منفی بازار نسبت به نگهداشت وجه نقد را تعدیل نماید. از این رو استدلال می‌شود که قابلیت مقایسه صورت‌های مالی رابطه مثبتی با ارزش نهایی وجوه نقد نگهداری شده دارد. به همین ترتیب، پیش‌بینی می‌شود که به دلیل تسهیل نظارت بر استفاده مدیران از منابع شرکت، مدیران این منابع را به طور مؤثرتری به‌کار بگیرند و بنابراین سرمایه‌گذاران با درنظر گرفتن مخارج سرمایه‌ای ارزش بیشتری را برای شرکتهای با قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بالاتر قائل می‌شوند و در نتیجه قابلیت مقایسه صورت‌های مالی رابطه مثبتی با ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای دارد (Kim et al., 2021).
دی‌فرانکو، کوتاری و وردی در پژوهشی با عنوان مزایای قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در کشور آمریکا، مبنایی برای سنجش قابلیت مقایسه ارائه نمودند. آنها دریافتند که بین قابلیت مقایسه و دقت پیش‌بینی تحلیل‌گران رابطه مثبت و بین قابلیت مقایسه و پراکندگی پیش‌بینی‌های تحلیل‌گران رابطه منفی وجود دارد. همچنین، قابلیت مقایسه موجب کاهش هزینه تحصیل و پردازش اطلاعات و افزایش کمیت و کیفیت کلی اطلاعات موجود برای تحلیل‌گران درباره شرکت می‌شود (De Franco, Kothari, & Verdi, 2011).
حبیب، حسن و الهادی تأثیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر داراییهای نقدی را در یک نمونه بزرگ از شرکتهای آمریکایی از سال 1981 تا 2013 با استفاده از رگرسیون چندگانه بررسی کردند. نتایج نشان داد افزایش قابلیت مقایسه، باعث کاهش هزینه‌های کسب اطلاعات و کاهش ارزش وجه نقد شرکت می‌شود که بر محدودیت‌های تأمین مالی کیفیت گزارشگری مالی و حاکمیت شرکتها مؤثر است. (Habib, Hasan, & Al-Hadi, 2017).
کمپبل و یونگ پژوهشی را تحت عنوان قابلیت مقایسه سود، شباهت‌های حسابداری و بازده سهام از سال 1997 تا 2006 در شرکتهای آمریکایی با استفاده از رگرسیون چندگانه انجام دادند. نتایج نشان داد که قابلیت مقایسه سود، شامل انتخاب‌ها و برآوردهای حسابداری شرکتها، تعدیلات مشابهی دارند. آنها دریافتند که سرمایه‌گذاران واکنش کمتری به مفاهیم قابلیت مقایسه سود نشان می‌دهند (Campbell & Yeung, 2017).
کیم و همکاران در پژوهشی تأثیر قابلیت مقایسه بر استفاده مدیران از منابع شرکت در کشور آمریکا طی دوره 1990 تا 2013 را با استفاده از مدل رگرسیون چندگانه بررسی نمودند. نتایج نشان داد که با افزایش قابلیت مقایسه، ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای افزایش می‌یابد (Kim et al., 2021).
مهرورز و مرفوع (1395) در پژوهشی به تبیین رابطه بین قابلیت مقایسه و آگاهی‌بخشی سهام در خصوص سودهای آتی برای 85 شرکت بورسی در طی سالهای 1386 الی 1389 با استفاده از الگوی رگرسیون چند متغیره پرداختند. نتایج نشان داد که بین قابلیت مقایسه و آگاهی‌بخشی قیمت سهام رابطه مثبتی وجود ندارد.
زلقی، افلاطونی و خزایی (1396) در پژوهشی عوامل مؤثر بر قابلیت مقایسه در 120 شرکت در طی دوره 1384 تا 1394 را با استفاده از سه معیار سود – بازده، اقلام تعهدی – جریان‌های نقدی عملیاتی و سود – هزینه سهام برای برآورد ارتباط بین خروجی سیستم حسابداری و وقایع اقتصادی بررسی نمودند. نتایج نشان داد که بر اساس معیار اول، اندازه موسسه حسابرسی، دوره تصدی حسابرس و نوسانات بازده داراییها اثر معناداری بر قابلیت مقایسه دارند. نتایج بر اساس معیار دوم نشان داد که مدیریت سود و اندازه شرکت تأثیر معناداری بر قابلیت مقایسه دارند. بر اساس معیار سوم نیز اندازه موسسه حسابرسی، دوره تصدی حسابرس، مدیریت سود و نوسانات بازده داراییها تأثیر معناداری بر قابلیت مقایسه دارند.
خزائی، زلقی و افلاطونی (1398) در پژوهشی تأثیر توانایی مدیریت بر میزان قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در 120 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را در بازه 1384 تا 1396 بررسی نمودند. نتایج نشان داد که توانایی مدیریت، تأثیر مثبت و معناداری بر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی دارد و با توجه به یافته‌های پژوهش، شرکتها می توانند با به کارگیری مدیران تواناتر، قابلیت مقایسه صورت‌های مالی را تقویت کنند.
شکری دوغ آبادی و مرادی (1398) در پژوهشی رابطه بین قابلیت مقایسه با مدیریت سود را برای 146 شرکت طی سالهای 1390 تا 1396 با استفاده از مدل رگرسیون چندگانه بررسی نمودند. نتایج نشان داد که بین قابلیت مقایسه و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدیریت سود واقعی رابطه معناداری وجود ندارد.
بهنام‌پور و همکاران (1402) در پژوهشی رابطه قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و استفاده مدیران از منابع شرکتی را برای 102 شرکت طی سالهای 1390 تا 1398 با استفاده از مدل رگرسیون چند متغیره مبتنی بر داده‌های ترکیبی بررسی نمودند. نتایج نشان داد که قابلیت مقایسه بر ارزش نهایی نگهداشت وجه نقد و کارایی سرمایه‌گذاری تأثیر مثبت و معناداری دارد ولی بر ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای تأثیر معناداری ندارد.
فرضیه‌های پژوهش
با توجه به مبانی نظری، فرضیه‌های زیر برای این پژوهش تدوین شده است:
فرضیه اول: افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی باعث افزایش ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد می‌شود.
فرضیه دوم: افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی باعث افزایش ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای می‌شود.
