نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار حسابداری، دانشکدۀ مدیریت و حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی، تهران، ایران.
2 استادیار حسابداری، دانشکدۀ مدیریت و حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی، تهران، ایران.
3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشکدۀ مدیریت و حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی، تهران، ایران.
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Information disclosure is considered one of the most important aspects of corporate performance and decision-making. Managers' decisions regarding the extent and manner of information disclosure will have a significant impact on the decision-making of other market players. The purpose of this research is to investigate the effect of information disclosure by peer companies on managers' decision-making regarding the level of disclosure of companies listed on the Tehran Stock Exchange. The moderating role of reliance on external financing is also examined. The research method combines deductive and inductive approaches, and data from 113 companies over 10 years have been studied. The results showed that information disclosure by peer companies has a positive and significant effect on the disclosure of the companies under study. These results indicate that the information published by peers acts as a driver for increased corporate disclosure. Regarding the moderating role of reliance on external financing in the relationship between peer disclosure and corporate disclosure, the results showed that this factor does not have a significant effect on this relationship. Therefore, this feature does not have a significant impact on the effect of peers on corporate disclosure.
Introduction
The disclosure of information is considered one of the most important aspects of corporate performance and decision-making. This concept refers to how companies convey essential financial and non-financial information to stakeholders, including investors, regulatory bodies, and the public. Management decisions regarding the scope and manner of information disclosure significantly influence the decision-making processes of other market participants, affecting everything from investment strategies to perceptions of corporate value. In today's competitive environment, transparency and accountability have emerged as critical topics, as stakeholders increasingly demand a deeper understanding of corporate operations and governance.
Despite extensive research on corporate disclosure policies, the role of peer companies in disclosure is often overlooked. Peer companies can serve as benchmarks for comparison and sources of competitive pressure, shaping how companies relate to their performance and prospects. This study aims to fill this gap by examining the impact of information disclosure by peer companies on management decisions regarding the level of information disclosure in companies listed on the Tehran Stock Exchange. Understanding how peer companies influence disclosure practices can provide valuable insights into corporate governance dynamics and market behavior. Furthermore, the moderating role of external financing dependence in the relationship between peer disclosure and corporate disclosure will also be explored.
Methodology
The present research is considered a fundamental study in terms of purpose. The research method was a combination of comparative and inductive methods. The statistical population consisted of 113 companies listed on the Tehran Stock Exchange, which were studied over 10 years from 2012 to 2021. The required data included financial and non-financial information extracted from the financial statements and board of directors' reports of the companies. The data collection method was library and documentary, and the data were collected in a combined (cross-sectional-time series) manner. To identify peer effects, Manski's (1993) model is employed. Linear multivariate regression models, along with the two-stage least squares method using average idiosyncratic equity returns of peer firms in the same industry (Pshock) as the instrumental variable, were used to analyze the data and test the research hypotheses. Statistical analyses were performed using EViews software.
Findings
Effect of peer information disclosure on corporate disclosure: The results of the analysis showed that information disclosure by peer companies has a significant positive effect on the disclosure of the companies under study. These results indicate that the information published by peers acts as an incentive for greater disclosure by companies. The moderating role of dependence on external financing: Regarding the moderating role of dependence on external financing in the relationship between peer disclosure and corporate disclosure, the results showed that this factor does not have a significant effect on this relationship. In other words, greater or lesser dependence on external financing does not affect the role of peer companies in corporate disclosure.
Conclusion
This study shows that information disclosure by peer companies can have a positive effect on the disclosure of other companies' information. With increased transparency of information by peers, companies move towards greater disclosure. This is because reduced external uncertainty and increased accuracy of management's private information encourage the company to disclose more. Additionally, dependence on external financing does not play a significant role in this relationship, and therefore this characteristic does not have a significant impact on the influence of peers on corporate disclosure. Possible reasons for this include the collateral-based nature of financing in Iran, which leads creditors and investors to focus more on the value of collateral rather than the disclosed financial information. Moreover, the specific economic conditions during the period from 2018 to 2020, characterized by an influx of liquidity into the capital market and a decrease in financing costs, enabled companies to attract capital easily, even without full disclosure of information. In this context, investors may pay less attention to the details of the disclosed information and be more influenced by the overall market sentiment. These factors may explain the lack of enhancement in the effect of peer information disclosure in conditions of greater dependence on external financing.
کلیدواژه‌ها [English]
یکی از جنبه‌های حیاتی در عملکرد و تصمیم‌گیری شرکت‌ها سیاست‌های افشای شرکتی است. افشای شرکت به فرایند اطلاع‌رسانی شرکت اشاره دارد که به ارائۀ اطلاعات و داده‌های مالی و غیرمالی مربوط به عملکرد و وضعیت شرکت منجر می‌شود. تصمیم‌های مرتبط با میزان و شیوۀ افشاگری اطلاعات توسط شرکت‌ها تأثیری مهم بر تصمیم‌گیری‌ها و رفتار سایر ذی‌نفعان از جمله سرمایه‌گذاران، رقبا و مشتریان خواهند داشت. در سال‌های اخیر، پژوهش‌های بسیاری در حوزۀ سیاست‌های افشای شرکتی انجام شده‌اند. معمولاً این پژوهش‌ها بر روی عوامل داخلی شرکت متمرکز شده‌اند و فرضیه‌هایی را ارائه کرده‌اند که بر اساس آن‌ها تصمیم‌های افشاگری شرکت‌ها تحت تأثیر عوامل درون‌سازمانی خود مانند ویژگی‌های شرکت، ساختار سرمایه، عملکرد مالی و مدیریت قرار می‌گیرند؛ اما در عین حال، این پژوهش‌ها به تأثیر عوامل خارج از شرکت‌ها توجه کافی نداشته‌اند (Seo, 2021).
در این راستا، نظریۀ اجتماعی بازتاب بیان می‌کند آثار همتایان در زمینه‌های مختلف وجود دارند و رفتار میانگین یک گروه بر رفتار فردی اعضای آن تأثیرگذار است (Manski, 1993). از آنجا که شرکت‌های موجود در یک صنعت به هم وابسته هستند، تصمیم‌های مرتبط با سیاست‌های شرکتی نیز می‌توانند در پاسخ به سیاست‌گذاری‌های شرکت‌های همتا باشند (Leary & Roberts, 2014). در طول دو دهۀ اخیر، نقش آثار همتایان بر تصمیم‌گیری‌های شرکتی در ادبیات پژوهشی مدیریت و علوم اجتماعی محبوبیت پیدا کرده است. در همین راستا، برخی از پژوهش‌های اخیر آثار همتایان را بر سیاست‌های شرکت‌ها نشان داده‌اند، مانند اثر همتایان بر مسئولیت اجتماعی شرکت (Tang & Yang, 2019)، اثر همتایان بر پرداخت سود سهام (Grennan, 2019)، نگهداشت دارایی‌های نقدی شرکت تحت اثر همتایان (Chen et al., 2019)، اثر همتایان بر ریسک‌گریزی (Ahern et al., 2014)، اثر قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری شرکت‌های همتا بر پاداش هیئت‌مدیره (فتاحی، 1400). این شواهد نشان می‌دهد شرکت‌ها تصمیم‌گیری‌های خود را در انزوا انجام نمی‌دهند.
با وجود حجم گستردۀ ادبیات در زمینۀ آثار همتایان و سیاست‌های شرکتی، نقش آثار همتایان بر سیاست‌های افشای شرکتی به میزان کافی مورد توجه قرار نگرفته است. فرض ضمنی در بیشتر پژوهش‌های مرتبط با افشا این است که تصمیم‌های افشای یک شرکت در درجۀ اول بر اساس عوامل ویژۀ آن شرکت هستند (Ahern et al., 2014)؛ با این حال، از آنجا که شرکت‌های موجود در یک صنعت به هم وابسته هستند، افشای شرکت‌های همتا می‌تواند بر تصمیم‌های مدیران در رابطه با میزان و نحوۀ افشای اطلاعات مالی، عملیاتی و راهبردی شرکت تأثیرگذار باشد؛ بنابراین، این پرسش مطرح می‌شود که آیا افشای شرکت‌های همتا بخشی از محیط اطلاعاتی شرکت را شکل می‌دهد؟ یا به عبارت دیگر، تأثیر افشای شرکت‌های همتا در صنعت بر افشای شرکت چیست؟ از این رو، هدف این پژوهش بررسی رابطۀ متقابل افشای همتایان و افشای شرکت‌ها است.
دست‌یابی به این هدف به سه دلیل مهم است: نخست تعیین می‌کند شرکت‌ها چگونه تصمیم‌های مرتبط با افشا را اتخاذ می‌کنند. دوم پژوهشگران و استفاده‌کنندگان را قادر می‌سازد تا نظریه‌های رفتار شرکتی مانند نظریه‌های دغدغه‌های شهرت[1] و یادگیری شرکتی[2] را بررسی کنند که در ادبیات افشا نسبتاً کمتر مورد توجه قرار گرفته‌اند. سوم به دلیل آثار برون‌سازمانی ایجادشده توسط همتایان، پیامدهای بالقوۀ مهمی برای پژوهش‌های آینده در رابطه با افشا دارد.
در محیط اقتصادی ایران، نیز با توجه به شرایط ویژۀ بازار سرمایه و چالش‌های پیش‌روی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، بررسی تأثیر افشای شرکت‌های همتا بر سیاست‌های افشای شرکتی از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است. نوسانات اقتصادی، تحریم‌های بین‌المللی و تغییرات مکرر در قوانین و مقررات، شرکت‌های ایرانی را با چالش‌های متعددی در زمینۀ افشای اطلاعات مواجه کرده‌اند. در این شرایط، درک چگونگی تأثیرپذیری سیاست‌های افشای شرکت‌ها از یکدیگر می‌تواند به بهبود شفافیت اطلاعاتی در بازار سرمایۀ ایران کمک کند. همچنین، این پژوهش می‌تواند به سیاست‌گذاران و نهادهای نظارتی در تدوین قوانین و استانداردهای مؤثرتر برای افشای اطلاعات شرکتی یاری رساند. با توجه به اینکه تا کنون مطالعۀ جامعی در این زمینه در ایران انجام نشده است، انجام این پژوهش می‌تواند به برطرف کردن خلأ موجود در ادبیات پژوهشی داخلی کمک کند و زمینه را برای مطالعات بیشتر در این حوزه فراهم آورد.
در ادامه، مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش ارائه می‌شوند و فرضیه‌های پژوهش تدوین و آزمون می‌شوند. سپس، یافتههای به‌دست‌آمده تفسیر می‌شوند و در نهایت، بحث و نتیجه‌گیری مطرح خواهند شد.
مبانی نظری، پیشینه و بسط فرضیهها
گزارشگری مالی و افشای اطلاعات ابزارهای مهم مدیریت برای نمایش عملکرد و حاکمیت شرکتی به سرمایه‌گذاران خارجی محسوب می‌شوند (Healy & Palepu, 2001). افشا به عنوان یک اصطلاح رسمی برای در دسترس قرار دادن اطلاعات برای اشخاص ذی‌نفع و متأثر است (Goldstein & Yang, 2017). افشای اختیاری در حسابداری به عمل اطلاع‌رسانی توسط یک شرکت به مخاطبان خود اطلاق می‌شود. این نوع اطلاع‌رسانی به معنای ارائۀ اطلاعات مالی و غیرمالی توسط شرکت به طور دقیق‌تر و گسترده‌تر از الزامات حداقلی قانونی است (رحمانی و بشیری‌منش، 1396).
