نویسندگان
1 استادیار حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب
2 کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه آزاد
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Quality of the economic transformation of savings into investment is determinant of economic growth and the more investors are informed, the higher quality investment they have. Improvements in quality and level of disclosure cause investors to be more informed of investees' specifications and power and thus promote investment quality and market efficiency. Disclosure quality affects the Stock Exchange efficiency and investment quality. In Iran, improvement of privatization has increased the importance of assignment efficiency and disclosure. This study is aimed to investigate the effect of voluntary disclosure on Assignment efficiency. The sample consists of 136 firms listed in TSE for the period from 2004 to 2010. Data is analyzed by stepwise regression and panel data model. The results show that the voluntary disclosure has a significant positive relation with assignment efficiency but control variables (size, profitability and growth) have a significant negative relation with assignment efficiency.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
امروزه بازار سرمایه در کشورهای در حال توسعه به عنوان ابزاری جهت افزایش میزان سرمایهگذاری و رشد اقتصادی در نظر گرفته می‌شود. از آنجایی که کارایی اصلی ترین و مهمترین ویژگی بازار سرمایه هر کشوری است این موضوع به یکی از بحث انگیزترین موضوعات حوزه‌های تحقیقات مالی و اقتصادی تبدیل شده است (دیدار و همکاران، 1390، فرید و همکاران، 1388). در صورت کارا بودن بورس، هم قیمت اوراق بهادار به درستی و عادلانه تعیین می‌شود و هم تخصیص سرمایه – که مهمترین عامل تولید و توسعه اقتصادی است – به صورت مطلوب و بهینه انجام می‌شود (بوفا، 2011). کارایی بورس رابطه تنگاتنگی با اطلاعات موجود در بازار دارد زیرا انتشار اطلاعات است که قیمت اوراق بهادار را تعیین می‌کند. در بازار سرمایه‌ای که اطلاعات به اندازه کافی، به موقع و سریع پخش می‌شود به سرعت بر قیمت سهام اثر میگذارد؛ بنابراین درچنین بازاری قیمت اوراق بهادار به ارزش ذاتی آن نزدیک است (هوگوی و دیگران، 2006). زمانی بازار به کارائی تخصیصی خواهد رسید که منابع مالی به بهترین موقعیتهای سرمایهگذاری اختصاص یابد، به سخن دیگر منابع محدود مالی که از طریق پس‌اندازکنندگان ایجاد می‌گردد، به طرحهایی اختصاص یابد که بالاترین سطح درآمد مورد انتظار را درآینده خواهند داشت (راعی و پویان فر، 1389) واژه افشاء اطلاعاتدر گسترده ترین مفهوم به معنی ارائه اطلاعات است. حسابداران می‌کوشند این عبارت را بصورت دقیقتر بکارگیرند بنابراین آنها افشاء اطلاعات را ارائه اطلاعات مالی درباره شرکت میدانند که از طریق گزارشهای مالی ارائه می‌شود. گاهی این مفهوم بازهم محدودتر می‌شود، اینبار مقصود اطلاعاتی است که در قالب صورت‌های مالی گنجانده نشود، یعنی اطلاعاتی که در صورت‌های مالی (ترازنامه، صورت‌های سودوزیان و صورت جریان وجه‌نقد) گنجانده میشوند به عنوان "شناخت و اندازهگیری" در نظر گرفته می‌شود نه افشاء، بنابراین افشاء اطلاعات در دقیقترین مفهوم شامل ارائه اطلاعات از طریق یادداشتهای پیوست صورت‌های مالی، صورت حساب‌های مکمل، تجزیه تحلیل و بحثهای مدیریتی است (هیندرکسون و وانبردا، 2009).
با توجه به اهمیت اطلاعات در بازار سرمایه می‌توان گفت اگر اطلاعات در اختیار عموم قرار نگیرد، ممکن است برخی به دلیل دسترسی به اطلاعات عمومی نشده از مزیت اطلاعاتی برخوردار شوند و زودتر و بهتر تصمیم بگیرند، از این رو، برای از بین بردن مزیت اطلاعاتی فوق باید افشاء اطلاعات را در سطح مطلوبی دنبال کرد. با بهبود افشا و شفافیت اطلاعات، عدم تقارن اطلاعاتی بین افراد داخل و خارج سازمان کاهش یافته در نتیجه نقدشوندگی سهام بهبود می‌یابد (لیوز و ویریچیا، 2000)؛ با بهبود شفافیت و نقدشوندگی در بازار سرمایه تصمیم‌گیری، تبدیل پسانداز به سرمایهگذاری با دقت و کیفیت بالاتر صورت می‌گیرد. بنابراین، با بهبود شفافیت و افشاء در بازارسرمایه، این بازار به وظیفه خود که همان تخصیص بهینه منابع است عمل می‌کند و منابع محدود جامعه به مکان‌هایی هدایت میشوند که توان استفاده از آن را دارند و حداکثر بازده را برای سرمایهگذاران و جامعه فراهم می‌آورند (فرید و همکاران، 1388).
