Document Type : Research Paper
Authors
Abstract
Keywords
مقدمه
ادبیات مالی به طور وسیعی نشان می‌دهند که ارزشیابی بازار مالی از یک شرکت، رفتار‌های مدیریتی و اقدامات شرکت را تحت تأثیر قرار می‌دهد. قیمت‌های سهام، جریان‌های نقدی آتی مورد انتظار مبنی بر اطلاعات موجود را منعکس می‌کنند. پنهان کردن یا عدم افشای اطلاعات مهم درباره وضعیت آتی شرکت ممکن است به تعیین قیمت نادرست سهام منجر شود (چی و گوپتا، 2009). یکی از نتایج عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه‌گذاران، اضافه ارزشیابی سهام توسط سرمایه گذاران است.
هنگامی که ارزش بازار سهام، بالاتر از ارزش واقعی آن باشد، سهام اضافه ارزشیابی شده است. سهام اضافه ارزشیابی شده، بدین معنی است که شرکت قادر نخواهد بود عملکرد مورد نیاز برای توجیه ارزش بازار سهامش را ارائه دهد (جنسن، 2005). مدیران به علت دستیابی به اطلاعات بیشتر، قبل از دیگران (سرمایه‌گذاران، تحلیل گران، بانک هایسرمایه‌گذاری و...) به اضافه ارزشیابی، پی خواهند برد. جنسن (2005) معتقد است که مدیران شرکتهای اضافه ارزشیابی شده، با دو انتخاب روبرو هستند. اول این که، مدیران ممکن است با بازاری که نمی‌توانند عملکرد عملیاتی مورد نیاز برای توجیه اضافه ارزشیابی سهام را ارائه دهند، ارتباط برقرار کرده و همه چیز را آشکارا بیان کنند و یا تا تاریخ گزارشگری بعدی منتظر بمانند و یک عملکرد منفی شگفت آوری را گزارش کنند. این انتخاب اثرات بالقوه منفی را روی حرفه و پاداش مدیران در بر دارد. انتخاب دوم برای مدیران، این است که اقداماتی را انجام دهند تا عملکرد گزارش شده را متورم سازند تا از این طریق، اضافه ارزشیابی سهام را توجیه نمایند. زمانی که مدیران شرکتهای اضافه ارزشیابی شده، برای بالا بردن یا حفظ نمایش ارزش شرکت، نمی‌توانند توضیحی داشته باشند سعی در فریب بازار با استفاده از روش‌های ممکن‌می نمایند (جنسن، 2005).
یکی از راه‌های افشای به موقع اطلاعات به منظور کاهش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه‌گذاران، انتشار اطلاعات مالی از طریق وب سایت شرکت هاست که امروزه به عنوان یکی از مباحث و موضوعات با اهمیت مطرح گردیده است،. درکشورمان دستورالعمل اجرایی جهت افشای اطلاعات شرکتهای ثبت شده در بورس به تصویب رسیده وکلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس، ملزم به دارا بودن وب‌سایت و انتشار همزمان گزارش‌های مالی بر روی وب‌سایت شده‌اند. اما بر اساس بررسی‌های اولیه مشخص گردید که با وجود گذشت حدود چهار سال از آخرین مصوبه هیئت مدیرۀ سازمان بورس و اوراق بهادار، نحوه و حجم افشا و انتشار اطلاعات مالی شرکت‌ها از طریق اینترنت متفاوت است و حتی برخی از شرکت‌ها فاقد سایت اینترنتی بوده و برخی دیگر که دارای سایت می‌باشند هیچ یک از موارد مصوبه مذکور را که عمدتا مربوط به داده‌های مالی شرکت‌هاست اصلاً افشا نکرده‌اند و یا تنها برای چند سال افشا نموده‌اند.
با توجه به اثرات مخرب ارزشیابی‌های نادرست بر کل اقتصاد که مباحث تفسیری زیادی را در حوزه تحقیقات مالی به خود اختصاص داده است و ارتباطی که می‌تواند بر افشای اطلاعات مالی داشته باشد. این پژوهش بر آن است، تا به آزمون ارتباط اضافه ارزشیابی با افشای اینترنتی اطلاعات مالی، بپردازد.
پیشینه تحقیق
کوتاری و همکاران (2006) در پژوهشی به بررسی رابطه بین تعهدات اختیاری و بازده در سال اندازه گیری تعهدات، سال‌های قبل و بعد از آن مبنی بر تئوری سهام اضافه ارزشیابی شده، پرداختند. آنها با تشکیل پرتفوی‌های دهگانه بر اساس میزان تعهدات اختیاری در پایان هر سال، نتیجه می‌گیرند که شرکتهای در دهک‌های بالای تعهدات یک افزایش قیمت غیر عادی بزرگی را پیش از سال اندازه گیری تعهدات تجربه می‌کنند. بخشی از افزایش قیمت سهام مربوط به اضافه ارزشیابی بوده و در نتیجه شرکتهای اضافه ارزشیابی شده، در بازی مدیریت اطلاعات و گزارشگری مالی درگیر می‌شوند. چی و گوپتا (2009) در پژوهش خود، به بررسی رابطه بین اضافه ارزشیابی سهام و مدیریت سود پرداختند. آنها پی بردند که اضافه ارزشیابی سهام به صورت آماری و اقتصادی با مدیریت سود (از نوع افزایش گزارش سود) سال بعد در ارتباطند. نتایج آنها نشان می‌دهد، افزایش یک واحد انحراف استاندارد در کل خطاهای ارزشیابی، موجب افزایش 15% انحراف استاندارد، در تعهدات اختیاری می‌شود.
گارگ ودیویاورما (2004)، میزان افشای اطلاعات مالی و غیر مالی بر پایه اینترنت و ارتباط آن با ویژگی‌های مختلف شرکت‌ها از جمله اندازه شرکت، سود، نوع صنعت، قدمت، میزان وابستگی به محیط تجاری، نقدینگی، گسترش مالکیت و اهرم مالی را برای یک نمونه 200 تایی از شرکتهای بزرگ هندی مورد بررسی قرار دادند. آنها از شاخص افشای اینترنتی برای اندازه گیری نوع و میزان افشای اطلاعات از طریق وب سایت شرکت‌ها استفاده نمودند. نتایج مطالعات نشان داد: نوع صنعت، اندازه شرکت و وابستگی به محیط تجاری بر میزان افشای اطلاعات از طریق اینترنت مؤثراند.