افشای اطلاعات توسط شرکت‌ها ممکن است تحت تأثیر عوامل مختلف مانند رفتار شرکت‌های همتا قرار گیرد. بر اساس نظریۀ تقلید (Banerjee, 1992) در شرایط عدم قطعیت، عوامل منطقی از شیوه‌های رقبای موفق در یک نوع رفتار جمعی تقلید خواهند کرد. از آنجا که شرکت‌های هم‌صنعت با محیط‌های نهادی مشابهی مواجه می‌شوند و ویژگی‌های مشابهی مانند فناوری‌های تولید و فرصت‌های سرمایه‌گذاری دارند، ناتوانی در اندازه‌گیری کامل یا مشاهدۀ عوامل تعیین‌کننده نقشی را برای سیاست مالی شرکت رقیب، تا آنجا که برای این عوامل نماینده دارد، ایجاد می‌کند (Seo, 2021).
طبق تعریف مانسکی (1993) اثر همتا به تصمیم‌گیری افراد (یا شرکت‌ها) به عنوان یک پاسخ درون‌زا به رفتار همتایان تحت هدایت هدف حداکثرسازی مطلوبیت آن‌ها اشاره دارد (Manski, 1993). در واقع، این اثر به فرآیند تعاملی درون‌زای تصمیم‌گیری بین افراد اشاره دارد. به عبارت دیگر، رفتار و عملکرد همتایان می‌تواند بر روی رفتار و تصمیم‌گیری افراد یا شرکت‌ها تأثیر بگذارد و آن‌ها را به تصمیم‌گیری‌هایی تحت تأثیر همتایانشان سوق دهد. ساسردوت (2011) نیز اثر همتا را یک اثر بیرونی ناشی از رفتار، پیشینه یا نتایج فعلی همتایان تعریف می‌کند که بر تقلید افراد از چنین رفتار یا نتایجی اثرگذار است؛ با این حال، آثار مبتنی بر بازار یا قیمت در این تعریف در نظر گرفته نمی‌شوند (Sacerdote, 2011).
دو مکانیسم احتمالی در زمینۀ تأثیر همتایان بر افشا وجود دارند. نخست، آثار همتایی می‌توانند تأثیر خارجی مثبت اطلاعاتی ایجاد کنند، اگر مدیران اطلاعات مفیدی از افشای همتایان دریافت کنند که اطلاعات خصوصی آن‌ها را تکمیل کند. پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهند مدیران به دلیل عدم اطمینان زیاد نسبت به محیط بیرونی، تمایلی به افشای اطلاعات مبهم ندارند (Cheng et al., 2013; Kim et al., 2016). از طرفی، مدیران در افشای اطلاعات در حضور معامله‌گران بازار که انتظارات منطقی دربارۀ انگیزۀ آن‌ها برای خودداری از گزارش‌های نامطلوب دارند، احتیاط می‌کنند. بخش مهمی از عدم اطمینان بیرونی شرکت نیز از تعاملات شدید با همتایان ناشی می‌شود (Peress, 2010). این نوع عدم قطعیت به عواملی خارج از کنترل مدیران نسبت داده می‌شود و بنابراین، پیش‌بینی آن دشوار است. اگر مدیران از افشای شرکت‌های همتا اطلاعات مفیدی که مکمل اطلاعات خصوصی آن‌ها است دریافت کنند، آنگاه شرکت‌های همتا آثار خارجی اطلاعاتی مثبتی ایجاد می‌کنند.
همچنین، بر اساس نظریۀ موزاییک، عوامل اقتصادی تک‌تک اطلاعات را ترکیب می‌کنند تا انتظارات برتر را شکل دهند و دقت اطلاعات خصوصی را بهبود بخشند (Valiyan et al., 2022). همان‌طور که اطلاعات دقیق‌تر (مبهم‌تر) می‌شود، سطح آستانۀ افشا کاهش (افزایش) می‌یابد. علت این است که انگیزۀ یک مدیر برای افشا یا خودداری تا حدی ناشی از انتظارات بازار در غیاب اطلاعات است. با افزایش کیفیت اطلاعات، بازار فشار بیشتری برای افشا از طریق تنزیل بیشتر یک دارایی نسبت به زمانی که دربارۀ آن افشا انجام شود، بر مدیر وارد می‌کند تا با تنزیل شدیدتر ارزش دارایی پرریسک، اطلاعات بیشتری را افشا کند. این امر به کاهش سطح آستانه منجر می‌شود تا احتمال افشا را افزایش دهد؛ بنابراین، از طرفی، افشای شرکت‌های همتا هم می‌تواند به مدیران کمک کند تا تأثیر بالقوۀ اقدامات همتا بر محیط رقابتی شرکت را درک کنند. از طرف دیگر، عوامل اقتصادی بازار از افشای اطلاعات شرکت‌های همتا برای ارضای نیازهای اطلاعاتی خود و توسعۀ موزاییک اطلاعاتی که نیاز دارند تا اطلاعات خود را با الگو گرفتن از آن ارائه و افشا کنند، استفاده می‌کنند؛ بنابراین، افشای اطلاعات توسط شرکت‌های همتا باعث افشای داوطلبانۀ شرکت می‌شود (Seo, 2021).
با توجه به مبانی نظری و پرسش مطرح‌شده، فرضیۀ اول پژوهش به صورت زیر بیان می‌شود:
فرضیۀ اول: افشا توسط شرکت‌های همتا بر افشای شرکت تأثیری مثبت و معنادار دارد.
بر اساس نظریۀ مشروعیت، می‌توان استدلال کرد افشای همتایان از سه طریق بر مشروعیت شرکت همتا اثرگذار است: دیده شدن، شهرت شرکت در بازارهای سرمایه (Bikhchandani & Sharma 2000) و افزایش انتظارات اجتماعی. اگرچه سرمایه‌گذاران ممکن است از وجود تمام شرکت‌ها در بازار سرمایه آگاه نباشند، شرکت‌ها انگیزه‌هایی برای گسترش پایگاه سرمایه‌گذاری خود با هدف کاهش هزینۀ سرمایه و افزایش ارزش شرکت دارند (Merton, 1987). با توجه به این ایده و پژوهش‌های انجام‌شده در گذشته که نشان می‌دهند توان توجه سرمایه‌گذاران محدود است، شرکت‌ها برای جلب توجه سرمایه‌گذاران و آگاه نگه داشتن آن‌ها نسبت به شرکت، از افشای داوطلبانه استفاده می‌کنند (Lou, 2014; Engelberg & Parsons, 2011).
علاوه بر این، افشای داوطلبانه یک مکانیسم ضروری در ارتباط با اطلاع‌رسانی است که شهرت شفافیت در بازارهای سرمایه را ایجاد می‌کند (Merton, 1987; Trueman, 1986). گراهام و همکاران در نظرسنجی خود اعلام کردند 1/92 درصد از پاسخ‌دهندگان معتقد هستند برای گزارش شفاف، ایجاد شهرت یک عامل کلیدی در انگیزۀ افشای داوطلبانه است (Graham & Harvey, 2001)؛ بنابراین، اگر افزایش افشای شرکت‌های همتا به توجه سرمایه‌گذاران به شرکت‌های همتا منجر شود و سرمایه‌گذاران را به درک شرکت‌های غیرافشاکننده به عنوان شرکت‌های غیرشفاف و با کیفیت کمتر سوق دهد، شرکت‌ها با تغییر راهبردهای افشای خود به افشای شرکت‌های همتا پاسخ خواهند داد (Merton, 1987; & Hagerty, 1989; Grossman, 1981Fishman).
همچنین، بر اساس نظریۀ مشروعیت، شرکت اطلاعات را در واکنش به عوامل متعدد اقتصادی، اجتماعی، سیاسی و محیطی افشا می‌کند و این افشاها به فعالیت‌های شرکت مشروعیت می‌بخشند. در واقع، افشای اختیاری ابزاری برای اطمینان بخشی نسبت به فعالیت در چارچوب معیارهای اجتماعی پذیرفته‌شده است (Kent & Ung, 2003). با توجه به اینکه نظریۀ مشروعیت مبتنی بر انتظارات اجتماعی است و افشای همتایان بر انتظارات اجتماعی تأثیرگذار است، از مطالب یادشده می‌توان استنباط کرد افشای همتایان بر سیاست‌های شرکتی مربوط به افشا تاثیرگذار و محرک افشای اطلاعات باشد.
با توجه به اثر دیده شدن و شهرت بر هزینۀ سرمایه، می‌توان از مطالب بالا استنتاج کرد افشای شرکت‌های همتا زمانی که هزینۀ سرمایه برای شرکت بااهمیت باشد و وابستگی بیشتری به تأمین مالی برون‌سازمانی داشته باشد، اثری قوی‌تر خواهد داشت. بنا بر استنتاج بیان‌شده، می‌توان فرضیۀ دوم را مطرح کرد.
فرضیۀ دوم: اثر افشای شرکت‌های همتا زمانی که وابستگی یک شرکت به تأمین مالی برون‌سازمانی بیشتر باشد، قوی‌تر است.
پیشینۀ پژوهش
یانگ و همکاران (2024) اثر افشای اطلاعات همتایان بر نوآوری در فناوری را بر اساس داده‌های 1158 شرکت پذیرفته‌شده در بازار شرکت‌های رشدی چین از سال 2009 تا 2022 بررسی کردند. نتایج نشان داد افشای اطلاعات همتایان می‌تواند نوآوری در فناوری را تقویت کند و این تأثیر با افزایش تنوع مسیرها و محتوای افشای اطلاعات، شدت بیشتری می‌یابد. (Yang et al., 2024).
لی و همکاران (2023) با استفاده از یک مدل پانل فضایی با گروه‌های همتای ساختار شبکه‌ای، تأثیر هزینه‌های پژوهش و توسعۀ یک شرکت بر سیاست‌های پژوهش و توسعۀ شرکت‌های همتای آن را بررسی کردند. نتایج نشان داد هزینه‌های پژوهش و توسعۀ شرکت‌های همتا نقش اساسی در تعیین سیاست‌های سرمایه‌گذاری پژوهش و توسعۀ شرکت‌ها دارد. رقابت و انگیزه‌های اطلاعاتی به عنوان کانال‌های اصلی این اثر شناسایی شدند. همچنین، یافته‌ها نشان داد یارانه‌های پژوهش و توسعه می‌توانند به طور غیرمستقیم از طریق اثر درون‌زا، پژوهش و توسعۀ یک شرکت را افزایش دهند (Li et al., 2023).
ترونگ (2023) اثر تعاملی زمان‌بندی اعلام سود شرکت‌ها بر یکدیگر را بررسی کرد. یافتههای پژوهش وی نشان می‌دهد شرکت‌ها زمانی که همتایان صنعتی‌شان سود خود را زودتر اعلام می‌کنند، به تسریع در اعلام سود خود تمایل دارند. دلیل این اثر تعاملی، رقابت شرکت‌ها برای جلب توجه سرمایه‌گذاران است (Truong, 2023).
چن و همکاران (2022) رفتار افشای داوطلبانه شرکت‌های همتا را هنگام مورد هدف قرار گرفتن برای تصاحب خصمانه بررسی کردند و نشان دادند که شرکت‌های همتا تحت تهدید کنترل از یک راهبرد افشاء استفاده می‌کنند که بر اخبار بد تاکید دارد (Chen et al., 2022).
ماچکوتو و همکاران (2021) نقش شرکت‌های همتا در نوآوری در محصولات را برسی کردند و شواهد قوی و معناداری از اثر همتایان بر نوآوری شرکت‌ها یافتند. آن‌ها با تجزیه‌وتحلیل‌های بیشتر نشان دادند شرکت‌ها در نوآوری بیشتر پیرو شرکت‌هایی هستند که اطلاعات بیشتری از آن‌ها دارند. نتایج آن‌ها نشان داد تأثیر همتایان عامل کلیدی برای نوآوری شرکت‌ها است و از عوامل دیگری که تا کنون در این حوزه بررسی شده‌اند، تأثیرگذارتر است (Machokoto et al., 2021).