روش پژوهش
پژوهش حاضر از لحاظ هدف کاربردی است و از نظر ماهیت، توصیفی - همبستگی، از نظر رویکرد، پس‌رویدادی و براساس ماهیت داده‌ها نیز از نوع کمّی است. جهت گردآوری اطلاعات در مورد مبانی نظری و ادبیات پژوهش از روش کتابخانه‌ای و برای گردآوری داده‌های پژوهش نیز از گزاش‌های مالی موجود در وب‌گاه[11] سازمان بورس اوراق بهادار تهران و همچنین بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین استفاده شد. برای محاسبات مربوط به متغیرها و تجزیه و تحلیل نهایی نیز از نرم‌افزارهای اکسل[12] و استتا[13]نسخه 17 استفاده شده است. در این پژوهش برای بررسی رابطه قابلیت مقایسه با ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد و ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای از رویکرد متغیرهای ابزاری و برآوردگر حداقل مربعات دومرحلهای استفاده می‌شود. در پژوهش‌های حسابداری، به دو دلیل از رویکرد متغیرهای ابزاری استفاده می‌شود. اوّلین مورد این است که حداقل یکی از متغیرهای مستقل مدل، توسط مجموعه‌ای از متغیرهای دیگر، تبیین شود و بخشی از مقادیر آن متغیر مستقل، از درون مدل رگرسیون و به‌صورت درون‌زا، حاصل گردد. به این مسئله تورش درونزایی گفته می‌شود. مورد دوم زمانی است که یک متغیر اثرگذار بر هر دو گروه متغیرهای مستقل و وابسته، در مدل حضور نداشته باشد. در این حالت، تورش متغیر محذوف[14][15] رخ می‌دهد. این موارد، به‌وفور در پژوهش‌های حسابداری رخ می‌دهند و برای غلبه بر آنها می‌توان از رویکرد متغیرهای ابزاری استفاده کرد (Larcker & Rusticus, 2010).
در پژوهش حاضر، متغیر مستقل قابلیت مقایسه، از عوامل متعددی تأثیر می‌پذیرد. در این حالت به واسطه نقض یکی از فروض کلاسیک رگرسیون چندگانه، مبنی بر عدم وجود همبستگی بین جمله خطای مدل و متغیرهای مستقل، برآوردگر حداقل مربعات معمولی دیگر سازگار نیست و نمی‌توان به پارامترهای برآوردی آن اتکا کرد. لذا برای غلبه بر تورش درونزایی در این پژوهش از رویکرد متغیرهای ابزاری و برآوردگر حداقل مربعات دومرحلهای استفاده می‌شود. در پژوهش‌های پیشین مانند رحمانی و قشقایی (1396)، شکری دوغ‌آبادی و مرادی (1398) و مهرورز و مرفوع (1395) که در زمینه قابلیت مقایسه انجام گردیده به امکان ایجاد تورش درونزایی اشاره نشده و در آنها از رویکرد حداقل مربعات معمولی استفاده شده است.
جامعه آماری و نمونه پژوهش
جامعة آماری این پژوهش شامل کلیة شرکتهای پذیرفته شده در بازار اوراق بهادار تهران در دورة زمانی 1392 الی 1399 است. با استفاده از روش نمونه‌گیری حذفی منظم و با اعمال شرایط زیر شرکت‌هایی که این شرایط را نداشتند، از نمونه آماری این پژوهش کنار گذاشته شده‌اند:شدهشند
از آنجا که متغیر قابلیت مقایسه در بین شرکتهای هر صنعت و جدا از سایر صنایع محاسبه می‌شود؛ لذا پس از اعمال شرایط فوق، تنها صنایعی در نظر گرفته شدند که حداقل پنج شرکت در آنها فعال باشند. در نهایت با توجه به اعمال محدودیت‌ها، 122 شرکت (976 مشاهده) در یازده صنعت به عنوان نمونه انتخاب گردید.
متغیرهای پژوهش
متغیرهای وابسته
ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد
برای اندازه‌گیری ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد به استناد پژوهش کیم و همکاران، ماسولیس، وانگ و ژی، صفری گرایلی و دهقان (1396) و حسن‌پور و صفری گرایلی (1398)، از مدل ارائه شده توسط فالکندر و وانگ که در آن بازده غیرعادی سهام بر روی تغییرات وجه‌نقد و سایر متغیرهای کنترلی مؤثر بر آن رگرس می‌شود استفاده شده است (Kim et al, 2021; Masulis, Wang & Xie, 2009; Faulkender & Wang, 2006) که به شرح مدل (1) می‌باشد:
|
مدل(1) |
|
در مدل (1)، ΔCashitتغییرات در وجه‌نقد شرکت i در سال t، Institutionsit مالکیت نهادی شرکت i در سال t، Cashit وجه نقد شرکت i در سال t، Leverageit اهرم مالی شرکت i در سال t، ΔEarningsit تغییرات در سود خالص شرکت i در سال t، ΔNCAit تغییر در داراییهای غیرنقدی شرکت i در سال t، ΔInterestit تغییر در هزینه‌های مالی شرکت i در سال t، ΔDividendit تغییر در سود سهام شرکت i در سال t، NetFinancingit خالص تأمین مالی شرکت i در سال t، Yrt برای کنترل اثرات ثابت سال، Ink برای کنترل اثرات ثابت صنعت در مدل بکار گرفته می‌شود و ɛit جزء خطای مدل رگرسیون شرکت i در سال t می‌باشد. AbRetit نیز بازده غیرعادی سهام شرکت i در سال t می‌باشد و به پیروی از پژوهش حجازی، ویسی حصار و فاطری (1398)، بازده غیرعادی سهام از تفاوت بازده واقعی شرکت و بازده بازار به شرح رابطه (1) محاسبه می‌شود:
|
رابطه(1) |
|
در رابطه (1)، Rit بازده واقعی سهام شرکت i در دوره t و Rmt بازده بازار سهام در دوره t می‌باشد. Rit بازده واقعی شرکت، برابر با تغییرات قیمت سهام و مزایای نقدی، سود سهمی و حق تقدم سهام تقسیم بر قیمت سهام در ابتدای دوره است که به شرح رابطه (2) محاسبه می‌شود:
|
رابطه(2) |
|
در رابطه (2)، Pt قیمت سهام در پایان دوره t، Pt-1 نشانگر قیمت سهام در ابتدای دوره t، Dt سود نقدی پرداختی در سال t، α درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده نقدی، β درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته‌ها و C مبلغ اسمی پرداخت شده توسط سرمایه‌گذار برای افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده نقدی می‌باشد. همچنین برای محاسبة بازده بازار (Rm)، از شاخص قیمت و بازده نقدی بورس اوراق بهادار تهران (TEDPIX) استفاده می‌شود که به شرح رابطه (3) محاسبه می‌شود:
|
رابطه(3) |
|
شایان ذکر است که در مدل (1) ضریب متغیر ΔCashit (β1) تغییر در ارزش بازار سهام به ازای یک ریال افزایش در مانده وجه‌نقد شرکت را نشان می‌دهد که همان ارزش نهایی نگهداشت وجه‌نقد یا به عبارت دیگر، برآوردی تجربی از ارزش بازار یک ریال اضافی داراییهای نقدی است.
ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای
جهت سنجش این متغیر به استناد پژوهش کیم و همکاران (2021) و ماسولیس و همکاران (2009) از الگویی مشابه الگوی سنجش ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد که در آن بازده غیرعادی سهام بر روی تغییرات مخارج سرمایه‌ای و سایر متغیرهای کنترلی مؤثر بر آن رگرس می‌شود استفاده شده است که به شرح مدل (2) می‌باشد:
|
مدل(2) |
|
که در آن ΔCapexit نشان‌دهنده تغییر مخارج سرمایه‌ای شرکت i در سال t، Capexit مخارج سرمایه‌ای شرکت i در سال t و سایر متغیرها همانند متغیرهای مدل (1) می‌باشند. در مدل (2) ضریب متغیر ΔCapexit (β1) تغییر در ارزش بازار سهام به ازای یک ریال افزایش در مخارج سرمایه‌ای شرکت را نشان می‌دهد که همان ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای یا به عبارت دیگر، برآوردی تجربی از ارزش بازار یک ریال اضافی در مخارج سرمایه‌ای است.
متغیر مستقل
متغیر مستقل این پژوهش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی می‌باشد که به پیروی از پژوهش فروغی و قاسم‌زاد (1394)، برای اندازه‌گیری آن از معیار دی‌فرانکو و همکاران (2011) استفاده شده است. در این معیار از میزان همبستگی سود - بازده یک زوج شرکت یک صنعت خاص استفاده می‌شود. در این مدل دو شرکت زمانی مشابه در نظر گرفته می‌شوند که برای مجموعه‌ای از رویدادهای اقتصادی یکسان (مثل بازده)، گزارش‌های مالی (مثل سود حسابداری) مشابهی ارائه کرده باشند. برای اندازه‌گیری قابلیت مقایسه بین دو شرکت i و j، ابتدا برای هر شرکت - سال مدل رگرسیونی به شرح مدل (3) با استفاده از داده‌های سری زمانی شش‌ماهه برای دوره چهارساله اخیر منتهی به پایان سال tبرآورد می‌شود:
|
مدل(3) |
|
که در آن Earningsi,k سود خالص شرکت i در شش ماههk تقسیم بر ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای شش ماهه و Returni,k بازده سهام شرکت i در شش ماهه k می‌باشد. ضرایب برآورد شده از مدل (3) برای هر شرکت - سال، معیاری از عملیات حسابداری آن شرکت است؛ یعنی αi و βi نشان‌دهنده عملیات حسابداری شرکت i و αj و βj نیز معرف عملیات حسابداری شرکت j است. شباهت بین عملیات حسابداری دو شرکت، میزان قابلیت مقایسه بین دو شرکت را نشان می‌دهد. به منظور برآورد تفاوت بین عملیات حسابداری دو شرکت i و j از مفهوم قابلیت مقایسه (ارائه گزارش‌های مشابه درباره مجموعه‌ای از رویدادهای مشابه) استفاده می‌شود. از این رو؛ در هر سال از طریق روابط (4) و (5) سود شرکت i به طور جداگانه یکبار با ضرایب خود شرکت i و یکبار با ضرایب شرکت j، اما با بازده شرکت i (رویداد مشابه) برای دوره زمانی مشابه با دوره زمانی مدل (1) پیش‌بینی می‌شود:
|
رابطه(4) |
|
|
رابطه(5) |
|
در این روابط E(Earnings)𝑖𝑖,k سود پیش‌بینی‌شده شرکت i و شش ماهه K با استفاده از ضرایب شرکت i و بازده سهام شرکت i و E(Earnings)𝑖𝑗,kسود پیش‌بینی‌شده شرکت i و شش ماهه K با استفاده از ضرایب شرکت j و بازده سهام شرکت i می‌باشد. قابلیت مقایسه بین دو شرکت i و j در سال t به شرح رابطه (6) محاسبه می‌شود:
|
رابطه(6) |
|
مقدار عددی بالاتر برای قابلیت مقایسه که از رابطه فوق محاسبه می‌شود، نشان‌دهنده قابلیت مقایسه بیشتر بین دو شرکت است. به طریق مشابه برای هر سال و هر جفت شرکت i با شرکتهای j عضو یک صنعت؛ معیار قابلیت مقایسه صورت‌های مالی محاسبه گردید. در نهایت میانگین چهار عدد بزرگتر محاسبه شده برای آن، معیار قابلیت مقایسه شرکت i تعریف می‌شود که با compAcctit نشان داده می‌شود.
متغیرهای ابزاری
دوره تصدی حسابرس
لگاریتم طبیعی تعداد سال‌هایی است که حسابرس، مسئولیت حسابرسی مالی صاحبکار را بر عهده دارد.
اندازه حسابرس
در صورتی که حسابرس شرکت سازمان حسابرسی باشد، عدد یک و اگر توسط سایر مؤسسات حسابرسی عضو جامعه حسابداران رسمی حسابرسی شده باشد، عدد صفر به این متغیر اختصاص داده می‌شود.
نوسان بازده داراییها
معادل انحراف معیار بازده داراییها در سه سال اخیر است.
تخصص اعضای کمیته حسابرسی
از نسبت اعضای کمیته حسابرسی دارای تخصص مالی و حسابداری به کل اعضای این کمیته محاسبه می‌شود.
اندازه کمیته حسابرسی
اندازه کمیته حسابرسی بیانگر تعداد کل اعضای کمیته حسابرسی است.
استقلال کمیته حسابرسی
از نسبت اعضای مستقل کمیته به تعداد کل اعضای کمیته حسابرسی محاسبه می‌شود.
استقلال هیئت مدیره
از نسبت تعداد اعضای غیرموظف (مستقل) هیئت مدیره به تعداد کل اعضای هیئت مدیره محاسبه می‌شود.
مدیریت سود
برای اندازه‌گیری اقلام تعهدی اختیاری به عنوان شاخص مدیریت سود از مدل کازنیک (1999)، به شرح مدل (4) استفاده شده است:
|
مدل(4) |
|
در این مدل Ai,t-1 جمع دارایی‌هـای شـرکت i در ابتدای سال، ∆REVi,t تغییرات درآمد فروش شرکت i در هر سال نسبت به سال قبل، ∆RECi,t تغییرات حساب‌های دریافتنی شرکت i در هر سال نسبت به سال قبل، PPEi,t اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t، ∆CFOi,t تغییرات جریان‌های نقدی شرکت i در هر سال نسبت به سال قبل و ɛit بیانگر خطای مدل رگرسیون برای شرکت i در سال t می‌باشد. همچنین TAi,t کل اقـلام تعهـدی شـرکت i در سال t است که از رابطه (7) محاسبه می‌شود.
|
رابطه(7) |
|
در این رابطه ∆CAi,t تغییرات درارایی‌های جاری شرکت i در هر سال نسبت به سال قبل، ∆LCi,t تغییرات بدهی‌های جاری شرکت i در هر سال نسبت به سال قبل، ∆CASHi,t تغییرات وجه نقد شرکت i در هر سال نسبت به سال قبل، ∆STDi,t تغییرات حصه جاری بدهی‌های بلند‌مدت شرکت i در هر سال نسبت به سال قبل و DEPi,t هزینه استهلاک داراییهای ثابت و نامشهود شرکت i در سال t می‌باشد.