آلمیلیا(2009) و دعا و همکاران (2010) وجود ارتباط بین سود آوری و گزارشگری مالی اینترنتی را تایید کرده و بیان‌می کنند که شرکتهای سود آور برای گزارش موفقیت‌های خود تمایل بیشتری برای گزارشگری مالی اینترنتی دارند. همچنین نتایج تحقیق‌های یاد شده نیز حاکی از رابطه مثبت بین نوع صنعت و گزارشگری مالی اینترنتی است.
در تئوری نمایندگی چنین بیان‌می شود که شرکتهای با اهرم بیشتر، هزینه‌های نمایندگی بیشتری را متحمل می‌شوند، زیراکه شرکتهای اهرمی، با افشای بیشتر اطلاعات باعث فراهم کردن اطلاعات کاملتری برای وام‌دهندگان و تامین‌کنندگان بدهی گردیده و در نتیجه سبب کاهش هزینه‌های نمایندگی‌می شوند. با این وجود، نتایج تحقیقات انجام شده در این زمینه بسیار متفاوت است. تحقیق‌های میشل و همکاران (1995) و اسماعیل (2002) وجود یک رابطه مثبت میان افشای اختیاری و اهرم مالی شرکت‌ها نشان‌می دهد. در حالیکه تحقیق گروتی و لورنکو (2011) وجود یک رابطه منفی بین اهرم و میزان افشا اطلاعات مالی اینترنتی نشان داد. ضمن آنکه نتایج تحقیق‌های زقال و همکاران (2007)، آلمیلیا (2009) و دعا و همکاران (2010) وجود چنین ارتباطی را منتفی می‌دانند. سیلوستر و همکاران (2009) با بررسی رابطه بین ویژگی شرکت‌ها و افشای اینترنتی به این نتیجه رسیدند که ویژگی‌های شرکت بر گزارشگری مالی اینترنتی و در نتیجه کاهش عدم تقارن اطلاعات بین مدیریت و سرمایه‌گذاران و نیز کاهش هزینه‌های نمایندگی موثر است. گروتی و لورنکو (2011) با تحقیقی با عنوان آثار محیط بر گزارشگری مالی اینترنتی به این نتیجه رسیدند که اندازه شرکت با افشای اینترنتی رابطه مثبت و تمرکز مالکیت و اهرم مالی با افشای اینترنتی رابطه معکوس دارد. مجدا و حکیم (2013) با بررسی نقش مالکیت نهادی و مالکیت خانوادگی بر افشای اینترنتی (به عنوان معیار افشای محیطی) در کشورهای عرب خاورمیانه و شمال آفریقا، به این نتیجه رسیدند که عملکرد مالی و اندازه شرکت بر افشای اینترنتی تأثیر داشته و یک ارتباط قوی بین مالکیت خانوادگی و افشای اینترنتی وجود دارد.
اعتمادی و همکاران (1385) در تحقیقی پیرامون بررسی تأثیر فناوری اطلاعات بر ویژگی‌های کیفی اطلاعات حسابداری نشان دادند که بین میزان استفاده از فناوری اطلاعات و خصوصیت کیفی مربوط بودن اطلاعات حسابداری رابطه معناداری وجود داشته در صورتی که بین این متغیر با خصوصیات کیفی قابلیت اتکا و قابلیت مقایسه اطلاعات حسابداری رابطه معناداری وجود ندارد.
مهدوی پور و همکاران (1389) به بررسی میزان اطلاعات افشا شده از طریق اینترنت در وب سایت 100 شرکت از شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و ارتباط آن با برخی از ویژگی‌های مالی شرکت‌ها شامل اندازه، اهرم شرکت، سودآوری و نوع صنعت، پرداخته‌اند. نتایج نشان‌می دهد، بین افشای اطلاعات مالی از طریق اینترنت (متغیر وابسته) و متغیرهای مستقل اندازه شرکت، اهرم شرکت و نوع صنعتی که شرکت در آن فعالیت می‌کند، رابطه معناداری وجود داشته اما ارتباط معناداری بین متغیر وابسته و متغیر مستقل سودآوری شرکت وجود ندارد.
ﻃﺎﻟﺐ و ﻋﻠﻴﺸﺎﻫﻲ (1390) در تحقیق به منظور بررﺳﻲ ﻋﻮاﻣﻞ ﻣﻮﺛﺮ ﺑﺮارزﺷﻴﺎﺑﻲ ﺳﻬﺎم به این نتیجه رسیدند که اﻧﺤﺮاف ﺳﻮد ﻧﺎﺧﺎﻟﺺ، اﻧﺤﺮاف ﺳﻮد ﻗﺒﻞ از ﻛﺴﺮ ﻣﺎﻟﻴﺎت واﻧﺤﺮاف ﺳﻮد ﺧﺎﻟﺺ ﻫﺮ ﺳﻬﻢ ﺑﺮ ﻗﻴﻤﺖ ﺑﺎزار ﻫﺮﺳﻬﻢ ﺗﺄﺛﻴﺮ ﻣﺜﺒﺖ و ﻣﻌﻨﺎداری دارد و اﻧﺤﺮاف ﺳﻮد ﻋﻤﻠﻴﺎﺗﻲ ﻫﺮ ﺳﻬﻢ ﺗﺄﺛﻴﺮ ﻣﻌﻨﺎداری ﺑﺮ ﻗﻴﻤﺖ ﺑﺎزار ﻫﺮ ﺳﻬﻢ ﻧﺪارد.
فرضیه تحقیق
همانگونه که از پیشینه تحقیق بر می‌آید شرکتهای مختلف، تحت تأثیر شرایط محیطی و ویژگی‌های متفاوت، حجم افشای اطلاعات مالی در اینترنت را مدیریت می‌کنند و از طرفی همانگونه که بیان شد جنسن (2005) معتقد است هنگامی که شرکت‌ها با سهام اضافه ارزشیابی شده مواجه می‌شوند، ممکن است مدیران آنها اقداماتی انجام دهند تا عملکرد گزارش شده را متورم سازند تا از این طریق، اضافه ارشیابی سهام را توجیه نمایند. یکی از اقداماتی که مدیران در جهت توجیه اضافه ارزشیابی سهام می‌توانند انجام دهند هدایت و مدیریت گزارشگری اطلاعات مالی است.