سو (2021) نشان داد افشا‌هایی که توسط همتایان صنعت انجام می‌شوند، باعث افشای شرکت می‌شوند. تأثیر همتایان بر افشای اطلاعات زمانی که عدم اطمینان راهبردی شرکت زیاد است، بیشتر است که نشان می‌دهد افشاهای همتایان شرکت می‌توانند عدم اطمینان خارجی ناشی از تعامل شرکت با همتایان صنعتی را کاهش دهند و به همین ترتیب، دقت اطلاعات خصوصی مدیریتی را افزایش دهند. در کل، نتایج این مطالعه نشان می‌دهد افشای همتایان شرکت محیط اطلاعاتی شرکت را شکل می‌دهد (Seo, 2021).
تو و همکاران (2019) اثر شرکت‌های هم‌صنعت بر راهبردهای افشای اطلاعات یکدیگر را بررسی کردند. یافتههای آن‌ها نشان داد افزایش در فراوانی و افق زمانی افشای اطلاعات توسط شرکت‌های همتای صنعتی، سایر شرکت‌ها را به افزایش فراوانی و افق افشای اطلاعات خود ترغیب می‌کند. همچنین، مشخص شد شرکت‌های بزرگ و شرکت‌هایی با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری زیاد، نسبت به فراوانی افشاهای شرکت‌های همتای صنعتی خود بیشتر حساسیت دارند (Tuo & Rezaee, 2019).
لین و همکاران (2018) آثار شرکت‌های همتا را به عنوان یک عامل مهم در تعیین سیاست‌های افشای داوطلبانه شرکتی بررسی کردند. آن‌ها نشان دادند افزایش مالکیت نهادی و بهبود محیط اطلاعاتی در شرکت‌های برتر یک صنعت فشارهایی را بر شرکت‌های همتای آن صنعت برای افزایش افشای داوطلبانه وارد می‌کند. این امر احتمال و فراوانی صدور پیش‌بینی‌های مدیریتی سود توسط شرکت‌های همتای آن صنعت را به میزانی جالب توجه افزایش می‌دهد (Lin et al., 2018).
شروف و همکاران (2017) برسی کردند که آیا در زمانی که محیط اطلاعاتی شرکت‌های همتای یک صنعت بر آن صنعت اثرگذار است، هزینۀ سرمایه‌ای شرکت‌های دیگر در آن صنعت نیز تحت تأثیر قرار می‌گیرد یا خیر. آن‌ها دریافتند زمانی که اطلاعات شرکت‌های همتا کمتر در دسترس عموم است، محیط اطلاعاتی شرکت با هزینۀ سرمایه‌ای شرکت‌ها همبستگی منفی دارد. این همبستگی منفی در حالتی که میزان اطلاعات در دسترس شرکت‌های همتا افزایش می‌یابد، کاهش پیدا می‌کند (Shroff et al., 2017).
جودکی و همکاران (1402) اثر تعدیلگری شرکت‌های رهبر و جوان در صنعت بر رابطۀ عملکرد شرکت‌های همتا با سرمایه‌گذاری شرکت را بررسی کرده‌اند. یافته‌ها نشان می‌دهد شرکت‌ها برای تعیین راهبرد و میزان سرمایه‌گذاری‌های خود، از رفتار سرمایه‌گذاری شرکت‌های همتا الگوبرداری می‌کنند. همچنین، وجود شرکت‌های رهبر در صنعت تأثیر مثبت عملکرد شرکت‌های همتا بر سرمایه‌گذاری را تقویت می‌کند؛ در حالی که شرکت‌های جوان تأثیری بر این رابطه ندارند (جودکی و همکاران، 1402).
فرج‌زاده دهکردی (1401) در پژوهشی با نمونۀ 212 شرکت پذیرفته‌شده در بورس تهران طی سال‌های 1388 تا 1400 تأثیر گزارشگری مالی فرصت‌طلبانه بر کارایی عملیاتی شرکت‌های همتا را بررسی کرد. یافته‌ها نشان داد این نوع گزارشگری موجب کاهش کارایی سرمایه‌گذاری در شرکت‌های همتا می‌شود؛ اما تأثیر آن بر همۀ شرکت‌ها یکسان نیست. شرکت‌های با عملکرد ضعیف‌تر بیشتر تحت تأثیر قرار می‌گیرند. همچنین، شرکت‌های پیشرو در صنعت به دلیل تأثیرپذیری کمتر، کمتر تحت تأثیر گزارشگری فرصت‌طلبانه قرار می‌گیرند (فرج‌زاده دهکردی، 1401).
کردستانی و جعفری سوق (1401) تأثیر عملکرد همتایان بر مدیریت سود را بررسی کردند. با توجه به ویژگی‌های مشابه و شوک‌های مشترک بازار محصول در شرکت‌های همتا، مدیران از مقایسۀ عملکرد با همتایان آگاه هستند و در صورت لزوم، انگیزۀ دستکاری سود را دارند. با تحلیل داده‌های 114 شرکت بورسی، نتایج نشان داد رابطه‌ای مثبت میان عملکرد همتایان و مدیریت سود، افزایش اقلام تعهدی اختیاری، تغییر پیش‌بینی سود هر سهم و تحقق پیش‌بینی سود وجود دارد؛ بنابراین، مدیران تحت فشار بازار سرمایه، سود حسابداری را در پاسخ به عملکرد شرکت‌های همتا دستکاری می‌کنند (کردستانی و جعفری سوق، 1401).
فتاحی (1400) تأثیر قابلیت مقایسۀ اطلاعات حسابداری شرکت‌ها با شرکت‌های همتا بر تعیین پاداش هیئت‌مدیره را بررسی کرد. نتایج این پژوهش نشان داد رابطه‌ای مثبت و معنادار بین قابلیت مقایسه اطلاعات حسابداری (با معیارهای بازده سالانۀ سهام و جریان‌های نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی) و پاداش هیئت‌مدیره وجود دارد. به عبارتی، شرکت‌ها در تنظیم قرارداد پاداش مدیران، عملکرد آن‌ها را از طریق این دو معیار با شرکت‌های همتا مقایسه می‌کنند؛ بنابراین، شرکت‌هایی که قابلیت مقایسۀ بیشتری با همتایان خود دارند، پاداش بیشتری به هیئت‌مدیره پرداخت می‌کنند (فتاحی، 1400).
مرادی و همکاران (1399) نشان دادند رابطه‌ای معنادار بین عملکرد شرکت‌های رقیب و مدیریت سود تعهدی وجود دارد. به عبارت دیگر، تصمیم‌های مالی و عملیاتی شرکت‌ها تحت تأثیر سیاست‌های رقبا قرار می‌گیرند. در صورتی که رقبا عملکرد مطلوبی داشته باشند، شرکت‌ها برای دست‌یابی به عملکرد مشابه، به دستکاری اطلاعات مالی از جمله مدیریت سود روی می‌آورند (مرادی و همکاران، 1399).
روش شناسی پژوهش
این پژوهش از لحاظ هدف، بنیادین و از نظر روش، قیاسی - استقرایی است؛ قیاسی به لحاظ تبیین فرضیه‌های پژوهش به کمک نظریه‌های موجود و استقرایی به دلیل آزمون فرضیهها. برای آزمون فرضیهها، از تحلیل همبستگی استفاده شده است. روش‌شناسی این پژوهش شبه‌تجربی از نوع پس‌رویدادی (استفاده از اطلاعات گذشته) است که در حوزۀ پژوهش‌های اثباتی حسابداری و مبتنی بر اطلاعات واقعی قرار می‌گیرد. بررسی داده‌ها به صورت تحلیل داده‌های ترکیبی (مقطعی و سری زمانی) و با استفاده از رگرسیون خطی چندمتغیره انجام شده است. برای برآورد مدل‌های پژوهش از روش برآوردگر حداقل مربعات دومرحله‌ای استفاده شده است.
جامعه و نمونۀ آماری
جامعۀ آماری پژوهش شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند. برای تعیین نمونۀ آماری بر روی جامعه شرط‌های زیر اعمال شده‌اند:
نگارۀ 1. شرایط غربال جامعۀ آماری پژوهش
Table 1. Screening criteria for the research statistical population
|
ردیف |
شرایط و محدودیت‌ها |
تعداد |
|
1 |
کلیۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در تاریخ 29/12/1400 |
405 |
|
2 |
شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی عضو بورس نبودهاند |
46 |
|
3 |
بانک‌ها و مؤسسه‌های مالی و سایر شرکت‌های سرمایه‌گذاری |
104 |
|
4 |
در قلمرو زمانی پژوهش پایان سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند ماه هر سال نباشد |
76 |
|
5 |
توقف بیش از سه ماه داشته باشد |
18 |
|
6 |
شرکت‌هایی که در آن‌ها داده‌های لازم برای متغیرها در دسترس نبودهاند |
28 |
|
7 |
تعداد شرکت‌های موجود در گروه صنعت کوچک‌تر مساوی عدد 5 باشد |
20 |
|
|
تعداد کل شرکت‌هایی که حذف شده‌اند |
292 |
|
|
شرکت‌های تحت بررسی پژوهش |
113 |
با توجه به شرایط و محدودیت‌های بیان‌شده، از میان شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، تعداد 113 شرکت برای دورۀ 10ساله (1391 تا 1400) به عنوان نمونۀ آماری پژوهش انتخاب شدند که در مجموع، 1130 سال - شرکت را شامل می‌شود. گفتنی است، داده‌های مربوط به سال‌های 1388 تا 1390 نیز به دلیل روش محاسبۀ برخی از متغیرها جمع‌آوری شده‌اند. داده‌های مورد نیاز از تارنماهای سامانۀ جامع اطلاع‌رسانی ناشران (کدال)، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و اطلاع‌رسانی شرکت بورس استخراج شده‌اند. برای آماده‌سازی داده‌های متغیرهای لازم در مدل‌های فرضیهها، از زبان برنامه‌نویسی پایتون و نرم‌افزار اکسل نسخۀ 2019 استفاده شده است. در نهایت، برای تجزیهوتحلیل آماری و آزمون فرضیه‌های پژوهش از نرم‌افزار ایویوز نسخۀ 10 بهره گرفته شده است.
مدل پژوهش بر اساس روش مانسکی (1993) که چارچوب مدل (1) را برای تخمین آثار شرکت‌های همتا ارائه می‌کند، توسعه می‌یابد (Manski, 1993).
|
مدل (1) |
|
متغیر وابستۀ y متغیری است که آثار همتا روی آن مطالعه می‌شوند.x نشان‌دهندۀ یک گروه مرجع و Z نشان دهندۀ ویژگی‌های فردی قابل مشاهده و u نشان‌دهندۀ عوامل فردی غیرقابل مشاهده است. اگر پارامترها غیرصفر باشند، β و γ به‌ترتیب تأثیر اقدامات همتا (آثار همتا) و تأثیر ویژگی‌های شرکت همتا (آثار زمینه‌ای) در تعامل اجتماعی را نشان می‌دهند؛ با این حال، پژوهشگران نمی‌توانند مدل (1) را تخمین بزنند؛ زیرا «افراد یک گروه به دلیل ویژگی‌های یکسان یا محیط‌های مشابه، رفتارهای مشابه دارند»؛ یعنی مشکل تشخیص از این واقعیت ناشی می‌شود که ارتباط متغیر وابستۀ تحت بررسی با میانگین متغیر گروه تجزیهوتحلیل می‌شود که ممکن است با آن ارتباط داشته باشد (Manski, 1993).
از آنجا که متغیر وابسته بر روی متغیر حاصل‌شده از متوسط گروه تأثیر می‌گذارد و می‌تواند به صورت مکانیکی با آن همبستگی داشته باشد، یک رگرسیون حداقل مربعات معمولی که مسألۀ درون‌زایی را در نظر نمی‌گیرد، شواهدی از آثار همتا ارائه نمی‌دهد (Manski, 1993; Angrist & Pischke, 2009; Angrist 2014). مانسکی (1993) از این موضوع به عنوان مشکل بازتاب یاد می‌کند؛ زیرا مشکل شبیه تفسیر حرکات تقریباً هم‌زمان یک شخص و بازتاب او در آینه است؛ بنابراین، یک راهبرد مناسب برای غلبه بر مشکل بازتاب مورد نیاز است (Manski, 1993).