پس از برآورد مدل (4)، مقادیر خطای مدل (ɛit) نیز بدست می‌آید که بیانگر اقلام تعهدی اختیاری و شاخص مدیریت سود است.
متغیرهای کنترلی
مالکیت نهادی
سرمایه‌گذاران نهادی، سرمایه‌گذاران بزرگ نظیر بانکها، شرکتهای بیمه، شرکتهای سرمایه‌گذاری و غیره هستند که که حجم بزرگی از عملیات آنها به معامله سهامشان برمی‌گردد. علاوه بر این مطابق با تعریف بند 27 ماده 1 قانون بازار اوراق بهادار جمهوری اسلامی ایران، از سرمایه‌گذاران نهادی، هر شخص حقیقی یا حقوقی که بیش از 5 درصد و یا بیش از 5 میلیارد ریال از ارزش اسمی اوراق بهادار در دست انتشار را خریداری کند نیز جزء این گروه از سرمایه‌گذاران محسوب می‌شوند. لذا با بررسی یادداشت‌های همراه در صورت‌های مالی، درصد مالکیت این سرمایه‌گذاران مشخص می‌شود (فخاری و طاهری، 1389).
وجه نقد
نشان‌دهنده وجه نقد شرکت می‌باشد و با ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای دوره تعدیل می‌شود.
مخارج سرمایه‌ای ای
از تفاوت داراییهای ثابت انتهای دوره از ابتدای دوره به علاوه استهلاک محاسبه شده و با ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای دوره تعدیل می‌شود.
اهرم مالی شرکت
اهرم مالی شرکت که از تقسیم کل بدهی‌ها بر ارزش دفتری داراییها محاسبه می‌گردد.
تغییر در سود خالص شرکت
نشان‌دهنده تغییر در سود خالص شرکت در سال جاری نسبت به سال قبل می‌باشد و با ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای دوره تعدیل می‌شود.
تغییر در داراییهای غیر نقدی
تغییر در داراییهای غیر نقدی (کل داراییها صرفنظر از داراییهای نقدی) شرکت در سال جاری نسبت به سال قبل می‌باشد و با ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای دوره تعدیل می‌شود.
تغییر در هزینه مالی
نشان‌دهنده تغییر در هزینه مالی (بهره) شرکت در سال جاری نسبت به سال قبل می‌باشد و با ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای دوره تعدیل می‌شود (حجازی و همکاران، 1398).
تغییر در سود نقدی پرداختی سهام
نشان‌دهنده تغییر در سود نقدی پرداختی به سهامداران شرکت در سال جاری نسبت به سال قبل می‌باشد و با ارزش بازار سهام شرکت در ابتدای دوره تعدیل می‌شود.
خالص تأمین مالی
یک متغیر مجازی است که اگر شرکت در سال جاری سهام جدید منتشر کرده باشد عدد یک و در غیر این‌صورت عدد صفر به آن اختصاص داده می‌شود.
مدلهای پژوهش
به منظور آزمون فرضیه اول به پیروی از پژوهش کیم و همکاران (2021) از مدل (5) که بسط یافته مدل فالکندر و وانگ (2006) می‌باشد، استفاده شده است:
|
مدل(5) |
|
که در آن CompAcctit قابلیت مقایسه صورت‌های مالی شرکت i در سال t می‌باشد. شرح سایر متغیرها همانند متغیرهای مدل (1) می‌باشند.
همانطور که در مقدمه بیان شد، متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی در مدل (5)، متغیری درون‌زا می‌باشد. در صورتی که در پژوهش‌های پیشین، به مسئله درونزایی این متغیر پرداخته نشده است. لذا، این پژوهش به بررسی رابطه قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای با در نظر گرفتن مسئله درونزایی می‌پردازد. به این منظور برای برآورد مدل (5) از رویکرد متغیرهای ابزاری و برآوردگر حداقل مربعات دومرحلهای استفاده شده است. در این روش یک فرآیند دومرحلهای انجام می‌شود. در مرحله اول، مدل (6) که به آن رگرسیون مرحله اول[16] یا مدل خلاصه شده[17]می‌گویند، برآورد می‌شود. در مرحله دوم، مدل (7) با در نظر گرفتن نتایج حاصل از برآورد مدل (6) برآورد می‌شود. با توجه به اینکه مدلهای (6) و (7) به طور همزمان برازش می‌شوند، رویکرد متغیرهای ابزاری را حالت خاصی از معادلات همزمان در نظر می‌گیرند.
|
مدل(6) |
|
|
|
مدل(7) |
|
|
در مدلهای (6) و (7) منظور از Controls کلیه متغیرهای کنترلی مدل (5) و منظور از Instruments در مدل (6) متغیرهای ابزاری مورد استفاده در روش رگرسیون حداقل مربعات دومرحلهای می‌باشد. شایان ذکر است که متغیرهای ابزاری در این رویکرد باید دو ویژگی مهم داشته باشند. اول اینکه متغیرهای ابزاری نباید با جمله خطای مدل (7) همبستگی معنی‌داری داشته باشند، که به این ویژگی اعتبار ابزار می‌گویند. دوم اینکه متغیرهای ابزاری باید همبستگی قوی و معنی‌داری با متغیر درون‌زای مدل (در اینجا قابلیت مقایسه) داشته باشند تا بتوانند بیانگر اطلاعات نهفته در متغیر درون‌زا باشند. به این ویژگی متغیرهای ابزاری، ویژگی ارتباط گفته می‌شود (افلاطونی، 1395). به منظور یافتن متغیرهای ابزاری مناسبی که دو ویژگی فوق را به طور همزمان داشته باشند، به پژوهش‌های پیشین مراجعه شده و بر اساس ادبیات موجود، متغیرهایی که تأثیر معنی‌داری بر قابلیت مقایسه داشته‌اند، به عنوان کاندیدای متغیر ابزاری انتخاب شده‌اند. سپس با استفاده از آزمون‌های آماری موجود به بررسی ویژگی‌های اعتبار و ارتباط در این متغیرها پرداخته شده است. بر اساس پژوهش‌های زلقی و همکاران (1396)، حاجیها و آزاد‌زاده (1398) نبات‌دوست باغمیشه و محمدزاده (1395)، متغیرهای اندازه حسابرس، دوره تصدی حسابرس، نوسان بازده داراییها، مدیریت سود، اندازه کمیته حسابرسی، تخصص اعضای کمیته حسابرسی، استقلال کمیته حسابرسی و استقلال هیأت مدیره به عنوان متغیرهای ابزاری در پژوهش حاضر استفاده شده‌اند.