با توجه به اینکه یکی از ابزار گزارشگری مالی، وب سایت شرکت هاست و از طرفی نتایج تحقیق‌های گذشته حاکی از آنستکه شرکت‌ها در شرایط مختلف و با ویژگی‌های متفاوت سطوح مختلفی از افشای اینترنتی اطلاعات مالی را انتخاب می‌کنند (به عنوان مثال چی و گوپتا 2009، سیلوستر و همکاران 2009، گروتی و لورنکو 2011 و مجدا و حکیم 2013) فرضیه تحقیق به صورت زیر تدوین گردید:
"اضافه ارزشیابی سهام با افشای اینترنتی بعدی اطلاعات مالی، رابطه منفی و معنا داری دارد."
روش تحقیق
این تحقیق از نوع تجربی در حوزه تحقیقات اثباتی حسابداری و مبتنی بر اطلاعات واقعی در صورتهای مالی شرکت‌ها می‌باشد. همچنین از نوع همبستگی و از لحاظ روش جمع آوری داده‌ها، تحقیقی توصیفی است. روش شناسی تحقیق پس رویدادی است و چون می‌تواند در فرایند استفاده از اطلاعات کاربرد داشته باشد، لذا نوعی تحقیق کاربردی است. جهت انجام تحقیق حاضر برای گرد آوری اطلاعات از دو روش کتابخانه‌ای و میدانی استفاده شده است. در بخش کتابخانه‌ای، اطلاعات از طریق مراجعه به کتب و مقالات و منابع متنوع داخلی و خارجی موجود در کتابخانه‌ها، دانشگاه‌ها و سازمان بورس و شبکه اینترنت جمع آوری شده است. در بخش میدانی، برای فراهم کردن اطلاعات شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، از منابع مختلفی همچون لوح‌های فشرده سازمان بورس اوراق بهادار و سایت‌های مرتبط با سازمان بورس اوراق بهادار و وب سایت شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است.
شیوه اندازه گیری متغیرهای تحقیق:
معیار اضافه ارزشیابی
از آنجاییکه یک معیار ارزشیابی رایج، نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام است و در ادبیات حسابداری و مالی نسبت به عنوان نماینده‌ای معتبر برای هر دوی ارزشیابی‌های نادرست و فرصت‌های رشد استفاده شده است در این تحقیق با بهره گیری از مدل رودز- کروپف و همکاران (2005) که بر همین اساس طراحی گردیده، اضافه ارزشیابی سهام محاسبه گردیده است. این مدل نشان می‌دهند که اگر معیار درستی برای ارزش واقعی شرکت (V) وجود داشته باشد، را می‌توان به دو بخش تجزیه کرد: معادله (1)
ارزش بازار به ارزش واقعی که بیان کننده ارزشیابی‌های نادرست می‌باشد. و ارزش واقعی به ارزش دفتری که بیان کننده فرصت‌های رشد می‌باشد.
شکل لگاریتمی معادله شماره 1 می‌تواند به صورت معادله شماره 2 بیان شود:
معادله (2)
حروف کوچک، لگاریتم طبیعی از متغیرهای مربوطه را نشان می‌دهد.
اگر بازار، به درستی فرصت‌های رشد آتی، نرخ‌های تنزیل و جریان‌های نقدی را پیش بینی کند، عبارت مساوی صفر خواهد بود و عبارت در تمامی زمان‌ها برابر خواهد بود. اگر بازار در برآورد جریان‌های نقدی آتی تنزیل شده اشتباه کند و یا بازار تمام اطلاعاتی را که مدیران در اختیار دارند، نداشته باشد، عبارت بخش ارزشیابی نادرست از ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت را در بر می‌گیرد.
بخشی از در بین تمام شرکتهای موجود در یک صنعت یا بازار، مشترک است در حالی که بخش دیگر آن مخصوص شرکت است (رودز- کروپف و همکاران 2005).
بنابراین آنها را به سه بخش تجزیه می‌کنند:
1- تفاوت بین قیمت مشاهده شده بازار و یک معیار ارزشیابی که ارزش واقعی سالانه را منعکس می‌کند. (خطای ویژه- شرکت1)
2- تفاوت بین ارزشیابی مبتنی بر ارزش واقعی سالانه و ارزشیابی که ارزش واقعی بلند مدت را منعکس می‌کند. (خطای سری زمانی صنعت2)
3- تفاوت بین ارزشیابی مبتنی بر ارزش واقعی بلند مدت و ارزش دفتری. (ارزش واقعی بلند مدت به ارزش دفتری)
آنها ارزش واقعی را به عنوان یک تابع خطی از اطلاعات حسابداری ویژه شرکت در یک نقطه اززمان و یک برداری از مضارب حسابداری مشروط بیان می‌کنند.
بنابراین معادله شماره 2 را می‌توان به صورت زیر نشان داد:
معادله (3)
حروف t , i وj به ترتیب بیان کننده شرکت، سال و نوع صنعت می‌باشند.
: لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t.
: لگاریتم طبیعی ارزش دفتری سهام شرکت i در پایان سال t
: ارزش واقعی برآوردی شرکت i مبتنی بر مضارب ارزشیابی سطح صنعت در زمان t،
: ارزش واقعی برآوردی شرکت i مبتنی بر مضارب ارزشیابی سطح صنعت در بلند مدت،
تفاوت کلیدی در عبارات ارزش واقعی این است که مضارب سالانه به صورت و ضرایب بلند مدت به صورت بیان می‌شوند. بخش اول از معادله‌ی شماره 3 ، اختلاف بین ارزش بازار و ارزش واقعی مربوط به شرکت i در صنعت j و زمان t است. این بخش از خطای ارزشیابی، خطای ویژه شرکت نامیده می‌شود. بخش دوم از معادله شماره 3 یعنی ، اختلاف بین ارزش واقعی شرکت i برای صنعت j و زمان t، و ارزش واقعی بلند مدت شرکت i در سطح صنعت است. این بخش از خطای ارزشیابی خطای سری زمانی صنعت نامیده می‌شود. این اختلاف، مقداری را که کل صنعت (یا حتی کل بازار) ممکن است در سال مشخصی، نادرست ارزشیابی شده باشد را نشان می‌دهد.
مجموع بخش اول و دوم از معادله‌ی شماره 3 یعنی نشان دهنده کل خطاهای ارزشیابی می‌باشد.
بخش سوم از معادله‌ی شماره 3 بیان کننده اختلاف بین ارزش واقعی بلند مدت و ارزش دفتری می‌باشد. توجه به این نکته ضروری است که هر یک از سه بخش ذکر شده در عرض شرکت‌ها و سال‌ها تغییر می‌کنند. زیرا هر بخش را در بر می‌گیرد که اطلاعات حسابداری شرکت i برای سال t است.