افشاء اطلاعات حسابداری عدم تقارن اطلاعاتی بین سهامدارن داخلی و خارجی را کاهش می‌دهد و از میزان اشتباه در ارزشگذاری می‌کاهد (بوشمن و اسمیت، 2001)، علاوه بر این، بهبود شفافیت و افشاء هزینه‌های تامین مالی شده، هزینه انتشار سهام و جذب بدهی را کاهش می‌دهد) لیوز و ویریچیا، 2000) به سخن دیگر، عدم تقارن اطلاعاتی باعث کمبود اطلاعات در بازار می‌شود و فاصله زیادی بین قیمت پیشنهادی خرید و فروش ایجاد می‌کند؛ در نتیجه، هزینه‌های سرمایه‌ای افزایش می‌یابد. در بازار سرمایه اطلاعات نقش ارتباطی دارد و باعث هماهنگی در بازار می‌شود. در حقیقت از طریق انتشار اطلاعات، عموم سهامدارن به توافقی در مورد ارزش ذاتی سهام می‌رسند و به ارزش توافق شده متمایل می‌گردند. بنابراین اطلاعات حسابداری به عنوان یکی از منابع اصلی اطلاعات عمومی کارایی بازار را افزایش می‌دهد (چیونگ و دیگران، 2010).
با توجه به بررسی ادبیات موجود می‌توان گفت هیچ یک از تحقیقات گذشته (داخلی و خارجی) به بررسی دقیق موضوع این پژوهش نپرداخته‌اند؛ از طرف دیگر، خصوصی سازی‌های انجام شده و در دست انجام ایجاب می‌نماید پژوهشی با این عنوان در کشور انجام گیرد، زیرا در اقتصاد خصوصی، رسیدن به اهداف بلندمدت خصوصی سازی که همان پیشرفت اقتصادی است در سایۀ کارایی تخصیص بازار میسر می‌شود؛ و کارایی تخصیص بازار در سایه تحول بنیادی در گزارشگری مالی میسر می‌شود؛ یعنی تغییراز اقتصاد متمرکز (با ویژگی پنهان کارانه) به اقتصاد باز (با ویژگی شفافیت کامل) با هدف تحول اقتصادی مستلزم بهبود گزارشگری مالی، افزایش سطح افشاء و نهایتاً بهبود کارایی بازار است.
با توجه به اهمیت بالای کارایی بازار سرمایه برای تخصیص بهینه منابع، اهمیت افشاء اطلاعات در بازار سرمایه و رابطه افشاء اختیاری با کارایی تخصیص بازار، این پژوهش به دنبال پاسخ به این پرسش‌های زیر می‌باشد:
با انجام این پژوهش و پاسخ به سؤالات بالا می‌توان دلیلی برای الزام یا عدم الزام شرکت‌های بورسی به افزایش سطح افشاء اختیاری اطلاعات، با هدف افزایش کارایی تخصیص بازار، در اختیار نهادهای نظارتی ذیربط و افشاءکنندگان اطلاعات قرار داد.
پیشینۀ پژوهش
پلوملی و دیگران (2008) در مقاله خود، رابطه بین کیفیت افشاء و ارزش شرکت را آزمودند. در این تحقیق برای اندازهگیری کیفیت افشاء از یک شاخص افشاء جدید استفاده شد و محققین بین ارزش شرکت (بخش هزینۀ سرمایه‌ای) و سطح افشاء برای شرکت‌هایی که در محیط حساس فعالیت می‌کنند رابطه منفی معنادار و بین ارزش شرکت (بخش جریانات نقدی مورد انتظار) و کیفیت افشاء برای شرکت‌هایی که در محیط غیر حساس فعالیت می‌کنند رابطه مثبت معنی دار وجود دارد.