در مدل (7) در صورتی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد را افزایش می‌دهد که ضریب 3β مثبت و معنادار باشد. مثبت و معنادار بودن ضریب 3β بیانگر تأیید فرضیه اول می‌باشد.
به منظور آزمون فرضیه دوم به پیروی از پژوهش کیم و همکاران (2021) از مدل (8) که بسط یافته مدل فالکندر و وانگ (2006) می‌باشد، استفاده شده است:
|
مدل (8) |
|
شرح سایر متغیرها همانند متغیرهای مدل (1) و (2) می‌باشند.
بر اساس آنچه در آزمون فرضیه اول پژوهش بیان شد، در آزمون فرضیه دوم نیز با استفاده از رویکرد متغیرهای ابزاری و برآوردگر حداقل مربعات دو مرحله‌ای، مدلهای (9) و (10) به طور همزمان برازش می‌شوند.
|
مدل(9) |
|
|
|
مدل(10) |
|
|
در مدل (10) در صورتی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای را افزایش می‌دهد که ضریب 3β مثبت و معنادار باشد. مثبت و معنادار بودن ضریب 3β بیانگر تأیید فرضیه دوم می‌باشد.
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی
نتایج آمار توصیفی در نگاره (1) و (2) ارائه شده است. نتایج نشان می‌دهد کـه میانگین بازده غیرعادی سهام برابر با 448/0 می‌باشد، یعنی نسبت نرخ بازده واقعی سهام به نرخ بازده بازار سهام حدوداً 45 درصد است. میانگین قابلیت مقایسه برابر با 026/0- است که بیشتر از مقادیر گزارش‌شده در پژوهش‌های کیم و همکاران (2021)، چن، هارفورد و لین (2015) و اسلام (2018) می‌باشد (Kim et al., 2021; Chen, Harford, & Lin, 2015; Islam, 2018). این موضوع بیانگر این است که صورت‌های مالی شرکتهای نمونه در این پژوهش، از قابلیت مقایسه بالاتری برخوردارند. همچنین اختلاف اطلاعات حسابداری شرکتهای یک صنعت با یکدیگر به طور متوسط 6/2 درصد است و حدود 4/97 درصد شرکتهای نمونه از روش‌های یکسانی استفاده می‌کنند. براساس مدل اندازه‌گیری دی‌فرانکو و همکاران (2011) متغیر قابلیت مقایسه حداکثر صفر می‌باشد و در غیر این صورت بایستی منفی باشد. مقدار بزرگتر این معیار، نشانگر قابلیت مقایسه بالاتر است. حداقل و حداکثر قابلیت مقایسه نیز به ترتیب برابر با 203/0- و 002/0- می‌باشد. مقدار مثبت میانگین تغییرات وجه نقد (014/0) حاکی از آن است که میزان نگهداشت وجه نقد در حال افزایش است. میانگین درصد سهام در اختیار سهامداران نهادی حدود 70 درصد است. متوسط اهرم مالی شرکتهای نمونه برابر با 560/0 می‌باشد. به عبارت دیگر 56 درصد از داراییها از طریق استقراض تأمین شده است. میانگین تغییر در سود و تغییر داراییهای غیرنقدی نشان‌دهندة روند رو به رشد سود و جمع داراییهای شرکت طی دوره زمانی می‌باشد. همچنین میانگین دوره تصدی حسابرس 959/0 و حسابرسی 6/17 درصد از شرکتهای نمونه، توسط سازمان حسابرسی انجام شده است و به‌طور میانگین کمیته‌های حسابرسی این شرکتها دارای 84/2 عضو و حدود 67 درصد اعضای کمیته‌های حسابرسی دارای تخصص مالی و حسابداری می‌باشند. میانگین نوسان بازده داراییها نیز 7/6 درصد است. انحراف معیار بازده غیرعادی سهام 705/1 و قابلیت مقایسه 029/0 می‌باشد که بیانگر این است که بازده غیرعادی سهام، بیشترین و قابلیت مقایسه، کمترین پراکندگی را دارند.
نگاره 1. آمار توصیفی متغیرها
|
متغیر |
نماد |
میانگین |
انحراف معیار |
حداقل |
حداکثر |
|
بازده غیرعادی سهام |
AbRet |
488/0 |
705/1 |
050/2- |
318/22 |
|
قابلیت مقایسه صورت‌های مالی |
CompAcct |
026/0- |
029/0 |
203/0- |
002/0- |
|
تغییرات وجه نقد |
Δcash |
014/0 |
073/0 |
426/0- |
726/0 |
|
تغییرات مخارج سرمایه‌ای |
Δcapex |
047/0 |
350/0 |
706/1- |
952/3 |
|
مالکیت نهادی |
Institutions |
993/69 |
628 /19 |
000/0 |
100 |
|
وجه نقد |
Cash |
049/0 |
078/0 |
000/0 |
127/1 |
|
مخارج سرمایه‌ای |
Capex |
063/0 |
163/0 |
837/1- |
726/1 |
|
اهرم مالی |
Leverage |
560/0 |
201/0 |
031/0 |
565/1 |
|
تغییرات در سود خالص |
Δearnings |
057/0 |
211/0 |
040/2- |
374/1 |
|
تغییرات در داراییهای غیرنقدی |
ΔNCA |
263/0 |
491/0 |
785/2- |
056/7 |
|
تغییرات در هزینه‌های مالی |
Δinterest |
006/0 |
069/0 |
622/1- |
647/0 |
|
تغییرات در سود نقدی پرداختی |
Δdividend |
007/0 |
049/0 |
240/0- |
286/0 |
|
دوره تصدی حسابرس |
Aud_Tenure |
959/0 |
795/0 |
000/0 |
944/2 |
|
نوسان بازده داراییها |
Rvol |
067/0 |
057/0 |
000/0 |
408/0 |
|
مدیریت سود |
EM |
000/0 |
190/0 |
734/0- |
785/1 |
|
اندازه کمیته حسابرسی |
Ac_Size |
840/2 |
910/0 |
0 |
5 |
|
تخصص اعضای کمیته حسابرسی |
Ac_Exp |
669/0 |
317/0 |
000/0 |
1 |
|
استقلال کمیته حسابرسی |
Ac_Ind |
661/0 |
258 /0 |
000/0 |
1 |
|
استقلال هیات مدیره |
Bd_Ind |
657/0 |
181/0 |
000/0 |
1 |
منبع: یافته‌های پژوهش
نگاره 2. توزیع فراوانی متغیرهای دو‌وجهی
|
متغیر |
نماد |
تعداد شرکت |
درصد |
||
|