رودز- کروپف و همکاران (2005) برای برآورد از سه مدل استفاده می‌کنند که تفاوت این مدل‌ها در تعداد اطلاعات حسابداری است که در هر مدل استفاده شده است. مدل اول تنها شامل ارزش دفتری، مدل دوم شامل ارزش دفتری و سود خالص، و مدل سوم شامل ارزش دفتری، سود خالص و اهرم مالی بازار می‌باشد. در این تحقیق برای برآورد ارزش‌های واقعی، به علت کامل‌تر بودن مدل سوم، از آن استفاده می‌شود. در این مدل، ارزش بازار به صورت تابعی خطی از متغیرهای ارزش دفتری، سود خالص واهرم مالی بیان می‌شود.
معادله (4)
: لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t.
: لگاریتم طبیعی ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکتi در پایان سال t.
: لگاریتم طبیعی قدر مطلق سود خالص شرکت i در پایان سال t.
: اهرم مالی بازار شرکت i در پایان سالt.
: خطای مدل که در واقع بیان کننده مقدار برآوردی خطای ویژه شرکت می‌باشد.
از آن جایی که سود خالص گاهی اوقات منفی است به صورت ارزش مطلق به همراه متغیر مجازی بیان می‌شود تا بتوان سود‌های خالص منفی را نیز در مدل حفظ کرد. اگر سود خالص برای شرکتی مثبت باشد مقدار و اگر سود خالص منفی باشد در نظر گرفته می‌شود.
برای محاسبه مضارب ارزشیابی شرکت‌ها در صنایع همگون طبقه بندی می‌شوند و رگرسیون مقطعی (سال به سال) معادله بالا برای هر صنعت انجام می‌گیرد تا برآورد‌های مضارب حسابداری صنعت برای سال t، بدست آید.
ارزش برآورد شده ارزش جور شده از معادله شماره (4) است.
معادله (5)
برای محاسبه ضرایب بلند مدت در سطح صنعت از های بدست آمده از رگرسیون‌های سالانه میانگین گرفته می‌شود.
معادله (6)
ارزش برآورد شده هم ارزشی جور شده از معادله ارزش بازار ذکر شده است.
معادله (7)
های به کار برده شده در مدل‌های بالا متناسب با نرخ‌های تنزیل و نرخ‌های رشد خواهند بود که در طول زمان تغییر می‌کنند. مطابق با رودز-کروپف و همکاران (2005) در محاسبه ، متوسط مضارب ارزشیابی سالانه، اطلاعاتی استفاده می‌شود که برای بازار در زمان t موجود نیست. و در نتیجه این اطلاعات نمی‌توانند در قیمت‌های در زمان t شرکت داده شوند.
برآورد از ارزش واقعی بلند مدت می‌تواند اطلاعاتی را منعکس کند که مدیران در اختیار دارند و برای بازار در زمان t ناشناخته است. این دلالت بر این دارد که برآورد از خطای سری زمانی صنعت می‌تواند شکلی از ارزشیابی نادرست باشد که در نتیجه عدم تقارن اطلاعاتی بوجود می‌آید (رودز-کروپف و همکاران 2005).
انواع متغیرهای موجود در مدل‌های ذکر شده به صورت زیر اندازه گیری می‌شوند:
ارزش بازار سهام (حقوق صاحبان سهام) عبارت است از:
(ارزش بازار سهام* تعداد سهام در دست سهامداران)
ارزش دفتری سهام (حقوق صاحبان سهام) و سود خالص مطابق با آن چه در صورتهای مالی بیان می‌شود.
اهرم مالی بازار عبارت است از: (یک منهای (ارزش بازار سهام تقسیم بر ارزش بازار دارایی ها))
ارزش بازار دارایی‌ها عبارت است از:
(ارزش بازارسهام + ارزش دفتری دارایی‌ها - مالیات‌های انتقالی به دوره بعد– ارزش دفتری سهام)
با توجه به آن چه در رابطه با معیار اضافه ارزشیابی بیان شد، متغیر مستقل مدل اصلی تحقیق کل خطاهای ارزشیابی (خطاهای ارزشیابی ویژه - شرکت به علاوه خطای سری زمانی صنعت) می‌باشد.
معیار افشای اینترنتی اطلاعات مالی
یکی از رایج ترین معیار‌های استفاده شده برای تعیین میزان افشای اطلاعات از طریق اینترنت، شاخص افشای اینترنتی است. برای محاسبه آن، مؤلفه‌های افشاء مورد استفاده در تحقیقات مختلف (آشباق و همکاران 1999، مانوئل لاران و بگونا گینر 2002، تهمینا خان 2007، آلمیلیا 2009 و دعا و همکاران 2010) جمع آوری و به عنوان معیار افشاء استفاده شده است (نگاره شماره 1). ضمن مراجعه به وب سایت شرکتهای نمونه، اگر شرکت مورد نظر، مؤلفه (متغیر) مورد بررسی را در وب سایت خود افشا کرده باشد، مقدار یک و در غیر این صورت مقدار صفر به آن اختصاص داده‌می شود. در پایان با محاسبه نسبت حاصل‌جمع موارد افشاء شده به کل موارد افشاء، شاخص افشای اینترنتی شرکت مورد نظر بدست‌می آید. البته باید توجه داشت که در صورت افشای همه مؤلفه‌ها، حداکثر میزان افشای اینترنتی شرکت برابر عدد یک خواهد شد. توضیحات بالا را می‌توان به شکل ریاضی به صورت زیر نشان داد:
ICDI: شاخص افشای اینترنتی برای شرکت مورد نظر
∑A: تعداد مؤلفه‌های افشا شده ∑B: تعداد کل مؤلفه‌ها
متغیرهای کنترلی
همانطور که در پیشینه تحقیق ملاحظه‌می شود متغیرهای اهرم مالی، اندازه شرکت و سود آوری موثر در افشای اطلاعات در وب سایت شرکت‌ها شناخته شده‌اند.