شرکت‌هایی که در یک صنعت فعالیت می‌کنند، ویژگی‌های مشابهی در عملیات خود دارند و با رخدادهای غیرمنتظرۀ مشترکی در بازار محصولات خود مواجه هستند. سرمایه‌گذاران، اقتصاددانان و تحلیلگران معمولاً شرکت های فعال در یک صنعت را به عنوان گروه‌های همتا در نظر می‌گیرند.
راهبرد این پژوهش استفاده از ابزار بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی سهام شرکت‌های همتا[3] ( به عنوان یک منبع تغییرات برون‌زا در ویژگی‌های شرکت‌های همتا است (Manski, 1993; Leary & Roberts, 2014). بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا برابر میانگین بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی ( شرکت‌های صنعت j در سال مالی t به‌استثنای شرکت i تعریف شده است. بازده‌های غیرمنتظره به طور ساختاری تغییرات مشترک زیادی را در بر نمی‌گیرند و عمدتاً نمایانگر عملکرد ویژۀ شرکت هستند (Leary & Roberts, 2014). علاوه بر این، بازده‌های غیرمنتظره به لحاظ مقطعی و زمانی همبستگی ندارند و تا حدی زیاد با ویژگی‌های شرکت مانند سودآوری، اندازه و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری همبستگی ندارند. این ویژگی‌ها را به عنوان معیاری خوب از عملکرد همتایان که کمتر در معرض نگرانی‌های درون‌زایی است، نشان می‌دهند (Leary & Roberts, 2014).
برای برآورد بازده غیرمنتظره اختصاصی سهام یک شرکت ( ، از مدل (2) برای تجزیۀ بازده‌ها استفاده شده است:
|
مدل (2) |
|
در مدل (2):
i نشان‌دهندۀ شرکت، j نشان‌دهندۀ صنعت و t نشان‌دهندۀ ماه است.
بازده خام ماهانه برای شرکت i از صنعت j در ماه t است.
بازده بدون ریسک در ماه t است. در این پژوهش، نرخ سود سالانۀ مصوب بانک مرکزی به نرخ ماهانه تبدیل شده و به عنوان نرخ بازده بدون ریسک در نظر گرفته شده است.
بازده ماهانۀ بازار است.
بازده ماهانۀ سبد هم‌وزن (میانگین ساده) شرکت‌های همتا در صنعت j با حذف شرکت i از سبد است.
عبارت نشان‌دهندۀ بازده اضافی بازار در ماه t و عبارت نشان‌دهندۀ بازده اضافی سبد هم‌وزن از صنعت است که شرکت i از آن سبد حذف شده است.
ابتدا، مدل (2) برای شرکت i با استفاده ازداده‌های 24 ماه قبل از سال مالی t برآورد می‌شود. سپس، با استفاده از ضرایب برآورد، بازده مورد انتظار به صورت ماه به ماه در سال t محاسبه می‌شود. در مرحلۀ بعد، با در نظر گرفتن تفاوت بین بازده خام ماهانه و بازده ماهانۀ مورد انتظار، بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی به صورت ماه به ماه در طول سال مالی محاسبه می‌شود. در نهایت، برای سازگاری با تناوب متغیرهای حسابداری و افشا، بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی در طول سال مالی ترکیب می‌شود تا بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی سال مالی به دست آورده شود. (منظور از ترکیب بازده‌ها این است که برای محاسبۀ بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی سالانۀ شرکت، بازده‌های غیرمنتظرۀ اختصاصی هر ماه به طور پیوسته با هم ترکیب می‌شوند؛ به طوری که بازده نهایی نمایانگر اثر مرکب تمامی بازده‌های ماهانه در طول سال است).
برای مثال، برای محاسبۀ بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت فولاد در سال مالی 1391، ابتدا مدل (2) با داده‌های بازده ماهانه از فرودین سال 1389 تا اسفند سال 1390 برآورد می‌شود. سپس، از ضرایب برآوردشده و داده‌های بازده ماهیانۀ فروردین سال 1391 تا اسفند 1391 در رابطه‌های (2-1) و (2-2) استفاده می‌شود تا بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت فولاد به صورت زیر محاسبه شود:
|
رابطۀ (2-1) |
بازده مورد انتظار |
|
رابطۀ (2-2) |
|
برای به دست آوردن بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی برای سال 1392، این فرآیند با به‌روزرسانی نمونۀ برآورد از فروردین سال 1390 تا اسفند سال 1392 و با استفاده از بازده‌های ماهیانه در طول سال 1392 تکرار می‌شود. برای حفظ سازگاری با دورۀ داده‌های حسابداری، بازده‌های ماهانه ترکیب می‌شوند تا یک اندازه‌گیری سالانه به دست آید. برای ساخت ابزار ( ، این اندازه‌گیری برای تمام شرکت‌های صنعت فلزات اساسی تکرار می‌شود و از بازده‌های غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتای فولاد در هر سال میانگین گرفته می‌شود.
به طور شهودی، این راهبرد می‌تواند به عنوان تطبیق هر شرکت با شرکت‌های دیگر در صنعت تلقی شود. برای مثال، صنعتی را با فقط دو شرکت A و B در نظر بگیرید. در این پژوهش، از بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت B استفاده می‌شود تا تأثیر رفتار و تصمیم‌های شرکت B بر تصمیم مالی شرکت A نشان داده شود. میانگین‌گیری ابزاری مناسب را برای کاهش ابعاد مسأله و خلاصه کردن اطلاعات برجسته فراهم می‌کند و تضمین می‌کند رخدادهای غیرخطی مسئول شناسایی نیستند و نویز را در بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی کاهش می‌دهد (Seo, 2021).
برای آزمون فرضیۀ اول از مدل (3) استفاده می‌شود که بر اساس مدل (1)، برای بررسی اثر شرکت‌های همتا بر افشای اختیاری اطلاعات شرکت توسعه یافته است و در آن، متغیر وابسته است و بیانگر سطح افشای داوطلبانۀ مدیر برای شرکت i است. متغیر مستقل است که میانگین سطح افشای داوطلبانۀ مدیر برای شرکت‌های همتا در همان صنعت j با شرکت i در دورۀ (سال) t است. سطح افشای مدیر شرکت i در محاسبۀ میانگین صنعت برای جلوگیری از همبستگی مکانیکی حذف خواهد شد. متغیرهای کنترلی عبارت‌اند از: متغیرهای ویژۀ شرکت که در پژوهش‌های پیشین به عنوان عوامل تعیین‌کنندۀ اصلی تصمیم‌های افشای شرکت در نظر گرفته می‌شدند (Ajinkya et al., 2005; Balakrishnan et al., 2014; Boone & White, 2015) و میانگین‌های شرکت همتا در همان متغیرهای ویژه برای کنترل آثار زمینه‌ای در نظر گرفته می‌شوند و با پیشوند "P_" نشان داده می‌شوند. همچنین، برای شناسایی همتایان صنعتی از طبقه‌بندی صنایع توسط سازمان بورس استفاده می‌شود.
|
مدل (3) |
|
در صورتی که ضریب مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ اول رد نمی‌شود. با توجه به درون‌زایی متغیر ، مدل افشای شرکت - افشای همتایان با دستگاه معادلات روابط (3-1) و (3-2) با رویکرد متغیر ابزاری برآورد می‌شود.
|
رابطۀ (3-1) |
|
|
|
رابطۀ (3-2) |
|
|
برای آزمون فرضیۀ دوم از مدل (4) که بر اساس مدل (3) توسعه یافته است استفاده می‌شود. در آزمون فرضیۀ دوم، از متغیر تعدیل‌کنندۀ وابستگی تأمین مالی برون‌سازمانی، استفاده خواهد شد که به عنوان مخارج سرمایه‌ای منهای جریان‌های نقد عملیاتی تقسیم بر مخارج سرمایه (خالص افزایش در اموال، ماشین‌آلات، تجهیزات به علاوۀ استهلاک) برای شرکت i در دورۀ t-1 تعریف می‌شود (Seo, 2021). دلیل استفاده از این شاخص آن است که اگر جریان نقدی عملیاتی شرکت کمتر از مخارج سرمایه‌ای باشد، شرکت برای تأمین نیازهای مالی خود ناگزیر به استفاده از منابع برون‌سازمانی خواهد بود. پس از اندازه‌گیری ، شاخص High به این صورت تعریف می‌شود که اگر وابستگی تأمین مالی برون‌سازمانی از میانۀ نمونه بیشتر شود، برابر یک و در غیر این صورت صفر است. مدل (4) در این پژوهش مدل افشای شرکت - افشای همتایان با نقش تأمین مالی برون‌سازمانی نام‌گذاری می‌شود.
|
مدل (4) |
|
در صورتی که ضریب متغیر در مدل (4) مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ دوم رد نمی‌شود. متغیرهای و درون‌زا هستند؛ بنابراین، با کمک دستگاه معادلات روابط (4-1)، (4-2) و (4-3) با رویکرد متغیر ابزاری مدل برآورد می‌شود.
|
رابطۀ (4-1) |
|
|
رابطۀ (4-2) |
|
|
رابطۀ (4-3) |
|
در این پژوهش، سطح افشای داوطلبانۀ مدیر شرکت است که شامل تفسیرهای مدیر و پیش‌بینی‌های مدیریتی در گزارش فعالیت هیئت‌مدیره است و بر اساس شاخص‌های بوتوسان (1997) ساخته شده است (Botosan, 1997). شاخص‌ها پس از بررسی از نظر عدم الزام مطابق استانداردهای حسابداری یا قوانین، در شش بخش کلی شامل بیان چشم‌انداز، اهداف و راهبردهای شرکت، پیش‌بینی‌های شرکت، اطلاعات مربوط به تحلیل وضعیت مالی و عملیاتی شرکت، پژوهش و توسعه، مدیریت ریسک عمومی و آماره‌های کلیدی غیرمالی تقسیم‌بندی می‌شوند. عناوین شاخص‌های انتخاب‌شده در نگارۀ (2) مندرج شده‌اند.
نگارۀ 2. عناوین کلی و عناصر چک‌لیست افشای اختیاری مدیریتی
Table 2. General Headings and Elements of Management's Voluntary Disclosure Checklist
|
ردیف |
عنوان کلی |
فهرست موارد افشای اختیاری |
|
1 |
بیان چشم‌انداز، اهداف و راهبردهای شرکت |
1- تشریح و بیان چشم‌انداز آتی 2- بیان اهداف و راهبردهای شرکت 3- اقدامات انجام‌شده در طی سال برای دست‌یابی به اهداف 4- اقدامات برنامه‌ریزی‌شده برای دست‌یابی در سال‌های آتی |
|
2 |
پیش‌بینی‌های شرکت |
5- پیش‌بینی فروش‌های آتی 6- مقایسۀ پیش‌بینی فروش‌های قبلی با فروش‌های واقعی 7- پیش‌بینی سودهای آتی 8- مقایسۀ پیش‌بینی‌های قبلی سود با سودهای واقعی 9- پیش‌بینی دریافت‌ها و پرداخت‌های نقدی برای دوره‌های آتی 10- پیش‌بینی مخارج سرمایه‌ای 11- پیش‌بینی سهم از بازار |
|
3 |
اطلاعات مربوط به تحلیل وضعیت مالی و عملیاتی شرکت |
12- نسبت‌های سودآوری 13- نسبت‌های نقدینگی 14- نسبت‌های فعالیت 15- نسبت‌های ارزیابی بازار 16- نسبت‌های اهرمی 17- فروش سربه‌سر مربوط به محصولات یا خدمات |
|
4 |
پژوهش و توسعه |
18- توضیح پروژه‌های پژوهش و توسعه 19- سیاست‌های شرکت در رابطه با پژوهش و توسعه 20- موقعیت فعالیت‌های پژوهش و توسعه 21- تعداد کارکنان مشغول به کار در پژوهش و توسعه 22- تشریح توسعۀ محصولات جدید |
|
5 |
مدیریت ریسک عمومی |
23- تشریح و توضیح ریسک کلی و ریسک عمومی شرکت 24- اطلاعات و جزئیاتی در رابطه با سایر ریسک‌ها (ریسک نقدینگی، تورم، نرخ بهره) |
|
6 |
آماره‌های کلیدی غیرمالی |
25- تجزیهوتحلیل کیفی و کمی رقبا 26- تجزیهوتحلیل کیفی و کمی سهم از بازار محصولات یا خدمات 27- میزان رشد کمی فروش 28- تشریح مشتری‌ها |
به هر قلم از موارد موجود در چک‌لیست که توسط شرکت‌ها افشا شده باشد، امتیاز یک و در غیر این صورت، امتیاز صفر تعلق می‌گیرد. در نهایت، سطح افشای اختیاری از تقسیم مجموع امتیازات حاصل بر کل امتیاز قابل دریافت، یعنی 28، به دست می‌آید.