یک |
صفر |
یک |
صفر |
||
|
خالص تأمین مالی |
NetFinancing |
270 |
706 |
277/0 |
723/0 |
|
اندازه حسابرس |
Aud_Size |
172 |
804 |
176/0 |
824/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج برآورد مدل های پژوهش
برای آزمون فرضیه اول پژوهش مبنی بر تأثیر مثبت قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد، از برازش همزمان مدلهای (6) و (7) با روش حداقل مربعات دومرحلهای بهره گرفته شده است. نتایج برآورد این سیستم معادلات با رویکرد متغیرهای ابزاری در نگاره (3) آمده است:
نگاره 3. نتایج برآورد همزمان مدل های (6) و (7) به روش حداقل مربعات دومرحله ای
|
متغیر |
نماد |
رگرسیون مرحله اول |
رگرسیون اصلی |
||
|
ضریب (آماره تی) |
احتمال آماره تی |
ضریب (آماره تی) |
احتمال آماره تی |
||
|
قابلیت مقایسه |
CompAcct |
- |
- |
640/4 (72/2) |
007/0 |
|
تغییرات وجه نقد |
Δcash |
027/0 (97/1) |
050/0 |
742/4 (45/1) |
148/0 |
|
قابلیت مقایسه * تغییرات وجه نقد |
CompAcct*ΔCash |
503/0 (96/2) |
003/0 |
337/3 (13/7) |
000/0 |
|
مالکیت نهادی |
Institutions |
000/0 (41/1) |
159/0 |
15/37- (32/2-) |
020/0 |
|
مالکیت نهادی * تغییرات وجه نقد |
Institutions*ΔCash |
000/0 (56/0-) |
579/0 |
004/0- (14/0-) |
891/0 |
|
وجه نقد |
Cash |
006/0 (39/1) |
165/0 |
243/5 (81/4) |
000/0 |
|
وجه نقد * تغییرات وجه نقد |
Cash*Δcash |
006/0 (27/0) |
785/0 |
402/4 (87/0) |
386/0 |
|
اهرم مالی |
Leverage |
004/0 (07/2) |
039/0 |
131/0- (24/0-) |
814/0 |
|
اهرم مالی * تغییرات وجه نقد |
Leverage*ΔCash |
015/0- (87/0-) |
383/0 |
135/4- (03/1-) |
302/0 |
|
تغییرات در سود خالص |
Δearnings |
000/0 (09/0-) |
931/0 |
325/1 (24/4) |
000/0 |
|
تغییرات در داراییهای غیرنقدی |
ΔNCA |
000/0 (000/1-) |
316/0 |
627/0 (10/4) |
000/0 |
|
تغییرات در هزینه‌های مالی |
Δinterest |
004/0 (81/0) |
416/0 |
376/2- (05/2-) |
041/0 |
|
تغییرات در سود نقدی پرداختی |
Δdividend |
004/0 (83/0) |
409/0 |
484/1 (25/1) |
210/0 |
|
خالص تأمین مالی |
NetFinancing |
000/0 (16/0) |
874/0 |
131/0- (32/2-) |
020/0 |
|
دوره تصدی حسابرس |
Aud_Tenure |
000/0 (27/0-) |
789/0 |
- |
- |
|
اندازه حسابرس |
Aud_Size |
003/0 (68/1) |
093/0 |
- |
- |
|
نوسان بازده داراییها |
Rvol |
000/0 (05/0-) |
962/0 |
- |
- |
|
مدیریت سود |
EM |
000/0 (41/0) |
682/0 |
- |
- |
|
اندازه کمیته حسابرسی |
Ac_Size |
001/0- (15/3-) |
002/0 |
- |
- |
|
تخصص اعضای کمیته حسابرسی |
Ac_Exp |
002/0 (16/2) |
031/0 |
- |
- |
|
استقلال کمیته حسابرسی |
Ac_Ind |
000/0 (21/0-) |
837/0 |
- |
- |
|
استقلال هیات مدیره |
Bd_Ind |
001/0 (87/0) |
383/0 |
- |
- |
|
آماره اف فیشر (احتمال آماره) |
87/2 (003/0) |
55/10 (000/0) |
|||
|
آماره کای دو سندرسون - وایندمیجر (احتمال آماره) |
55/23 (002/0) |
||||
|
آزمون اعتبار ابزار سارگان (احتمال آماره) |
836/6 (446/0) |
||||
|
آزمون درونزایی دوربین - وو -هاسمن (احتمال آماره) |
644/4 (031/0) |
||||
منبع: یافته‌های پژوهش
در نگاره (3) نتایج برآورد رگرسیون مرحله اول (مدل 6) و رگرسیون اصلی (مدل 7) گزارش شده است. مثبت و معنی‌دار بودن ضریب متغیر ضربی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و تغییرات وجه نقد CompAcct*ΔCash (337/3) در مدل رگرسیون اصلی، نشان می‌دهد که افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی باعث افزایش ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد می‌شود. در نتیجه فرضیه اول پژوهش تأیید می‌شود.
آماره اف فیشر (87/2) و آماره کای دو سندرسون – وایندمیجر (55/23) بدان معناست که بین متغیرهای ابزاری و متغیر درون‌زای مدل (قابلیت مقایسه صورت‌های مالی) رابطه قوی وجود دارد. به عبارت دیگر متغیرهای ابزاری از ویژگی ارتباط برخوردارند. از آزمون سارگان برای بررسی اعتبار متغیرهای ابزاری استفاده شده است. با توجه به عدم معنی‌داری آماره کای دو (836/6) آزمون سارگان، فرض بیانگر عدم همبستگی بین ابزارها و متغیر درون‌زای مدل رد نمی‌شود و متغیرهای ابزاری از اعتبار لازم برخوردارند. همچنین برای بررسی و اثبات درونزایی متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، از آزمون دوربین – وو- هاسمن استفاده شده است. در این آزمون، همبستگی بین متغیر قابلیت مقایسه و جمله خطای مدل (5) مورد بررسی قرار می‌گیرد. در صورتی که همبستگی معنی‌داری بین این دو وجود داشته باشد، متغیر قابلیت مقایسه را متغیری درون‌زا می‌نامند و در این شرایط برآوردگر حداقل مربعات معمولی ناکارا می‌باشد و استفاده از رویکرد متغیرهای ابزاری و برآوردگر حداقل مربعات دومرحلهای برای تخمین مدل (5) قابل توجیه است.