شرکتهای بزرگ با هزینه‌های سیاسی بالاتری روبرو می‌شوند و بنابراین می‌توانند انگیزهای قوی برای استفاده از اختیارات داشته باشند تا از این طریق هزینه‌های سیاسی را کاهش دهند (واتز و زیمرمن، 1990). در تحقیق حاضر از لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی‌ها، برای کنترل اندازه شرکت استفاده می‌شود. چی و گوپتا (2009) نیز معتقدند که اهرم مالی بالاتر، نماینده‌ای است برای نظارت دقیق‌تر دارندگان بدهی و می‌تواند با افشاهای بیشتر، مرتبط باشد. اهرم مالی دفتری به عنوان یکی دیگر از متغیرهای کنترلی این تحقیق است که به صورت زیر اندازه گیری می‌شود:
(ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام تقسیم بر ارزش دفتری کل دارایی ها) - 1
به منظور کنترل عملکرد شرکت از متغیر نرخ بازده دارایی‌ها استفاده می‌شود. که به صورت زیر اندازه گیری می‌شود:
سود خالص قبل از کسر مالیات و قبل از محاسبه اقلام غیر عادی و غیر مستمرتقسیم بر مجموع کلیه دارایی‌های شرکت
نگاره (1): مؤلفه‌های افشای اطلاعات مالی
|
|
نام مؤلفه ها |
|
اطلاعات مالی |
ترازنامه مقایسه ای در فرمت‌های غیرقابل پردازش |
|
صورتحساب سود و زیان و سود و زیان انباشته مقایسه ای در فرمت‌های غیرقابل پردازش |
|
|
صورت گردش وجوه نقد مقایسه ای در فرمت‌های غیرقابل پردازش |
|
|
ترازنامه مقایسه ای در فرمت‌های با قابلیت پردازش اطلاعات |
|
|
صورت سود و زیان و سود و زیان انباشته در فرمت‌های با قابلیت پردازش اطلاعات |
|
|
صورت گردش وجوه نقد مقایسه ای در فرمت‌های با قابلیت پردازش اطلاعات |
|
|
صورتهای مالی میان دوره ای در فرمت‌های غیرقابل پردازش |
|
|
صورتهای مالی میان دوره ای در فرمت‌های قابل پردازش |
|
|
یادداشتهای همراه یا لینک آن |
|
|
گزارش حسابرسی یا لینک آن |
|
|
نسبتهای مالی |
|
|
گزارشات تحلیلی و آماری / مقایسه ای |
|
|
گزارش عملکرد هیئت مدیره به مجمع |
|
|
اطلاعات مربوط به پیش‌بینی سود هر سهم |
|
|
اطلاعات بازار سهام شامل قیمت و حجم سهام مبادله شده |
|
|
اطلاعات مربوط به پرتفوی سرمایه گذاریها |
|
|
اطلاعات و تصمیمات مجامع |
|
|
اطلاعات مالیاتی |
|
|
فرم1-اولین پیش بینی درآمد هر سهم |
|
|
فرم2-پیش بینی درآمد هر سهم در مقاطع سه ماهه و تعدیل بودجه |
|
|
فرم3-صورت سود و زیان و سود (زیان) انباشته |
|
|
فرم6- اطلاعات و صورتهای مالی میاندوره ای |
|
|
صورتهای مالی تعدیل شده بر اساس سطح عمومی قیمتها |
مدل‌های آزمون فرضیه
مدل‌هایی که برای بررسی فرضیه تحقیق به کار گرفته می‌شوند عبارتند از:
مدل شماره1
مدل شماره 2
مدل شماره 3
مدل اصلی تحقیق، مدل شماره 1 می‌باشد. مدل شماره 2 برای آزمون فرضیه تحقیق با تفکیک خطاهای ارزشیابی و مدل شماره 3 برای آزمون فرضیه تحقیق با کنترل افشاهای اینترنتی گذشته استفاده می‌گردد. برای تجزیه وتحلیل مدل‌های ذکر شده از روش رگرسیون خطی چند متغیره با استفاده از داده‌های ترکیبی (مقطعی- سری زمانی) استفاده می‌شود. روش رگرسیونی به کار گرفته شده، روش حداقل مربعات معمولی می‌باشد.
در بررسی رابطه بین اضافه ارزشیابی و افشای اینترنتی اطلاعات مالی، معیار اضافه ارزشیابی با تأخیر نسبت به معیار افشای اینترنتی اندازه گیری می‌شود. که این امر بدلیل زمانبر بودن افشای اطلاعات مالی نسبت به تاریخ ترازنامه در وب سایت شرکت‌ها (در ایران معمولاًبین 3 تا 7 ماه پس از پایان هر سال مالی) محقق گردیده است.
نمونه آماری و دوره زمانی تحقیق
جامعه آماری تحقیق حاضر کلیه شرکتهای تولیدی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دوره 1390-1389 می‌باشد. برای انتخاب نمونه از روش نمونه گیری حذفی استفاده شده است. به این صورت که از بین کلیه شرکتهای موجود، آن دسته از شرکت‌ها که فاقد شرایط ذیل باشند، حذف خواهند شد و بقیه شرکت‌ها به عنوان نمونه انتخاب می‌گردند:
1) به منظور همگن شدن نمونه آماری در سال‌های مود بررسی، قبل از سال 1389 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد.
2) به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، دوره‌های مالی آنها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.
3) طی سال‌های مذکور، تغییر فعالیت یا تغییر سال مالی نداده باشد.
4) دارای شرایط متناسب واطلاعات در دسترس و کاملی برای متغیرهای مورد نیاز الگوی تحقیق باشد.
5) سهام شرکت، در سال‌های دوره تحقیق مورد معامله قرارگرفته باشد و توقف معاملاتی بیشتر از 6 ماه در مورد سهام یاد شده اتفاق نیافتاده باشد.
6) به دلیل این که در این تحقیق مدل تعدیل شده جونز و مدل رودز-کروپف و همکاران (2005) برای هر صنعت برازش می‌گردند، صنعت مورد مطالعه باید از فراوانی بالای داده‌ها (حداقل28 داده سال- شرکت) برخوردار باشد.
با توجه به بند 6 فوق و محدود بودن صنایع از کل صنایع تعداد 7صنعت انتخاب شد (صنایعی که حداقل 14 شرکت در بورس داشته باشند). پس از آن، دو صنعت فلزات اساسی وساخت محصولات فلزی، بدلیل مشابهت با هم ادغام گردید. بنابراین تعداد صنایع باقیمانده با توجه به حذف و ادغام‌های انجام شده، شامل 6 صنعت گردید.
بعد از در نظر گرفتن موارد 1 تا 5 تعداد 83 شرکت (166 داده سال – شرکت) که حائز تمامی شرایط بوده به عنوان نمونه آماری انتخاب گردید.