متغیر مستقل
افشای داوطلبانۀ مدیر شرکت‌های همتا ( ): میانگین سطح افشای داوطلبانۀ مدیر ( ) برای شرکت‌های همتا در همان صنعت j با شرکت i در دورۀ (سال) t است. شاخص افشای مدیریت شرکت i در محاسبۀ میانگین متوسط برای جلوگیری از همبستگی مکانیکی حذف شده است.
اندازۀ شر کت ( ): این متغیر برابر لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام برای شرکت i از ابتدای سال مالی t تعریف می‌شود. اندازۀ شرکت یک عامل مهم در تصمیم‌گیری برای افشای اختیاری است. شرکت‌های بزرگ‌تر معمولاً به افشای اطلاعات بیشتر تمایل دارند؛ زیرا آن‌ها با فشارهای بیشتری از سوی سهامداران و تحلیلگران مواجه هستند. همچنین، شرکت‌های بزرگ‌تر معمولاً منابعی بیشتر برای تهیه و ارائۀ اطلاعات دارند.
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری ( ): برابر تقسیم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام بر ارزش دفتری دارایی‌های شرکت i در ابتدای سال مالی t است. این نسبت نشان‌دهندۀ فرصت‌های رشد شرکت است. شرکت‌هایی با MTB بیشتر ممکن است برای افشای اختیاری انگیزه‌ای بیشتر داشته باشند تا عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش دهند و ارزش واقعی خود را به بازار نشان دهند.
بازده دارایی‌ها ( ): برابر تقسیم سود خالص بر ارزش دفتری کل دارایی‌های شرکت i در ابتدای سال مالی t تعریف می‌شود. شرکت‌هایی با عملکرد بهتر ممکن است به افشای اختیاری بیشتر تمایل داشته باشند تا موفقیت خود را نشان دهند. از سوی دیگر، شرکت‌هایی با عملکرد ضعیف ممکن است برای توضیح دلایل عملکرد پایین خود، افشای بیشتری انجام دهند.
اهرم ( ): برابر نسبت مجموع بدهی‌ها به مجموع دارایی‌ها تعریف می‌شود. سطح بدهی شرکت ممکن است بر تصمیم‌های افشا تأثیر بگذارد. شرکت‌هایی با اهرم بالاتر ممکن است برای اطمینان‌بخشی به اعتباردهندگان و کاهش هزینه‌های نمایندگی بدهی افشای بیشتری انجام دهند .
درصد مالکیت سهامداران نهادی ( ): درصد مالکیت نهادی از سهام عادی که متعلق به سرمایه‌گذاران نهادی است. سرمایه‌گذاران نهادی، به عنوان هر شخص حقیقی یا حقوقی که بیش از 5 درصد ارزش اسمی اوراق بهادار را در اختیار داشته باشد، تعریف می‌شوند. سهامداران نهادی معمولاً بر مدیریت بیشتر نظارت دارند و می‌توانند برای افشای اطلاعات بیشتر فشار اعمال کنند. حضور سهامداران نهادی ممکن است به افزایش شفافیت و افشای بیشتر منجر شود.
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا ( ): میانگین بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتای شرکت i در سال مالی t-1 است که در محاسبۀ میانگین شرکت i حذف شده است.
نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی ( ): یک متغیر تعدیلگر است که اگر نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی از میانۀ نمونه بیشتر باشد، برابر یک و در غیر این صورت برابر صفر است. نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی نیز برابر است با مخارج سرمایه‌ای منهای جریان‌های نقدی حاصل از عملیات تقسیم بر مخارج سرمایه‌ای برای شرکت i در سال مالی t-1 که از گزارش‌های سالانۀ موجود در کدال استخراج می‌شود. مخارج سرمایه‌ای نیز از تفاضل دارایی‌های ثابت ابتدای دوره و پایان دوره به علاوۀ هزینه استهلاک محاسبه می‌شوند (Seo, 2021).
به همراه آمار توصیفی ویژگی‌های شرکت، آمار توصیفی ویژگی‌های شرکت‌های همتا نیز در نگارۀ (3) ارائه شده‌اند. متغیرهای کنترل در سطح شرکت نشان‌دهندۀ متغیرهای اصلی شرکت در سال t-1 هستند. متغیرهای کنترل شرکت‌های همتا برابر میانگین متغیرهای کنترل (سال t-1) تمام شرکت‌ها در یک صنعت بدون شرکت iام هستند.
با توجه به نگارۀ (3)، میانگین سطح افشای مدیریت شرکت‌ها برابر 3356/0 است؛ این بدان معنا است که بیشتر مشاهدات در اطراف این نقطه متمرکز هستند. همچنین، مقدار میانه نیز برابر 3393/0 است که نشان می‌دهد سطح افشای نیمی از شرکت - سال‌ها کمتر از این مقدار و نیمی بیش از این مقدار بوده است. اعداد بیشینه و کمینه نیز برابر 5714/0 و 1500/0 هستند. انحراف معیار برابر 0783/0 است که بیانگر انحراف (پراکندگی) نسبتاً کم افشای داوطلبانۀ مدیر شرکت‌ها است. میانگین سطح افشاهای مدیریت شرکت‌های همتا نیز برابر 3352/0 و میانه نیز برابر 3367/0 است. میزان انحراف معیار سطح افشای مدیریت شرکت‌های همتا برابر 0474/0 است که بیانگر پراکندگی کم‌افشای مدیریت شرکت‌های همتا است.
نگارۀ 3. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
Table 3. Descriptive Statistics of Research Variables
|
نام متغیر |
علائم اختصاری |
میانگین |
میانه |
بیشینه |
کمینه |
انحراف معیار |
|
|
|
سطح افشا در شرکت‌های همتا |
|
3352/0 |
3367/0 |
4833/0 |
2333/0 |
0474/0 |
|
|
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی سهام |
|
0234/0 |
-0980/0 |
5571/2 |
-0353/1 |
6379/0 |
|
|
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا |
|
0450/0 |
0209/0 |
7720/0 |
-4865/0 |
2015/0 |
|
|
|
سطح افشای شرکت |
|
3356/0 |
3393/0 |
5714/0 |
1500/0 |
0783/0 |
|
|
|
متغیرهای کنترل در سطح شرکت |
|
|||||||
|
ارزش بازار حقوق مالکانه به دارایی‌ها |
|
1305/1 |
8270/0 |
5648/7 |
0000/0 |
0762/1 |
|
|
|
اندازۀ شرکت |
|
9036/28 |
6523/28 |
5042/34 |
4320/24 |
8540/1 |
|
|
|
بازده دارایی‌ها |
|
1790/0 |
1384/0 |
8053/0 |
-4002/0 |
1890/0 |
|
|
|
نسبت بدهی |
|
5319/0 |
5370/0 |
9986/0 |
0000/0 |
2097/0 |
|
|
|
مالکیت نهادی |
|
5633/65 |
7200/70 |
7000/98 |
0000/0 |
2348/22 |
|
|
|
متغیرهای کنترل در سطح شرکت‌های همتا |
|
|||||||
|
ارزش بازار حقوق مالکانه به ارزش دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
|
1391/1 |
0228/1 |
4398/5 |
1203/0 |
7966/0 |
|
|
|
اندازۀ شرکت‌های همتا |
|
9493/28 |
6751/28 |
2019/33 |
6546/25 |
4878/1 |
|
|
|
بازده دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
|
1831/0 |
1625/0 |
6163/0 |
-0122/0 |
1357/0 |
|
|
|
نسبت بدهی شرکت‌های همتا |
|
5432/0 |
5556/0 |
7859/0 |
2182/0 |
0985/0 |
|
|
|
مالکیت نهادی شرکت‌های همتا |
|
8153/65 |
9250/66 |
6025/89 |
2717/36 |
9268/9 |
|
|
|
|
درصد یک |
تعداد مشاهدات یک |
درصد صفر |
تعداد مشاهدات صفر |
||||
|
نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی |
4/27 |
310 |
6/72 |
821 |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||||
میانگین بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی هر سهم نیز برابر 0234/0 است؛ این بدان معنا است که میانگین بازده واقعی شرکت‌ها به اندازۀ 3/2 درصد بیشتر از بازده مورد انتظار شرکت‌ها بوده است. مقدار میانه نیز برابر 0980/0 است که بیانگر آن است که در نیمی از شرکت - سال‌ها میزان بازده واقعی به میزان 8/9 درصد بیشتر از بازده مورد انتظار بوده است. میزان بیشینه و کمینۀ بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی 5571/2 و 0353/1- است و انحراف معیار آن برابر 6379/0 است که نشان‌دهندۀ پراکندگی زیاد بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی در اطراف میانگین است. این پراکندگی زیاد با توجه به صعود سال‌های 1397 تا 1399 و سقوط سال 1399 الی 1400 قابل انتظار بود. میانگین بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا نیز برابر 0450/0 است. مقدار بیشینه و کمینۀ بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا که ابزار استفاده‌شده در پژوهش است نیز برابر 7720/0 و 4865/0- است و همچنین، انحراف معیار برابر 2015/0 است.
برای برآورد هر یک از روابط استفاده‌شده در مدل‌های افشای شرکت - افشای همتایان و افشای شرکت - افشای همتایان با نقش تأمین مالی برون‌سازمانی، لازم است مشخص شود داده‌ها از نوع ترکیبی یا تلفیقی هستند. برای این منظور، از آزمون اف-لیمر استفاده شده است و نتایج آزمون یادشده در نگارۀ (4) نشان داده شده است. بر اساس نتایج مندرج در نگارۀ (4) برای هر دو مدل پژوهش، در هر دو مرحله، میزان آمارۀ نتیجۀ آزمون اف-لیمر کمتر از سطح خطای 5 درصد است و انتخاب داده‌های ترکیبی به‌جای داده‌های تلفیقی تأیید می‌شود.
حال، ضرورت دارد ثابت یا تصادفی بودن اثرات داده‌های ترکیبی مشخص شود. برای این منظور، از آزمون هاسمن استفاده می‌شود و نتایج آزمون هاسمن در نگارۀ (5) نمایش داده شده است. نتایج مندرج در نگارۀ (5) نشان می‌دهد در تمام موارد احتمال آمارۀ کای دو کمتر از 05/0 است؛ بنابراین، برای هر دو مدل در هر دو مرحله باید از مدل داده‌های ترکیبی با اثرات ثابت استفاده کرد.