ایتردیس (2008) در تحقیق خود نشان داد، شرکت‌هایی که اطلاعات اساسی حسابداری مثل حداقل الزامات همچون گزارشات مدیر عامل، ترازنامه، صورت سود وزیان و صورت جریان نقدی را افشاء می‌کنند، به عنوان شرکت‌هایی با کیفیت افشاء پایین افشاء تلقی میشوند.
چااُو و گری (2010) در مطالعه خود تحت عنوان "مالکیت گسترده و سطح افشاء اختیاری" برای سنجش سطح افشاء اختیاری از چک لیست موارد افشاء استفاده کردند که شامل 64 مورد افشاء می‌باشد. آنها به این نتیجه رسیدند بین مالکیت گسترده و سطح افشای‌اختیاری اطلاعات شرکت رابطه مثبت معنی داری وجود دارد. این درحالی است که بین مالکیت خانوادگی و افشای‌اختیاری رابطه منفی معنی داری وجود دارد.
چیونگ و دیگران (2010) در تحقیق خود از 56 معیار برای کارت امتیاز دهی استفاده کردند تا کیفیت افشاء شرکت‌ها را اندازهگیری کنند؛ این معیارها با توجه به اصول سازمان همکاری و توسعۀ اقتصادی انتخاب شده بودند. آنها با جدا کردن شاخص افشاء اختیاری از شاخص افشاء اجباری و بررسی مجدد رابطه، به این نتیجه رسیدند تنها افشاء اختیاری رابطه مثبت و معنی داری با ارزشگذاری سهام در بازار دارد.
بوفا (2011) در بررسی خود تحت عنوان افشاء اطلاعات محرمانه، نقدشوندگی و کارایی بازار به این سوال جواب داد که آیا شفافیت بیشتر در بازار باعث افزایش کارایی و نقدشوندگی سهام می‌شود؟ وی برای پاسخ به این سوال اثر افشاء شرکتی بر نقدشوندگی و کارایی قیمت گذاری بازار را بررسی کرده و اثبات کرد وجود معامله گران مطلع از اطلاعات محرمانه باعث کاهش کارایی قیمت گذاری بازار می‌شود و می‌تواند علت کاهش نقدشوندگی بازار باشد.
احمد پور و همکاران (1388) در مطالعه خود به این نتیجه رسیدند بورس به عنوان یک واسطه مالی از طریق افزایش شفافیت، نظارت بر راهبری و اطلاع رسانی شرکت‌های پذیرفته شده، ریسک و هزینۀ سرمایه‌ای را کاهش می‌دهد. این کاهش هزینه در واقع ارزش افزوده‌ای است که توسط بورس اوراق بهادار ایجاد می‌شود. هرچه اطلاعات بیشتری در ارتباط با شرکت‌ها به بازار ارایه شود، بازار به سمت کارا بودن با سرعت بیشتری در حرکت خواهد بود.
ثقفی وابراهیمی (1388) در مقاله خود از متغیرهای پایداری سود، ضریب واکنش سود، کیفیت اقلام تعهدی و دقت مدل‌های ارزش یابی برای ارزیابی کیفیت اطلاعات حسابداری استفاده‌کردند. آنها به این نتیجه رسیدند هرچه اطلاعات افشاء شده با کیفیت‌تر باشد توان بیشتری در بیان ارزش بازار سهام دارند و ارزش دفتری سهام و سود هر سهم قدرت تبیین‌کنندگی بیشتری برای ارزش بازار خواهند داشت.
فرید و همکاران (1388) به سنجش کارایی شکل ضعیف بورس اوراق بهادار تهران در تعیین قیمت سهام پرداختند؛ نتایج نشان داد بورس اوراق بهادار تهران در شکل ضعیف برای تعیین قیمت اوراق بهادار کارا نیست.
ثقفی و جوادی (1390) در مطالعه خود تحت عنوان "نقش گزارشگری مالی در همگرایی قیمت و ارزش ذاتی سهام"با معرفی مفهوم همگرایی قیمت و ارزش ذاتی به بررسی اثربخشی سازوکار گزارشگری مالی برون سازمانی بر ارزش ذاتی سهام پرداختند. نتایج نشان داد بین اطلاعات حسابداری و گزارشگری مالی و تغییرات قیمت بازار سهام همبستگی وجود دارد. نتایج نشان می‌دهد اطلاعات مزبور در شکل‌گیری عرضه و تقاضای بازار و به تبع آن در تغییرات قیمت سهام مؤثر است
روش شناسی پژوهش
فرضیۀ پژوهش
فرضیه پژوهش به شرح زیر می‌باشد.