در پژوهش حاضر، بنا به نتایج بدست آمده در نگاره (3)، آماره کای دو (644/4) در سطح 5 درصد معنی‌دار است و درونزایی متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی مورد تأیید می‌باشد.
برای آزمون فرضیه دوم پژوهش مبنی بر تأثیر مثبت قابلیت مقایسه صورت‌های مالی بر ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای، از برازش همزمان مدل های (9) و (10) با روش حداقل مربعات دومرحله ای بهره گرفته شده است. نتایج برآورد این سیستم معادلات با رویکرد متغیرهای ابزاری در نگاره (4) آمده است:
نگاره 4. نتایج برآورد همزمان مدل های (9) و (10) به روش حداقل مربعات دومرحله ای
|
متغیر |
نماد |
رگرسیون مرحله اول |
رگرسیون اصلی |
||
|
ضریب(آماره تی) |
احتمال آماره تی |
ضریب(آماره تی) |
احتمال آماره تی |
||
|
قابلیت مقایسه |
CompAcct |
- |
- |
221/0 (99/1) |
046/0 |
|
تغییرات مخارج سرمایه‌ای |
Δcapex |
006/0 (61/1) |
107/0 |
314/0- (35/0-) |
725/0 |
|
قابلیت مقایسه * تغییرات مخارج سرمایه‌ای |
CompAcct* Δcapex |
056/0 (31/2) |
021/0 |
863/7 (29/4) |
000/0 |
|
مالکیت نهادی |
Institutions |
000/0 (43/1) |
154/0 |
011/0- (57/1-) |
117/0 |
|
مالکیت نهادی * تغییرات مخارج سرمایه‌ای |
Institiutions*Δcapex |
000/0 (77/0-) |
442/0 |
012/0 (06/1) |
291/0 |
|
مخارج سرمایه‌ای |
Capex |
002/0 (24/1) |
217/0 |
809/1 (84/3) |
000/0 |
|
اهرم مالی |
Leverage |
004/0 (06/2) |
040/0 |
322/0 (57/0) |
565/0 |
|
تغییرات در سود خالص |
Δearnings |
000/0 (41/0) |
684/0 |
606/1 (85/4) |
000/0 |
|
تغییرات در داراییهای غیرنقدی |
ΔNCA |
001/0- (08/1-) |
278/0 |
670/0 (12/3) |
002/0 |
|
تغییرات در هزینه‌های مالی |
Δinterest |
004/0 (08/1) |
280/0 |
100/3- (91/2-) |
004/0 |
|
تغییرات در سود نقدی پرداختی |
Δdividend |
003/0 (68/0) |
497/0 |
655/1 (39/1) |
164/0 |
|
خالص تأمین مالی |
NetFinancing |
000/0 (29/0) |
769/0 |
251/0- (83/1-) |
068/0 |
|
دوره تصدی حسابرس |
Aud_Tenure |
000/0 (31/0-) |
758/0 |
- |
- |
|
اندازه حسابرس |
Aud_Size |
003/0 (77/1) |
077/0 |
- |
- |
|
نوسان بازده داراییها |
Rvol |
000/0 (14/0-) |
887/0 |
- |
- |
|
مدیریت سود |
EM |
000/0 (42/0) |
677/0 |
- |
- |
|
اندازه کمیته حسابرسی |
Ac_Size |
002/0- (53/3-) |
000/0 |
- |
- |
|
تخصص اعضای کمیته حسابرسی |
Ac_Exp |
002/0 (06/2) |
040/0 |
- |
- |
|
استقلال کمیته حسابرسی |
Ac_Ind |
000/0 (17/0) |
868/0 |
- |
- |
|
استقلال هیات مدیره |
Bd_Ind |
002/0 (81/0) |
417/0 |
- |
- |
|
آماره اف فیشر (احتمال آماره) |
18/3 (001/0) |
15/11 (000/0) |
|||
|
آماره کای دو سندرسون - وایندمیجر (احتمال آماره) |
01/26 (001/0) |
||||
|
آزمون اعتبار ابزار سارگان (احتمال آماره) |
996/5 (540/0) |
||||
|
آزمون درونزایی دوربین- وو- هاسمن (احتمال آماره) |
760/7 (005/0) |
||||
منبع: یافته‌های پژوهش
در نگاره (4) نتایج برآورد رگرسیون مرحله اول (مدل 9) و رگرسیون اصلی (مدل 10) گزارش شده است. مثبت و معنی‌دار بودن ضریب متغیر ضربی قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و تغییرات مخارج سرمایه‌ای CompAcct*ΔCapex (863/7) در مدل رگرسیون اصلی، نشان می‌دهد که افزایش قابلیت مقایسه صورت‌های مالی باعث افزایش ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای می‌شود. در نتیجه فرضیه دوم پژوهش تأیید می‌شود.
آماره اف فیشر (18/3) و آماره کای دو سندرسون – وایندمیجر (01/26) بدان معناست که بین متغیرهای ابزاری و متغیر درون‌زای مدل (قابلیت مقایسه صورت‌های مالی) رابطه قوی وجود دارد. به عبارت دیگر متغیرهای ابزاری از ویژگی ارتباط برخوردارند. از آزمون سارگان برای بررسی اعتبار متغیرهای ابزاری استفاده شده است. با توجه به عدم معنی‌داری آماره کای دو (996/5) آزمون سارگان، فرض بیانگر عدم همبستگی بین ابزارها و متغیر درون‌زای مدل رد نمی‌شود و متغیرهای ابزاری از اعتبار لازم برخوردارند. همچنین برای بررسی و اثبات درونزایی متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی، از آزمون دوربین – وو- هاسمن استفاده شده است. در این آزمون، همبستگی بین متغیر قابلیت مقایسه و جمله خطای مدل (8) مورد بررسی قرار می‌گیرد. در صورتی‌که همبستگی معنی‌داری بین این دو وجود داشته باشد، متغیر قابلیت مقایسه را متغیری درون‌زا می‌نامند و در این شرایط برآوردگر حداقل مربعات معمولی ناکارا می‌باشد و استفاده از رویکرد متغیرهای ابزاری و برآوردگر حداقل مربعات دومرحلهای برای تخمین مدل (8) قابل توجیه است.
در پژوهش حاضر، بنا به نتایج بدست آمده در نگاره (4)، آماره کای دو (760/7) در سطح 1 درصد معنی‌دار است و درونزایی متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی مورد تأیید می‌باشد.