نگارۀ 4. نتایج آزمون‌های اف-لیمر و هاسمن
Table 4. Results of F-Limer Test and Hausman Tests
|
آزمون اف-لیمر |
مدل |
شرح |
آمارۀ اف-لیمر |
احتمال آمارۀ اف-لیمر |
نتیجه |
|
مدل افشای شرکت - افشای همتایان |
رابطۀ (3-1) |
4827/3 |
0000/0 |
روش تابلویی |
|
|
رابطۀ (3-2) |
8875/6 |
0000/0 |
روش تابلویی |
||
|
مدل افشای شرکت - افشای همتایان با نقش تأمین مالی برون‌سازمانی |
رابطۀ (4-1) |
3865/3 |
0000/0 |
روش تابلویی |
|
|
رابطۀ (4-2) |
5318/1 |
0007/0 |
روش تابلویی |
||
|
رابطۀ (4-3) |
551046/5 |
0000/0 |
روش تابلویی |
||
|
آزمون هاسمن |
مدل |
شرح |
آزمون کای دو |
احتمال آمارۀ کای دو |
نتیجه |
|
مدل افشای شرکت - افشای همتایان |
رابطۀ (3-1) |
9961/52 |
0000/0 |
اثرات ثابت |
|
|
رابطۀ (3-2) |
8296/25 |
0113/0 |
اثرات ثابت |
||
|
مدل افشای شرکت - افشای همتایان با نقش تأمین مالی برون‌سازمانی |
رابطۀ (4-1) |
1927/54 |
0000/0 |
اثرات ثابت |
|
|
رابطۀ (4-2) |
4013/25 |
0308/0 |
اثرات ثابت |
||
|
رابطۀ (4-3) |
973436/46 |
0000/0 |
اثرات ثابت |
||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
|||||
عدم وجود هم‌خطی چندگانه بین متغیرهای توضیحی
نتایج آزمون عامل تورم واریانس در نگارۀ (6) برای تمام رابطه‌های پژوهش ارائه شده است. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده، مشاهده می‌شود عامل تورم واریانس برای تمام متغیرها کمتر از ده است؛ بنابراین، مشکل هم‌خطی چندگانه وجود ندارد.
نگارۀ 5. نتایج آزمون عامل تورم واریانس
Table 5. Results of Variance Inflation Factor Test
|
نام متغیر |
|
فرضیۀ اول |
فرضیۀ دوم |
|||
|
|
مرحلۀ اول |
رگرسیون اصلی |
مرحلۀ اول |
رگرسیون اصلی |
||
|
|
رابطۀ (3-9) |
رابطۀ (3-10) |
رابطۀ (3-12) |
رابطۀ (3-13) |
رابطۀ (3-14) |
|
|
P_MD_FY |
|
255/1 |
605/1 |
|||
|
PSHOCK |
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا |
021/1 |
282/1 |
282/1 |
||
|
P_MD_FY*HIGH_EFIN |
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا* نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی |
0825/1 |
||||
|
PSHOCK*HIGH_EFIN |
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا* شاخص نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی |
313/1 |
313/1 |
|||
|
HIGH_EFIN |
شاخص نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی |
160/1 |
160/1 |
1315/1 |
||
|
MTB |
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت |
602/1 |
622/1 |
571/1 |
571/1 |
622/1 |
|
SIZE |
اندازۀ شرکت |
340/1 |
362/1 |
375/1 |
375/1 |
372/1 |
|
ROA |
بازده دارایی‌ها |
598/2 |
599/2 |
575/2 |
575/2 |
641/2 |
|
LEVERAGE |
اهرم |
916/1 |
914/1 |
818/1 |
818/1 |
932/1 |
|
INSTOWN |
درصد مالکیت سهامداران نهادی |
180/1 |
185/1 |
185/1 |
185/1 |
198/1 |
|
P_MTB |
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت‌های همتا |
040/2 |
193/2 |
907/1 |
907/1 |
200/2 |
|
P_Size |
اندازۀ شرکت‌های همتا |
104/2 |
145/2 |
112/2 |
112/2 |
149/2 |
|
P_ROA |
بازده دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
426/3 |
446/3 |
437/3 |
437/3 |
472/3 |
|
P_leverage |
اهرم شرکت‌های همتا |
697/2 |
786/2 |
717/2 |
717/2 |
805/2 |
|
P_instown |
درصد مالکیت سهامداران نهادی شرکت‌های همتا |
391/1 |
431/1 |
376/1 |
376/1 |
437/1 |
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||
در این پژوهش، از آزمون نسبت درست‌نمایی (LR)[4] برای برسی همسانی واریانس باقیمانده‌ها استفاده شده است. با توجه به نتایج ارائه‌شده در نگارۀ (7)، فرض همسانی واریانس برای همۀ مراحل در هر دو مدل رد می‌شود. برای برطرف کردن ناهمسانی واریانس از رگرسیون حداقل مربعات تعمیم‌یافته استفاده می‌شود.
نگارۀ 6. نتایج آزمون نسبت درست‌نمایی
Table 6. Likelihood Ratio Test Results
|
مدل |
آمارۀ LR |
احتمال آمارۀ LR |
نتیجه |
|
|
مدل افشای شرکت - افشای همتایان |
رابطۀ (3-1) |
970/157 |
0034/0 |
ناهمسانی واریانس |
|
رابطۀ (3-2) |
782/188 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
|
|
مدل افشای شرکت - افشای همتایان با نقش تأمین مالی برون‌سازمانی |
رابطۀ (4-1) |
168/159 |
0028/0 |
ناهمسانی واریانس |
|
رابطۀ (4-2) |
657/6761 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
|
|
رابطۀ (4-3) |
1668/189 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
|
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||
آزمون درون‌زا بودن متغیرها
یکی از شروط لازم برای برآورد به روش حداقل مربعات دومرحله‌ای اثبات درون‌زایی متغیرهای درون‌زای معادلات است. برای این منظور، از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. ایدۀ اساسی آزمون درون‌زایی هاسمن مقایسۀ دو دسته از برآوردهاست که یکی تحت هر دو فرضیۀ صفر و جایگزین و دیگری فقط تحت فرضیۀ جایگزین سازگار است. در این آزمون، آزمون هاسمن با استفاده از یک رگرسیون کمکی به دست آورده می‌شود؛ به این معنا که دو معادلۀ رگرسیون برآورد می‌شوند؛ به این طریق که در معادلۀ رگرسیون اول متغیری که تصور می‌شود درون‌زا است بر روی همۀ متغیرهای برون‌زا و ابزاری رگرس می‌شود و پسماند این رگرسیون استخراج و ذخیره می‌شود. سپس، در مرحلۀ دوم معادلۀ مدنظر (معادله‌ای که درون‌زای متغیر مدنظر در آن آزمون می‌شود) که شامل پسماند به‌دست آمده از رگرسیون اول به عنوان یک متغیر توضیحی است، مجدداً برآورد می‌شود. در نهایت، قاعدۀ تصمیم‌گیری به این صورت است که اگر ضریب این متغیر توضیحی جدید در برآورد مرحلۀ دوم از لحاظ آماری معنادار باشد، این موضوع به معنای وجود هم‌زمانی است (خواجوی و قدیران آرانی، 1397).
مقدار پسماند مرحلۀ اول مدل (3) را RESID301 و مقدار پسماند مرحلۀ اول مدل (4) (رابطه‌های (4-1) و (4-2)) را به‌ترتیب RESID401 و RESID402 می‌نامیم.نتایج آزمون درون‌زایی در نگارۀ (8) مندرج شده است.
نگارۀ 7. نتیجۀ آزمون درون‌زایی متغیر افشا در شرکت‌های همتا
Table 7. Result of Endogeneity Test for Disclosure Variable in Peer Companies
|
شمارۀ فرضیه |
نام متغیر |
ضریب متغیر |
انحراف معیار خطاها |
آمارۀ t |
معناداری |
|
فرضیۀ 1 |
RESID301 |
-9089/0 |
3215/0 |
-8271/2 |
0048/0 |
|
فرضیۀ 2 |
RESID401 |
-4012/1 |
3541/0 |
-9562/3 |
0001/0 |
|
RESID402 |
81869/1 |
8028/0 |
2654/2 |
0238/0 |
|
|
منبع: یافتههای پژوهش |
|||||
با توجه به نتایج ارائه‌شده برای هر دو فرضیه، ضریب متغیرهای پسماند مرحلۀ اول در رگرسیون اصلی مخالف صفر و معنادار است؛ بنابراین، بر اساس آزمون هاسمن، درون‌زایی متغیر افشای شرکت‌های همتا در مدل افشای شرکت - افشای شرکت‌های همتا و درون‌زایی متغیر افشای شرکت‌های همتا و متغیر ساخته‌شده از ضرب نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی در متغیر افشای شرکت‌های همتا در مدل افشای شرکت - افشای شرکت‌های همتا با تأثیر نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی تأیید می‌شود.
مسألۀ تشخیص‌پذیری
مسألۀ تشخیص‌پذیری در سیستم معادلات درون‌زا به این معنا است که چگونه می‌توان ضرایب معادلات را به شیوه‌ای سازگار برآورد کرد. برای این مسأله، دو شرط لازم و کافی وجود دارند. در ادامه، عناصر این شروط و سپس، خود شروط تشریح می‌شوند.
: تعداد کل متغیرهای درون‌زا در معادلات
: تعدا متغیرهای درون‌زا در معادلۀ iام
: تعداد متغیرهای برون‌زای از قبل معین در الگو
: تعداد متغیرهای برون‌زای از قبل معین در معادلۀ iام(خواجوی و قدیران آرانی، 1397).
شرط کافی (مرتبه)
تعداد متغیرهای درون‌زا و برون‌زای موجود در معادلۀ مدنظر از تعداد متغیرهای درون‌زای آن معادله منهای یک بیشتر یا مساوی باشد (خواجوی و قدیران آرانی، 1397). رابطۀ (5) نمایش‌دهندۀ شرط مرتبه است.
|
رابطۀ (5) |
|
شرط لازم (درجه)
تعداد متغیرهای برون‌زا با ضریب صفر در آن معادله از تعداد متغیرهای درون‌زا با ضریب غیرصفر در آن معادله منهای یک بیشتر یا مساوی باشد (خواجوی و قدیران آرانی، 1397). رابطۀ (6) بیانگر شرط درجه است.
|
رابطۀ (6) |
|
بر اساس اطلاعات مندرج در نگارۀ (9)، برای هر دو فرضیه شروط کافی و لازم برقرار است؛ بنابراین، می‌توان با کمک متغیرهای ابزاری معرفی‌شده، ضرایب را به روش حداقل مربعات دومرحله‌ای به صورت سازگار برآورد کرد.
نگارۀ 8. متغیرهای شرط کافی و لازم
Table 8. Necessary and Sufficient Condition Variables
|
شمارۀ فرضیه |
: تعداد کل متغیرهای درون‌زا در معادلات |
: تعدا متغیرهای درون‌زا در معادله |
: تعداد متغیرهای برون‌زا در الگو |
: تعداد متغیرهای برون‌زا در معادله |
|
فرضیۀ اول |
1 |
1 |
11 |
10 |
|
فرضیۀ دوم |
2 |
2 |
13 |
11 |
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||
نتایج آزمون فرضیۀ اول
نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش در نگاره‌های (9) و (10) ارائه شده است.