فرضیۀ پژوهش: سطح افشاء اختیاری بر کارایی قیمت‌گذاری بازار شرکت‌ها اثر میگذارد.
روش پژوهش
روش پژوهش از نظر ماهیت و محتوائی از نوع همبستگی و از منظر هدف کاربردی می‌باشد. انجام پژوهش در چهارچوب استدلال‌های قیاسی- استقرایی می‌باشد، به این معنی مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش که از مسیر مطالعات کتابخانه‌ای، مقالات، سایت‌ها و سایر منابع بدست می‌آید، در قالب استدلال قیاسی و گردآوری اطلاعات برای تأیید یا رد فرضیه در چهارچوب استدلال استقرائی انجام می‌پذیرد.
جامعه و نمونه آماری
جامعه آماری این پژوهش کلیۀ شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و دوره زمانی آن سال‌های 1383 الی 1389 می‌باشد، نمونه آماری نیز پس از لحاظ پیش فرض‌های زیر تعیین شد
تعداد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تا پایان سال 1389........................................................................................................................... 392
پیش فرض ها
تعداد شرکت‌هایی که به امور سرمایهگذاری، لیزینگ و واسطه‌گری می‌پردازند........... (32)
تعداد شرکت‌هایی که در طی دوره سال‌های 1383 الی 1389 وارد بورس شده‌اند........ (54)
تعداد شرکت‌هایی که در طی دوره سال‌های 1383 الی 1389 از بورس برون رفت داشته‌اند........................................................................................................................ (46)
تعداد شرکت‌هایی که سال مالی آنها به 29/12 ختم نمی‌شود ...................................... (38)
تعداد شرکت‌هایی که سال مالی خود را تغییر داده‌اند .................................................. (51)
تعداد شرکت‌هایی که داده‌های آنها در طی دوره سال‌های 1383الی 1389 در دسترس نیست............................................................................................................................ (35)
تعدادشرکت‌های لحاظ شده در نمونه.......................................................................... 136
مدل پژوهش
جهت آزمون فرضیه پژوهش از معادله زیر استفاده شد:
معادله (1):
که در آن:
: کارایی قیمت گذاری سهام شرکت i در سال t
اندازه شرکت i در سال t
رشد شرکت i در سال t
: سودآوری شرکت i در سال t
شاخص سطح افشاء اختیاری شرکت i در سال t
تعریف متغیرهای پژوهش و نحوه اندازهگیری آنها:
متغیر مستقل: (شاخص افشاء اختیاری)
در این پژوهش برای طراحی شاخص افشاء طبق شاخص افشاء چااُو وگری (2010) از معیارهای افشاء موجود در اصول حاکمیت شرکتی استفاده شده است.
برای اندازهگیری سطح افشاء از چک لیست موارد افشاء که شامل 60 معیار بوده استفاده شده است. اگر موارد بیان شده در چک لیست توسط شرکتی افشاء شود امتیاز یک و اگر آن مورد را افشاء نکند امتیاز صفر لحاظ می‌شود و چنانچه موردی در شرکتی قابل اعمال نباشد، آن مورد از لیست حذف می‌شود (چااُو و گری، 2010).
نخست کلیه مواردی که بر اساس قوانین و مقرراتی از قبیل استانداردهای حسابداری، الزامات افشاء بورس و... الزامی هستند از مواردی که افشاء آنها اختیاری است، جدا میشوند و سپس برای هر کدام شاخص جداگانهای ارائه می‌شود.
بنابراین، سطح افشاء اختیاری شرکت‌ها با استفاده از معادله زیر محاسبه می‌شود:
معادله (2):
که:
= شاخص افشاء اختیاری.
= تعداد موارد افشای اختیاری که شرکت از آن امتیاز یک گرفته است.
= تعداد موارد افشای اختیاریی که شرکت از آن امتیاز یک و صفر را گرفته است.
متغیرهای کنترلی:
میزان دارایی‌ها و فروش یک شرکت بیشتر باشد اندازه شرکت بزرگتر است و برعکس. معمول‌ترین معیار برای اندازه شرکت میزان فروش کل و جمع دارایی‌های شرکت می‌باشد؛ یعنی هر چه
در این پژوهش نیز مشابه تحقیقات پیشین، از لگاریتم طبیعی خالص فروش برای اندازه شرکت استفاده شده است (ایتریدیس، 2008).