یافته‌های تحقیق
برای آزمون فرضیه تحقیق داده‌های مربوط به 83 شرکت نمونه برای سال‌های 1390-1389 از بانک‌های اطلاعاتی موجود استخراج و به صفحه گسترده EXCEL منتقل گردید. پس از انجام محاسبات لازم برای محاسبه افشای اینترنتی اطلاعات مالی از طریق شاخص افشای اینترنتی و محاسبه خطاهای ارزشیابی، این اطلاعات به همراه اطلاعات مربوط به متغیرهای کنترلی در فایل‌های مناسب ذخیره و سپس برای انجام آزمون‌های آماری به نرم افزار SPSS منتقل گردید. نگاره شماره 2 حاوی آمار توصیفی سالانه داده‌های مورد مطالعه است.
نگاره (2): آمار توصیفی سالانه مربوط به متغیرهای مدل اصلی تحقیق
|
نام متغیر |
سال |
تعداد مشاهدات |
دامنه تغییرات |
حداقل |
حداکثر |
میانگین |
انحراف معیار |
|
افشای اینترنتی اطلاعات مالی |
89 90 |
83 83 |
74/0 83/0 |
00/0 00/0 |
74/0 83/0 |
1849/0 3394/0 |
20072/0 24392/0 |
|
خطای ویژه شرکت |
89 90 |
83 83 |
42/1 55/5 |
73/0- 45/4- |
69/0 10/1 |
0122/0 9161/0- |
30423/0 72389/1 |
|
خطای سری زمانی صنعت |
89 90 |
83 83 |
72/2 63/2 |
32/2- 29/0- |
40/0 34/2 |
5210/0- 5442/0 |
84150/0 84344/0 |
|
کل خطای ارزشیابی |
89 90 |
83 83 |
44/3 59/3 |
53/2- 23/2- |
91/0 36/1 |
5088/0- 3718/0- |
89168/0 9334/0 |
|
فرصت‌های رشد |
89 90 |
83 83 |
84/3 05/4 |
58/0- 68/0- |
26/3 37/3 |
9329/0 8556/0 |
07754/1 12137/1 |
|
نرخ بازده دارایی ها |
89 90 |
83 83 |
71/0 84/0 |
17/0- 33/0- |
54/0 51/0 |
1723/0 1539/0 |
13670/0 14851/0 |
|
اهرم مالی دفتر |
89 90 |
83 83 |
72/0 85/0 |
17/0 05/0 |
89/0 90/0 |
5217/0 5023/0 |
19957/0 21272/0 |
|
لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی‌ها |
89 90 |
83 83 |
03/8 09/8 |
90/23 92/23 |
93/31 01/32 |
4079/27 4956/27 |
46860/1 45707/1 |
آزمون فرضیه
فرضیه را می‌توان در قالب فرضیه صفر زیر بیان نمود:
: رابطه معناداری بین خطاهای ارزشیابی به عنوان نماینده اضافه ارزشیابی و افشای اینترنتی بعدی اطلاعات مالی وجود ندارد.
این فرضیه درصدد بررسی معنادار بودن اثر خطاهای ارزشیابی بر روی افشای اینترنتی اطلاعات مالی است. برای آزمون این فرضیه ابتدا تحلیل همبستگی و سپس تحلیل رگرسیونی (به دوصورت مقطعی و تجمعی) و در پایان آزمون تفاوت میانگین مورد بررسی قرار می‌گیرد.
نتایج تحلیل همبستگی
ابتدا برای آزمون فرضیه و بررسی رابطه بین کل خطای ارزشیابی، از ضرایب همبستگی پیرسون و ضرایب همبستگی جزئی استفاده شده است. نگاره شماره 3 ماتریس ضرایب همبستگی پیرسون و نگاره شماره 4 ضرایب همبستگی جزئی را برای متغیرهای تحقیق نشان می‌دهد. ضریب همبستگی پیرسون بین کل خطای ارزشیابی و تعهدات اختیاری 234/0- بوده که در سطح 05/0 معنادار می‌باشد. نکته‌ای که در اینجا باید به آن توجه شود، این است که در هنگام محاسبه ضرایب همبستگی پیرسون، آثار سایر متغیرها حذف نمی‌شود و این ممکن است بر رابطه دو متغیر اثر بگذارد. بدین منظور از ضریب همبستگی جزئی استفاده شده است. ضریب همبستگی جزئی بین کل خطای ارزشیابی و تعهدات اختیاری 162/0- بوده که در سطح 05/0 معنادار است. بنابراین، چه بدون در نظر گرفتن اثر سایر متغیرها و چه با در نظر گرفتن اثر سایر متغیرها، رابطه منفی و معناداری بین کل خطای ارزشیابی و افشای اینترنتی اطلاعات مالی وجود دارد. و از این رو می‌توان نتیجه گرفت که رابطه منفی و معناداری بین اضافه ارزشیابی و افشای اینترنتی بعدی اطلاعات مالی وجود دارد. بنابراین، طبق تحلیل همبستگی، فرضیه تحقیق در سطح اطمینان 95% پذیرفته می‌شود.
نگاره (3): ضرایب همبستگی پیرسون
|
|
ICDI |
کل خطای ارزشیابی |
Roa |
Book Leverage |
Ln Assets |
||
|
ICDI |
ضریب پیرسون |
1 |
**234/0- |
077/0- |
062/0- |
024/0 |
*167/0 |
|
سطح معناداری |
|
002/0 |
322/0 |
434/0 |
755/0 |
032/0 |
|
|
تعداد مشاهدات |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
|
|
کل خطای ارزشیابی |
ضریب پیرسون |
**234/0- |
1 |
**850/0- |
041/0 |
*179/0 |
*176/0 |
|
سطح معناداری |
002/0 |
|
000/0 |
603/0 |
021/0 |
023/0 |
|
|
تعداد مشاهدات |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
|
|
ضریب پیرسون |
077/0- |
**850/0- |
1 |
**360/0 |
**430/0- |
**282/0- |
|
|
سطح معناداری |
322/0 |
000/0 |
|
000/0 |
000/0 |
000/0 |
|
|
تعداد مشاهدات |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
|
|
Roa |
ضریب پیرسون |
062/0- |
041/0 |
**360/0- |
1 |
**80/-0 |
055/0 |
|
سطح معناداری |
424/0 |
603/0 |
000/0 |
|
000/0 |
481/0 |
|
|
تعداد مشاهدات |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
|
|
Book Leverage |
ضریب پیرسون |
024/0 |
*179/0 |
**430/0 |
**800/0- |
1 |
144/0 |
|
سطح معناداری |
755/0 |
021/0 |
000/0 |
000/0 |
|
065/0 |
|
|
تعداد مشاهدات |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
|
|
Ln Assets |
ضریب پیرسون |
*167/0 |
*176/0 |
**282/0 |
055/0- |
144/0 |
1 |
|
سطح معناداری |
032/0 |
023/0 |
000/0 |
481/0 |
065/0 |
|
|
|
تعداد مشاهدات |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
166 |
|
نگاره (4): ضرایب همبستگی جزئی
|
متغیرهای کنترلی |
|
|
ICDI |
خطای ارزشیابی |
|
|
ICDI |
ضریب |
1 |
162/0- |
|
Roa |
|
سطح معناداری |
- |
034/0 |
|
|
درجه آزادی |
0 |
160 |
|
|
Book Leverage |
خطای ارزشیابی |
ضریب |
162/0- |
1 |
|
|
|
سطح معناداری |
034/0 |
- |
|
Ln Assets |
|
درجه آزادی |
160 |
0 |
تحلیل رگرسیون
نتایج حاصل از آزمون فرضیه به صورت تجمعی دو ساله در نگاره‌های 5 و 6 و 7 ارائه شده است.