نگارۀ 9. نتایج آزمون فرضیۀ اول (رابطۀ 3-1)
Table 9. Results of Testing the First Hypothesis (Equation 3-1)
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضرایب رگرسیونی |
انحراف معیار |
آمارۀ t |
احتمال آمارۀ t |
|
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا |
PSHOCK |
-0348/0 |
0046/0 |
-4877/7 |
0000/0 |
|
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت |
MTB |
-0002/0 |
0001/0 |
-1347/2 |
0331/0 |
|
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
-0006/0 |
0002/0 |
-2908/3 |
0010/0 |
|
|
بازده دارایی‌ها |
ROA |
0218/0 |
0086/0 |
5226/2 |
0118/0 |
|
|
اهرم |
LEVERAGE |
0982/0 |
0222/0 |
4182/4 |
0000/0 |
|
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی |
INSTOWN |
-0011/0 |
0017/0 |
-6697/0 |
5032/0 |
|
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت‌های همتا |
P_MTB |
0103/0 |
0023/0 |
5117/4 |
0000/0 |
|
|
اندازۀ شرکت‌های همتا |
P_Size |
0067/0 |
0084/0 |
7903/0 |
4296/0 |
|
|
بازده دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
P_ROA |
0262/0 |
0151/0 |
7345/1 |
0832/0 |
|
|
اهرم شرکت‌های همتا |
P_leverage |
-0014/0 |
0027/0 |
-5344/0 |
5932/0 |
|
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی شرکت‌های همتا |
P_instown |
0271/0 |
0029/0 |
2731/9 |
0000/0 |
|
|
عرض از مبدأ |
C |
-3852/0 |
0529/0 |
-2857/7 |
0000/0 |
|
|
آمارۀ F |
احتمال آمارۀ F |
دوربین واتسون |
ضریب تعیین |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
||
|
5031/10 |
0000/0 |
9917/1 |
5970/0 |
5402/0 |
||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||
نگارۀ 10. نتایج آزمون فرضیۀ اول (رابطۀ 3-2)
Table 10. Results of Testing the First Hypothesis (Equation 3-2)
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضرایب رگرسیونی |
انحراف معیار |
آمارۀ t |
احتمال آمارۀ t |
||
|
برآورد افشای شرکت‌های همتا |
|
0652/1 |
3081/0 |
4570/3 |
0006/0 |
||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت |
MTB |
0006/0 |
0003/0 |
8665/1 |
0624/0 |
||
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
0027/0 |
0006/0 |
5075/4 |
0000/0 |
||
|
بازده دارایی‌ها |
ROA |
0505/0 |
0255/0 |
9777/1 |
0483/0 |
||
|
اهرم |
LEVERAGE |
-1341/0 |
0610/0 |
-1989/2 |
0282/0 |
||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی |
INSTOWN |
0028/0 |
0045/0 |
6211/0 |
5347/0 |
||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت‌های همتا |
P_MTB |
0015/0 |
0072/0 |
2080/0 |
8353/0 |
||
|
اندازۀ شرکت‌های همتا |
P_Size |
-0079/0 |
0249/0 |
-3186/0 |
7501/0 |
||
|
بازده دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
P_ROA |
1179/0 |
0456/0 |
-5866/2 |
0099/0 |
||
|
اهرم شرکت‌های همتا |
P_leverage |
0173/0 |
0082/0 |
1173/2 |
0346/0 |
||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی شرکت‌های همتا |
P_instown |
-0080/0 |
0129/0 |
-6149/0 |
5388/0 |
||
|
عرض از مبدأ |
C |
-3798/0 |
2015/0 |
-6884/16 |
0000/0 |
||
|
آمارۀ F |
احتمال آمارۀ F |
دوربین واتسون |
ضریب تعیین |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
|||
|
2507/9 |
0000/0 |
2962/2 |
5514/0 |
5164/0 |
|||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
|||||||
بر اساس یافتههای مندرج در نگارۀ (9)، رابطۀ (3-1) در مجموع معنادار است. سطح معناداری آمارۀ F معادل 0000/0 است که کمتر از 05/0 است و در نتیجه، معناداری را در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می‌کند. آمارۀ دوربین واتسون نیز بیانگر عدم وجود خودهمبستگی در الگو است. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ 54 درصد حاکی از آن است که 54 درصد از تغییرات متغیر وابسته (سطح افشای شرکت‌های همتا) توسط متغیرهای توضیحی تبیین می‌شوند. با توجه به معناداری کلی رابطۀ (3-1)، می‌توان دربارۀ معناداری تک‌تک متغیرها نیز اظهارنظر کرد. ضریب بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا برابر 0348/0- با سطح معناداری 0000/0 است که در سطح 95 درصد معنادار است؛ این بدان معنا است که با افزایش بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت های همتا، میزان افشای آن‌ها کاهش می‌یابد که با نظریۀ افشا هم‌خوانی دارد. با توجه به معناداری آزمون درون‌زایی هاسمن، معناداری ضریب بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا در رابطۀ (3-1) و برقراری شروط مرتبه و درجه، به‌کارگیری رگرسیون حداقل مربعات معمولی به نتایج قابل اتکایی نمی‌انجامد؛ بنابراین، استفاده از رویکرد متغیر ابزاری و روش حداقل مربعات دومرحله‌ای از توجیه کافی برخوردار است.
بر اساس یافتههای مندرج در نگارۀ (10)، رگرسیون اصلی فرضیۀ اول رابطۀ (3-2) نیز در مجموع معنادار است. مقدار احتمال آمارۀ F برابر 0000/0 است که کمتر از 05/0 است؛ بنابراین، فرض صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود. آمارۀ دوربین واتسون عدم وجود خودهمبستگی را تأیید می‌کند. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ 52 درصد نشان می‌دهد 52 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی توضیح داده می‌شوند. با لحاظ معناداری کلی الگو، می‌توان دربارۀ معناداری تک‌تک متغیرها نیز اظهارنظر کرد. ضریب افشای شرکت‌های همتا برابر 0652/1 با سطح معناداری 0006/0 است که در سطح 95 درصد معنادار است. به عبارت دیگر، با افزایش (کاهش) افشای شرکت‌های همتا، میزان افشای شرکت نیز افزایش (کاهش) می‌یابد. بر این اساس، فرضیۀ اول پژوهش مبنی بر اینکه «بین افشای شرکت‌های همتا و افشای شرکت رابطه‌ای معنادار وجود دارد»، رد نمی‌شود.
در رابطه با متغیرهای کنترلی، نتایج نشان می‌دهد اندازۀ شرکت رابطه‌ای مثبت و معنادار با میزان افشا دارد. این یافته را می‌توان به دلایلی همچون منابع بیشتر شرکت‌های بزرگ‌تر برای تهیه و ارائۀ اطلاعات، فشار نظارتی قوی‌تر بر این شرکت‌ها، پیچیدگی بیشتر عملیات آن ها که نیاز به توضیحات بیشتر دارد و تلاش برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی نسبت داد.
بازده دارایی‌ها نیز رابطه‌ای مثبت و معنادار با افشا نشان می‌دهد. شرکت‌های سودآورتر ممکن است برای سیگنال‌دهی مثبت به بازار، جذب سرمایه، کاهش ریسک دعاوی حقوقی و نشان دادن اعتبار مدیریت، تمایل به افشای بیشتر داشته باشند.
از سوی دیگر، اهرم مالی رابطه‌ای منفی و معنادار با افشا نشان می‌دهد. این یافته می‌تواند ناشی از محدودیت‌های قراردادی، تمایل به پنهان کردن ریسک‌های مالی، افزایش هزینه‌های نمایندگی یا فشار مالی در شرکت‌های با اهرم بالا باشد.
نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش در نگاره‌های (11)، (12) و (13) ارائه شده است.
نگارۀ 11. نتایج آزمون فرضیۀ دوم (رابطۀ 4-1)
Table 11. Results of Testing the Second Hypothesis (Equation 4-1)
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضرایب رگرسیونی |
انحراف معیار |
آمارۀ t |
احتمال آمارۀ t |
|||
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا |
PSHOCK |
-0208/0 |
0049/0 |
-2816/4 |
0000/0 |
|||
|
شاخص نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی |
HIGH_EFIN |
-0022/0 |
0020/0 |
-1354/1 |
2565/0 |
|||
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا* شاخص نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی |
PSHOCK *HIGH_EFIN |
0150/0 |
0097/0 |
5444/1 |
1229/0 |
|||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت |
MTB |
0068/0 |
0019/0 |
6335/3 |
0003/0 |
|||
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
0090/0 |
0029/0 |
0914/3 |
0021/0 |
|||
|
بازده دارایی‌ها |
ROA |
-0256/0 |
0091/0 |
-8309/2 |
0048/0 |
|||
|
اهرم |
LEVERAGE |
-0054/0 |
0090/0 |
-6045/0 |
5457/0 |
|||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی |
INSTOWN |
-0001/0 |
0001/0 |
-9473/0 |
3438/0 |
|||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت‌های همتا |
P_MTB |
0212/0 |
0023/0 |
0551/9 |
0000/0 |
|||
|
اندازۀ شرکت‌های همتا |
P_Size |
0425/0 |
0031/0 |
6910/13 |
0000/0 |
|||
|
بازده دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
P_ROA |
-2045/0 |
0156/0 |
-0743/13 |
0000/0 |
|||
|
اهرم شرکت‌های همتا |
P_leverage |
-0691/0 |
0216/0 |
-1970/3 |
0014/0 |
|||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی شرکت‌های همتا |
P_instown |
0009/0 |
0002/0 |
2047/5 |
0000/0 |
|||
|
عرض از مبدأ |
C |
-1491/1 |
0476/0 |
-1544/24 |
0000/0 |
|||
|
آمارۀ F |
احتمال آمارۀ F |
دوربین واتسون |
ضریب تعیین |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
||||
|
2137/21 |
0000/0 |
7081/1 |
7741/0 |
7376/0 |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||||
نگارۀ 12. نتایج آزمون فرضیۀ دوم (رابطۀ 4-2)
Table 12. Results of Testing the Second Hypothesis (Equation 4-2)
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضرایب رگرسیونی |
انحراف معیار |
آمارۀ t |
احتمال آمارۀ t |
||
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا |
PSHOCK |
-0095/0 |
0035/0 |
-7435/2 |
0062/0 |
||
|
شاخص نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی |
HIGH_EFIN |
-0097/0 |
0073/0 |
-3234/1 |
1861/0 |
||
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا* شاخص نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی |
PSHOCK *HIGH_EFIN |
2650/0 |
0608/0 |
3604/4 |
0000/0 |
||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت |
MTB |
-0007/0 |
0024/0 |
-2864/0 |
7747/0 |
||
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
0022/0 |
0031/0 |
7137/0 |
4757/0 |
||
|
بازده دارایی‌ها |
ROA |
-0049/0 |
0085/0 |
-5754/0 |
5652/0 |
||
|
اهرم |
LEVERAGE |
-0034/0 |
0076/0 |
-4431/0 |
6578/0 |
||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی |
INSTOWN |
0000/0 |
0001/0 |
-1401/0 |
8886/0 |
||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت‌های همتا |
P_MTB |
0038/0 |
0021/0 |
8178/1 |
0695/0 |
||
|
اندازۀ شرکت‌های همتا |
P_Size |
0013/0 |
0025/0 |
5300/0 |
5963/0 |
||
|
بازده دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
P_ROA |
-0208/0 |
0147/0 |
-4170/1 |
1569/0 |
||
|
اهرم شرکت‌های همتا |
P_leverage |
-0359/0 |
0178/0 |
-0155/2 |
0442/0 |
||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی شرکت‌های همتا |
P_instown |
0003/0 |
0002/0 |
8603/1 |
0632/0 |
||
|
عرض از مبدا |
C |
-0065/0 |
0499/0 |
-1302/0 |
8965/0 |
||
|
آمارۀ F |
احتمال آمارۀ F |
دوربین واتسون |
ضریب تعیین |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
|||
|
6668/4 |
0000/0 |
1847/2 |
4298/0 |
3377/0 |
|||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
|||||||
نگارۀ 13. نتایج آزمون فرضیۀ دوم (رابطۀ 4-3)
Table 13. Results of Testing the Second Hypothesis (Equation 4-3)
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضرایب رگرسیونی |
انحراف معیار |
آمارۀ t |
احتمال آمارۀ t |
|||
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا |
|
0525/1 |
0737/0 |
2774/14 |
0000/0 |
|||
|
نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی |
HIGH_EFIN |
-0216/0 |
0581/0 |
-3710/0 |
7108/0 |
|||
|
بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا* نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی |
|
0068/0 |
0039/0 |
7525/1 |
0807/0 |
|||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت |
MTB |
-0005/0 |
0030/0 |
-1789/0 |
8580/0 |
|||
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
0010/0 |
0053/0 |
1835/0 |
8545/0 |
|||
|
بازده دارایی‌ها |
ROA |
0397/0 |
0181/0 |
1935/2 |
0286/0 |
|||
|
اهرم |
LEVERAGE |
-0065/0 |
0164/0 |
-3960/0 |
6923/0 |
|||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی |
INSTOWN |
0003/0 |
0002/0 |
9066/1 |
0569/0 |
|||
|
ارزش بازار شرکت به دارایی‌های شرکت‌های همتا |
P_MTB |
-0072/0 |
0047/0 |
-5367/1 |
1248/0 |
|||
|
اندازۀ شرکت‌های همتا |
P_Size |
-0044/0 |
0068/0 |
-6530/0 |
5139/0 |
|||
|
بازده دارایی‌ها شرکت‌های همتا |
P_ROA |
-0485/0 |
0347/0 |
-3998/1 |
1620/0 |
|||
|
اهرم شرکت‌های همتا |
P_leverage |
0171/0 |
0411/0 |
4162/0 |
6774/0 |
|||
|
درصد مالکیت سهامداران نهادی شرکت‌های همتا |
P_instown |
-0002/0 |
0004/0 |
-4495/0 |
6532/0 |
|||
|
عرض از مبدأ |
C |
0819/0 |
1310/0 |
6256/0 |
5318/0 |
|||
|
آمارۀ F |
احتمال آمارۀ F |
دوربین واتسون |
ضریب تعیین |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
||||
|
3895/15 |
0000/0 |
3250/2 |
7176/0 |
6710/0 |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||||
مقدار احتمال آمارۀ F برای روابط (4-1)، (4-2) و (4-3) به‌ترتیب 0000/0، 0000/0 و 0000/0 است که کمتر از 05/0 است؛ بنابراین، این روابط در حالت کلی معنادار هستند. آمارۀ دوربین واتسون هر سه رابطه نیز بیانگر عدم وجود خودهمبستگی است. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد در روابط (4-1)، (4-2) و (4-3) به‌ترتیب 73 درصد، 33 درصد و 67 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی تبیین می‌شوند. اکنون با توجه به معناداری کلیۀ مدل‌های لازم برای آزمون فرضیۀ دوم، می‌توان نسبت به تفسیر معناداری متغیرهای به‌کاربرده‌شده در رد یا عدم رد فرضیۀ دوم اقدام کرد.