بحث و نتیجه‌گیری
در پژوهش‌هایی که در زمینه قابلیت مقایسه صورت‌های مالی انجام گردیده به امکان ایجاد تورش درونزایی اشاره نشده است. به عبارت دیگر این متغیر را متغیری برون‌زا در نظر گرفته و در آنها از روش حداقل مربعات معمولی استفاده شده است. همانطور که ذکر شد، متغیر قابلیت مقایسه صورت‌های مالی از متغیرهای دیگری تأثیر می‌پذیرد و با توجه به آزمون‌های آماری انجام شده در پژوهش حاضر، این متغیر درون‌زا می‌باشد و به همین دلیل جهت بررسی تأثیر آن بر ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای، برای غلبه بر تورش درونزایی از رویکرد متغیرهای ابزاری (با روش برآورد حداقل مربعات دومرحلهای) استفاده شده است.
در آزمون فرضیه اول، نتایج رویکرد متغیرهای ابزاری که در آن بر تورش درونزایی غلبه شده، بیانگر وجود رابطه مثبت و معنادار بین قابلیت مقایسه و ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد است. در صورتی که قابلیت مقایسه افزایش یابد، سهامداران برای ذخایر نقدی ارزش بیشتری قائل شده و این موضوع افزایش ارزش نهایی وجوه نقد را به همراه دارد. این نتایج، با یافته‌های کیم و همکاران (2021) و بهنام‌پور و همکاران (1402) مطابقت دارد.
در آزمون فرضیه دوم، نتایج بیانگر وجود رابطه مثبت و معنادار بین قابلیت مقایسه و ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای است. می‌توان ادعا نمود که سرمایه‌گذاران ارزش بیشتری برای مخارج سرمایه‌ای شرکتهای دارای قابلیت مقایسه بالاتر متصوّر شده و متعاقب آن ارزش نهایی مخارج سرمایه‌ای افزایش می‌یابد. به‌عبارتی با افزایش قابلیت مقایسه، ارزش‌گذاری بازار از مخارج سرمایه‌ای شرکتها مثبت است. نتایج رویکرد متغیرهای ابزاری با یافته‌های کیم و همکاران (2021) مطابقت دارد و با نتایج بهنام‌پور و همکاران (1402) مطابقت ندارد.
این پژوهش از این جهت اهمیت دارد که اولین پژوهش داخلی می‌باشد که موضوعی مرتبط با مفهوم قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و ارتباط آن با متغیرهای دیگر را با استفاده از رویکرد متغیرهای ابزاری بررسی نموده و به همین دلیل می‌تواند به گسترش ادبیات مربوط به قابلیت مقایسه صورت‌های مالی و همچنین ارزش نهایی وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای در کشورهای در حال توسعه از جمله ایران کمک نماید. پژوهش حاضر به ادبیاتی می‌افزاید که مزایای قابلیت مقایسه را بررسی می‌کند. همانطور که ذکر شد استفاده کارآمد از ذخایر نقدی و تصمیم‌گیری‌های مربوط به مخارج سرمایه‌ای دو موردی است که از طریق آن قابلیت مقایسه سبب افزایش ارزش شرکت می‌شود. این مسئله بیانگر نقش مهم قابلیت مقایسه در تسهیل نظارت و بررسی دقیق سرمایه‌گذاران در استفاده مدیران از منابع شرکت است. این پژوهش همچنین به ادبیات مرتبط با ارزش نگهداشت وجوه نقد شرکت کمک می‌کند. از آنجایی که نگهداشت وجوه نقد کاهش ارزش شرکت را به دنبال دارد اما این پژوهش نشان می‌دهد که می‌توان از طریق قابلیت مقایسه صورت‌های مالی کاهش ارزش مربوط به نگهداشت وجوه نقد را کاهش داد.
به فعّالان در بازار سرمایه و سرمایه‌گذاران توصیه می‌شود که شرکت‌هایی را جهت سرمایه‌گذاری انتخاب نمایند که قابلیت مقایسه بالاتری دارند و مقایسه‌پذیری را به عنوان مؤلفه‌ای تأثیرگذار در مدلهای مربوط به تصمیم‌گیری خود درنظر بگیرند. همچنین از آنجایی که قابلیت مقایسه سبب افزایش درک سرمایه‌گذاران از اقلام تعهدی می‌شود و این نشانه‌ای از اطلاعات خصوصی و محرمانه شرکت است، به فعّالان بازار پیشنهاد می‌گردد که توجه زیادی به قابلیت مقایسه به عنوان یک منبع اطلاعاتی برای کسب مزیت اطلاعاتی داشته باشند. مدیران شرکتها نیز با توجه با نتایج این پژوهش به درجه اهمیت میزان نگهداشت وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای پی برده و از این طریق می‌توانند تصمیم‌هایی اخذ کنند که سبب افزایش ثروت سهامداران و ارزش شرکت شود.
این پژوهش چند پیشنهاد را برای پژوهش‌های آتی متصوّر می‌کند. پژوهش‌های مرتبط عمدتاً ارتباط مقایسه‌پذیری و متغیرهای دیگر را برای شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار داده‌اند. علی‌رغم اینکه قابلیت مقایسه به عنوان یک ویژگی کیفی مهم گزارشگری مالی برای شرکتهای غیر‌بورسی محسوب می‌شود، تا‌کنون توجه اندکی به آنها شده است. الزامات گزارشگری مالی آنها با شرکتهای بورسی تفاوت‌های زیادی دارد و بنابراین، تعمیم یافته‌ها از شرکتهای بورسی به غیر‌بورسی محدود می‌شود. در نتیجه به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌گردد، تأثیر قابلیت مقایسه بر ارزش نهایی نگهداشت وجوه نقد و مخارج سرمایه‌ای را در شرکتهای غیر‌بورسی با بکارگیری رویکرد متغیرهای ابزاری بررسی نمایند. دوم اینکه پژوهش‌های مرتبط با موضوع مقایسه‌پذیری بر عوامل تعیین‌کننده و پیامدهای قابلیت مقایسه از دیدگاه سرمایه‌گذاران تمرکز دارد. برای پژوهش‌های آتی پیشنهاد می‌شود که موارد مرتبط با قابلیت مقایسه برای سایر استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی مانند بستانکاران و اعتباردهندگان بررسی شود. همچنین پژوهشگران می‌توانند با بررسی پژوهش‌های جدید، عوامل و متغیرهای اثرگذار بیشتری بر قابلیت مقایسه را شناسایی نموده و از این متغیرها به عنوان متغیر ابزاری در انجام پژوهش‌های خود با بکارگیری رویکرد متغیرهای ابزاری استفاده نمایند.
[1]. Financial Statement Comparability
[4]. Simultaneus Equation Bias or Endogenity Bias
[5]. Endogenous
[6]. Ordinary Least Squares (OLS)
[7]. Sargan Test
[8]. Durbin - Wu – Hausman
[9]. Sanderson-Windmeijer
[10]. Information Asymmetry
[11]. Website
[12]. Excel
[13]. Stata
[14]. Omitted Variables Bias
[16]. First-stage regression
[17]. Reduced-form model
)