نگاره (5): نتایج تحلیل واریانس
|
مدل |
مجموع مربعات |
درجه آزادی |
میانگین مربعات |
آماره F |
سطح معنی داری |
|
رگرسیون |
835/0 |
5 |
167/0 |
274/3 |
005/0 |
|
باقیمانده |
160/8 |
160 |
051/0 |
|
|
|
مجموع |
995/8 |
165 |
|
|
|
نگاره (6): ضرایب همبستگی مدل
|
ضریب همبستگی چندگانه R |
ضریب تعیین R2 |
ضریب تعیین تعدیل یافته |
آماره دوربین – واتسن |
|
330/0 |
109/0 |
076/0 |
905/1 |
نتایج حاصل از رگرسیون زمانی قابل اتکا است که مدل رگرسیون برازش شده در کل معنا دار باشد. مقدار آماره F و سطح معنی داری آن در نگاره تحلیل واریانس، نشان از معنی داری مدل در سطح اطمینان 95% دارد. ضریب مدل پردازش شده حاکی از آن است که حدود 11% از تغییرات افشای اینترنتی در نمونه مورد مطالعه در این تحقیق، توسط متغیرهای مستقل توضیح داده می‌شود. حال با توجه به مقادیر احتمال (سطح معنی‌داری) هریک از متغیرهای مستقل و کنترلی به بررسی معنی دار بودن هر یک از متغیرها می‌پردازیم.
نگاره (7): نتایج تحلیل رگرسیون
|
متغیرها |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
سطح معنی داری |
آماره VIF |
|
|
ضریب برآوردی |
انحراف استاندارد |
Beta |
||||
|
عرض از مبدأ |
232/0- |
370/0 |
|
627/0- |
531/0 |
|
|
خطای اضافه ارزشیابی |
046/0 |
042/0 |
176/0- |
510/3- |
001/0 |
013/1 |
|
فرصت‌های رشد |
044/0- |
038/0 |
204/0- |
152/1- |
251/0 |
591/3 |
|
نرخ بازده دارایی‌ها |
250/0- |
215/0 |
151/0- |
162/1- |
247/0 |
010/3 |
|
اهرم مالی دفتری |
191/0- |
165/0 |
167/0- |
158/1- |
248/0 |
703/3 |
|
لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارئی‌ها |
027/0 |
012/0 |
166/0 |
148/2 |
033/0 |
115/1 |
مقادیر سطح معنی داری حاکی از این است که دو متغیرکل خطای ارزشیابی و لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی‌ها (اندازه شرکت) می‌توانند با افشای اینترنتی اطلاعات مالی در ارتباط باشند زیرا مقدار سطح معنی داری بدست آمده برای آنها کمتر از 05/0 است. بنابراین فرضیه صفر (ضریب متغیر مستقل صفر است) رد شده و فرضیه تحقیق با اطمینان 95% پذیرفته می‌شود. ضریب متغیر مستقل کل خطای ارزشیابی برابر با 046/0- و سطح معنی داری آن برابر با 001/0می باشد، بنابراین ضریب متغیر مستقل کل خطای ارزشیابی منفی و معنی دار می‌باشد. بدین معنی که هر چه مقدار کل خطای ارزشیابی افزایش می‌یابد (شرکت بیشتر اضافه ارزشیابی گردد) مقدار افشای اینترنتی بعدی اطلاعات مالی کاهش می‌یابد. با توجه به نتایج تحلیل رگرسیون و ضرایب بدست آمده مدل زیر برازش می‌گردد:
مدل شماره 4
آزمون تفاوت میانگین
علاوه بر تحلیل همبستگی و تحلیل رگرسیونی، آزمون تفاوت میانگین نیز اجرا گردید. برای انجام این آزمون، ابتدا کلیه مشاهدات سال-شرکت را بر اساس مقدار کل خطای ارزشیابی به 5 گروه (پرتفوی) دسته بندی می‌کنیم. نحوه تخصیص مشاهدات به هر یک از پرتفوی‌ها، به ترتیب منفی به مثبت بوده و به شکلی انجام گرفته است که مشاهدات به تعداد مساوی 33 مشاهده در پرتفوی اول و آخر قرار داشته باشد. نگاره شماره 8 میانگین مقادیر کل خطای ارزشیابی و افشای اینترنتی اطلاعات مالی را برای هر پرتفوی نشان می‌دهد.
نگاره (8): میانگین ارقام مربوط به پرتفوی ها
|
نام متغیر |
1Q |
2Q |
3Q |
4Q |
5Q |
|
کل خطای ارزشیابی |
11/2- |
48/0- |
18/0- |
05/0 |
52/0 |
|
افشای اینترنتی اطلاعات مالی |
54/0 |
35/0 |
23/0 |
14/0 |
05/0 |
همانطور که متوسط مقادیر کل خطای ارزشیابی برای هر پرتفوی افزایش می‌یابد، مقادیر متوسط افشای اینترنتی اطلاعات مالی به ترتیب در هر پرتفوی کاهش می‌یابد. آمار توصیفی گروه اول و پنجم برای افشاهای اینترنتی در نگاره 9 و نتایج حاصل از آزمون تفاوت میانگین، در نگاره شماره 10 ارائه شده است.