بر اساس نتایج ارائه‌شده در نگارۀ (11)، ضریب بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا در رگرسیون رابطۀ (4-1) برابر 0208/0- و احتمال آمارۀ t آن برابر 0000/0 است که در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است. همچنین، بر اساس نتایج ارائه‌شده در نگارۀ (12)، رابطۀ (4-2)، ضریب متغیر حاصل‌ضرب بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا در نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی برابر 2650/0 و احتمال آمارۀ t آن معادل 0000/0 است که در سطح 95 درصد معنادار است.
با توجه به نتیجۀ حاصل‌شده از آزمون درون‌زایی هاسمن، معناداری ضریب بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا در رابطۀ (4-1)، معناداری ضریب متغیر حاصل‌ضرب نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی در بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا در رابطۀ (4-2) و برقراری شروط مرتبه و درجه، استفاده از رویکرد متغیر ابزاری و روش حداقل مربعات دومرحله‌ای از توجیه کافی برخوردار است.
بر اساس نتایج مندرج در نگارۀ (13)، ضریب حاصل‌ضرب بازده غیرمنتظرۀ اختصاصی شرکت‌های همتا در شاخص نیاز شدید به تأمین مالی برون‌سازمانی برابر 0068/0 و احتمال آمارۀ t مربوط به آن برابر 0807/0 است که در سطح اطمینان 95 درصد معنادار نیست؛ از این رو، فرضیۀ دوم پژوهش مبنی بر اینکه «اثر افشای شرکت‌های همتا زمانی که وابستگی یک شرکت به تأمین مالی برون‌سازمانی بیشتر باشد، قوی‌تر است»، در سطح احتمال 95 درصد رد می‌شود.
بحث و نتیجه‌گیری
افشای شرکتی به عنوان یکی از جنبه‌های حیاتی در عملکرد شرکت‌ها، نقش مهمی در جذب سرمایه و جلب نظر سهامداران ایفا می‌کند. در این پژوهش، آثار شرکت‌های همتا بر تصمیم‌های افشای شرکت‌ها بررسی می‌شود.
نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول نشان داد افشا توسط شرکت‌های همتا، تأثیری مثبت و معنادار بر افشای شرکت دارد. این یافته نشان می‌دهد مدیران از اطلاعات حاصل از افشای شرکت‌های همتا به عنوان یک منبع تکمیلی برای اطلاعات خصوصی خود استفاده می‌کنند. با افزایش دقت و جامعیت اطلاعات در اختیار، مدیران سطح افشای اطلاعات را نیز افزایش می‌دهند. این یافته را می‌توان از چندین منظر تفسیر کرد. از دیدگاه نظریۀ یادگیری اجتماعی بندورا[5]، شرکت‌ها با مشاهده و تقلید از رفتار افشای شرکت‌های همتا، راهبردهای افشای خود را تنظیم می‌کنند. این فرآیند ممکن است به همگرایی در شیوه‌های افشا در صنایع مختلف منجر شود. همچنین، این رفتار را می‌توان در چارچوب رقابت اطلاعاتی تفسیر کرد. شرکت‌ها ممکن است برای حفظ موقعیت رقابتی خود در بازار سرمایه، رفتار افشای خود را با شرکت‌های همتا تطبیق دهند. اگر یک شرکت مشاهده کند رقبایش اطلاعات بیشتری افشا می‌کنند، ممکن است برای جلوگیری از ارزیابی منفی توسط سرمایه‌گذاران، سطح افشای خود را افزایش دهد.
علاوه بر این، فشارهای نهادی نیز ممکن است نقش مهمی در این زمینه ایفا کنند. نهادهای قانون‌گذار، سرمایه‌گذاران نهادی و تحلیلگران مالی ممکن است انتظارات مشابهی از شرکت‌های یک صنعت داشته باشند که این امر به همگرایی در رفتارهای افشا منجر می‌شود. بر اساس نظریۀ مشروعیت، نیز افزایش سطح افشای شرکت‌های همتا انتظار برای افزایش شفافیت شرکت را در جامعه افزایش می‌دهد؛ در نتیجه، مدیران از افشای اطلاعات به عنوان یک راهبرد مدیریتی مؤثر برای حفظ مشروعیت شرکت و برآوردن انتظارات جامعه استفاده می‌کنند. همچنین، شرکت‌ها ممکن است با پیروی از الگوهای افشای شرکت‌های همتا، به دنبال کاهش عدم اطمینان دربارۀ سطح بهینۀ افشا باشند. این راهبرد می‌تواند ریسک‌های مرتبط با افشای بیش از حد یا کمتر از حد را کاهش دهد.
با در نظر گرفتن عدم رد فرضیۀ اول، یافتههای این پژوهش با نتایج پژوهش‌های سئو (2021) و تو و رضایی (2019) که رابطه‌ای مستقیم و معنادار بین افشای شرکت و افشای شرکت‌های همتا را گزارش کرده‌اند، هم‌سو است (Tuo & Rezaee, 2019; Seo, 2021).
از سوی دیگر، نتایج آزمون فرضیۀ دوم نشان داد اثر افشای شرکت‌های همتا زمانی که وابستگی یک شرکت به تأمین مالی برون‌سازمانی بیشتر باشد، تقویت نمی‌شود. این یافته در تضاد با نتایج پژوهش سئو (2021) است که نشان داد نیاز به تأمین مالی برون‌سازمانی اثر افشای همتایان را تقویت می‌کند (Seo, 2021). رد شدن فرضیۀ دوم در پژوهش حاضر ممکن است ناشی از دو عامل مهم و قابل تأمل باشد:
علاوه بر این، می‌توان استدلال کرد در شرایط رونق بازار سرمایه، سرمایه‌گذاران نیز ممکن است کمتر به جزئیات اطلاعات افشاشده توجه داشته باشند و بیشتر تحت تأثیر جو کلی بازار و انتظارات خوش‌بینانه قرار گیرند. این عوامل در مجموع می‌توانند توضیح‌دهندۀ عدم تقویت اثر افشای اطلاعات شرکت‌های همتا در شرایط وابستگی بیشتر به تأمین مالی برون‌سازمانی باشند.
این پژوهش با محدودیت‌هایی نیز روبه‌رو بود که باید در تفسیر نتایج لحاظ شوند. یکی از این محدودیت‌ها دقت اندازه‌گیری داده‌ها به دلیل استفاده از روش‌های اندازه‌گیری ناکامل بود. به ویژه، معیار استفاده‌شده برای افشای داوطلبانۀ مدیر فقط نشان‌دهندۀ وجود یا عدم وجود شاخص‌های افشای چک‌لیست بود و کیفیت یا قابلیت اتکای آن‌ها را نشان نمی‌داد .محدودیت دیگر عدم در نظر گرفتن تأثیر برخی از متغیرهای درونی مانند تغییرات در ساختار و عوامل خارجی مانند شرایط اقتصادی و تغییرات سیاست‌های مالی و حقوقی به دلیل محدودیت در منابع در دسترس، پیچیدگی تحلیل و دشواری در تفسیر نتایج بود. همچنین، در بررسی شرکت‌های همتا، معیاری معین برای شناسایی آن‌ها وجود ندارد و در این پژوهش، همتایان بر اساس دسته‌بندی سازمان بورس در گروه‌های صنعتی در نظر گرفته شدند؛ در حالی که روش‌هایی دیگر نیز برای این منظور وجود داشتند.
بر اساس یافته‌ها و پرسش‌های این پژوهش، برای مطالعات آتی پژوهش‌های زیر پیشنهاد می‌شوند: بررسی اثر افشای شرکت‌های همتا بر سیاست‌های پژوهش و توسعۀ شرکت‌ها که در این زمینه، نقش افشای همتایان در جذب منابع مالی برای پروژه‌های پژوهش و توسعه و ارتباط بین سطح افشای آن‌ها با تعهد شرکت به سرمایه‌گذاری در فعالیت‌های نوآورانه قابل بررسی است. مقایسۀ آثار افشای اجباری و اختیاری شرکت‌های همتا نیز می‌تواند به درک بهتر تفاوت اثرگذاری انواع افشای آن‌ها بر شفافیت و اطمینان بازار کمک کند. بررسی تأثیر تغییرات در ویژگی‌های همتایان مانند دارایی‌های نامشهود یا سودآوری بر سیاست‌های افشای شرکت‌ها نیز می‌تواند دیدگاهی جدید ارائه دهد. ارزیابی اثر افشای همتایان بر ویژگی‌های مالی شرکت‌ها از جمله نسبت بدهی و نگهداشت وجه نقد نیز از دیگر موضوع‌های قابل تأمل است. بررسی اثر افشای اخبار بد توسط همتایان بر تصمیم‌های مدیران و شفافیت شرکت‌ها و تحلیل نقش این اطلاعات بر محیط اطلاعاتی نیز شایستۀ توجه است. در نهایت، با توجه به یافتههای این پژوهش، تحلیل نقش تحولات سیاسی و نوسانات بازار بر اثرگذاری شرکت‌های همتا می‌تواند دیدگاه‌هایی جدید را ارائه دهد. بررسی این موضوع‌ها می‌تواند به تکمیل ادبیات پژوهشی در حوزۀ آثار شرکت‌های همتا کمک بسیار کند.
[1] Reputational concerns
[2] Organizational learning
[3] Peer firms’ idiosyncratic equity return shocks
[4] Likelihood Ratio
[5] Bandura
)