نگاره (9): آمار توصیفی گروه اول و پنجم
|
نام متغیر |
گروه‌ها |
تعداد مشاهدات |
میانگین |
انحراف معیار |
|
افشای اینترنتی اطلاعات مالی |
1Q |
33 |
5428/0 |
27285/0 |
|
5Q |
33 |
0501/0 |
04627/0 |
نگاره (10): نتایج آزمون تفاوت میانگین
|
نام متغیر |
اختلاف میانگین |
آماره t |
درجه آزادی |
سطح معنی داری |
|
افشای اینترنتی اطلاعات مالی |
49275/0 |
228/10 |
64 |
000/0 |
آماره t مربوط به آزمون، برای افشای اینترنتی اطلاعات مالی برابر با 228/10و سطح معنی داری آن 000/0 می‌باشد که از 01/0کوچکتر است. بنابراین، با اطمینان 99% می‌توان گفت که تفاوت معنی داری بین افشای اینترنتی اطلاعات مالی در گروه پنجم با بالاترین خطاهای ارزشیابی، با افشای اینترنتی اطلاعات مالی در گروه اول با پایین ترین خطاهای ارزشیابی وجود دارد. نتایج حاصله، نشان می‌دهد که مدیریت شرکتهای با خطاهای ارزشیابی بیشتر در مقایسه با مدیریت شرکتهای با خطاهای ارزشیابی کمتر، به طور متوسط، تمایل بیشتری به عدم افشای اینترنتی اطلاعات مالی دارند. و این گواهی است بر گفته‌های پیشین که هرچه اضافه ارزشیابی بیشتر شود مدیران به منظور استفاده از منافع آن دست به اقداماتی از جمله افشای کمتراطلاعات مالی‌می زنند. همچنین نتایج حاصل از این آزمون مؤید نتایج حاصل از تحلیل همبستگی و تحلیل رگرسیونی می‌باشد.
خلاصه و نتیجه‌گیری
جنسن (2005) پیش بینی می‌کند که اضافه ارزشیابی سهام، می‌تواند موجب شود که مدیران در فعالیت‌هایی درگیر شوند که از اضافه ارزشیابی سهام در کوتاه مدت حمایت کنند، درحالی که این فعالیت‌ها می‌توانند ثروت سهامداران را در بلند مدت از بین ببرد. به طور کلی، نتایج حاصل از آزمون‌های بعمل آمده در این تحقیق حاکی از تایید فرضیه و وجود رابطه منفی و معنادار بین اضافه ارزشیابی و افشای اینترنتی بعدی اطلاعات مالی در هریک از بررسی‌های مقطعی و در مجموع دو سال است و مؤید آن است که اضافه ارزشیابی‌های سهام، کاهش افشای اینترنتی بعدی اطلاعات مالی را در پی دارد. از لحاظ آماری، یک واحد افزایش در کل خطای ارزشیابی 046/0 واحد کاهش در افشای اینترنتی اطلاعات مالیرا موجب می‌شود. به عبارت دیگر، در شرکتهای مورد مطالعه در بورس اوراق بهادار تهران، هنگامی که سهام اضافه ارزشیابی می‌گردد، مدیران شرکت‌ها به منظور دستیابی به منافع بالا بودن قیمت سهام، با انجام اقداماتی از جمله دستکاری تعهدات اختیاری، تمایل به حمایت از مقادیر اضافه ارزشیابی شده دارند و در نتیجه اطلاعات کمتری را در مورد جنبه‌های مالی شرکت از طریق اینترنت افشاء می‌نمایند. این نتیجه تحقیق با چی و گوپتا (2009) و کوتاری وهمکاران (2006) سازگار است.
همچنین با توجه به ضریب و آماره t متغیر اندازه شرکت و سطح معنی داری آن (033/0)، رابطه مثبت و معنا داری بین اندازه شرکت وافشای اینترنتی بعدی اطلاعات مالی وجود دارد. بدین معنی که هر چه اندازه شرکت بزرگتر باشد میزان افشای اطلاعات مالی آن از طریق اینترنت افزایش می‌یابد. این نتیجه با نتایج تحقیقات گذشته از قبیل اسماعیل (2002)، گارگ و دیویاورما (2004)، سیلوستر وهمکاران (2009)، گرتی و لورنکو (2011)، مجدا و حکیم (2013) و مهدوی پور و همکاران (1389) سازگار است. سایر متغیرهای کنترلی اثر معناداری بر روی متغیر وابسته یعنی افشای اینترنتی اطلاعات مالی ندارند این نتیجه در ارتباط با رابطه اهرم با افشای اینترنتی با نتایج برنان و هوریگن (2000)، زقال و همکاران (2007)، آلمیلیا (2009) و دعا وهمکاران (2010) سازگاری داشته ولی برخلاف نتایج میشل و همکاران (1995)، میک وهمکاران (1995)، گرتی و لورنکو (2011) و مهدوی پور و همکاران (1389) است. همچنین در ارتباط با رابطه بین سود آوری و افشای اینترنتی با نتایج اسماعیل (2002)، آلمیلیا (2009)، دعا وهمکاران (2010) و مجدا و حکیم (2013) ناسازگار بوده اما با نتیجه تحقیق مهدوی پور و همکاران (1389) سازگار بوده است.
اینکه برخی نتایج تحقیق با تحقیق‌های خارجی همخوانی ندارد می‌تواند به علت تفاوت در تعداد و نوع متغیرهای مستقل انتخابی بوده و یا به دلیل تفاوت‌های محیطی از قبیل شرایط اقتصادی، سیاسی و اجتماعی باشد. اما همانگونه که بیان شد نتیجه این تحقیق در خصوص رابطه افشای اینترنتی با متغیر کنترلی اهرم مالی با نتیجه تحقیق مهدوی پور و همکاران (1389) مغایرت داشته که می‌تواند به دلایلی بغیر از شرایط پیشگفته باشد چراکه هر دو تحقیق در ایران و با اطلاعات بورس اوراق بهادار تهران صورت گرفته است. یکی از دلایل آن می‌تواند نوع رابطه بررسی شده بین متغیر مستقل و وابسته باشد چراکه در تحقیق مهدوی پور و همکاران (1389) رابطه افشای اینترنتی اطلاعات هر سال با اطلاعات مالی همان سال بررسی شده در حالیکه در تحقیق حاضر با توجه به تدوین فرضیه، رابطه اطلاعات مالی (اضافه ارزشیابی سهام) با افشای اینترنتی اطلاعات مالی سال بعد آزمون شده است. علاوه بر این یکسان نبودن دوره زمانی تحقیق و تفاوت در نوع و تعداد متغیرهای مستقل نیز می‌تواند از دلایل مغایرت نتیجه یاد شده باشد.
پیشنهاد می‌شود:
لازم است نتایج تحقیق با توجه به محدودیت‌های زیر تفسیر شود:
پی نوشت
|
Time-series sector error (Industry-level error) |
2 |
Firm-specific error |
1 |
)