Sizeit = Ln (Saleit(
که در آن:
Sizeit: اندازه شرکت i در دوره t
Saleit: فروش شرکت i در دوره t
سودآوری، توانایی شرکت در ایجاد بازدهی مناسب برای سهامدارن را نشان می‌دهد. شرکت‌هایی سودآوری مناسب‌تری خواهند داشت که از توانایی‌ها و مزیت‌های رقابتی خود حداکثر استفاده را نمایند. برای اندازهگیری سودآوری از نسبت سود خالص به کل دارایی‌ها استفاده شده است (سجادی و همکاران، 1388؛ چااُو وگری، 2010).
معادله (4):
که:
: سودآوی شرکت i در دوره t
: سود خالص شرکت i در دوره t
: مجموع دارایی‌های شرکت i در دوره t
رشد، پتانسیل و توانایی شرکت برای افزایش در نرخ سودآوری و بازدهی سهامداران را نشان می‌دهد.
در این پژوهش رشد شرکت، مشابه با تحقیقات پیشین با استفاده از معادله (5) محاسبه می‌شود.
که:
معادله (5):
: رشد شرکت i در دوره t
: سود هر سهم شرکت i در دوره t-1
: سود هر سهم شرکت i در دوره t
متغیر وابسته: کارآیی تخصیص
برای اندازهگیری کارآئی تخصیص از تفاوت بین ارزش ذاتی و ارزش بازار سهام استفاده شده است (هوگوی، 2006)
معادله (6):
AEit= (IVit - MVit) 2
AEit: کارآئی تخصیص شرکت i در پایان سال t
MVit: ارزش بازار سهام شرکت i در پایان سال t
IVit: ارزش ذاتی سهام شرکت i در پایان سالt، که برای سنجش آن از مدل دی چاو و همکاران (1999) به شرح معادله (7) استفاده شده است:
معادله (7):
I = +
که:
I : ارزش ذاتی سهام شرکت
: ارزش دفتری سهام عادی
: سود خالص باقیمانده متعلق به سهامداران عادی
: نرخ هزینۀ سرمایه در این مطالعه از نرخ بازده مورد انتظار (براساس مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای) به عنوان نرخ هزینۀ سرمایه (با فرض نرخ بازده بدون ریسک 17% معادل نرخ سپرده بلند مدت بانکی) استفاده شده است.
: ضریب استمرار سود باقیماندهکه با استفاده از معادله (8) سنجیده شد. (دی چاو و همکاران، 1999):
معادله (8):
روش‌های آزمون فرضیه‌های پژوهش:
در این پژوهش برای اندازگیری شاخص‌های مرکزی (میانگین، میانه و مد) و شاخص‌های پراکندگی (انحراف معیار، کشیدگی، چولگی، کمینه، بیشینه و ضریب تغییرات) از آمار توصیفی، برای تشخیص نرمال بودن متغیر وابسته از آزمون اسمیرنوف کلوموگروف (K-S)، برای بررسی رابطه متغیرهای مستقل و کنترلی با متغیر وابسته از آزمون ضریب همبستگی پیرسون، برای تشخیص مشکل خود همبستگی باقی مانده‌ها و تشخیص مشکل هم خطی متغیرهای پژوهش از آزمون‌های D-W و VIF و همچنین برای آزمون فرضیۀ پژوهش از رگرسیون چند متغیره به روش گام به گام (Step Wise) استفاده شده است.
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی
آماره توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش در نگاره (1) ارائه شده است ضریب تغییرات (ضریب پراکندگی) که از تقسیم انحراف معیار به میانگین داده‌ها بدست می‌آید، به عنوان یکی از معیارهای پراکندگی جهت بیان ثبات و پایداری داده‌ها به کار میرود. با توجه به مقادیر بدست آمده می‌توان گفت اندازه شرکت کمترین ضریب تغییرات را دارد و بیشترین ثبات و پایداری را طی دوره هفت ساله دارد؛ متغیر رشد، دارای بیشترین قدر مطلق ضریب تغییرات است و کمترین ثبات و پایداری را طی دوره هفت ساله در بین متغیرهای پژوهش دارد. آماره فوق تغییرات و نوسانات شدید در سود هر سهم را طی دوره هفت ساله پژوهش نشان می‌دهد.
نگاره 1: آماره توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش
|
|
تعداد مشاهدات |
دامنه تغییرات |
حداقل |
حداکثر |
جمع |
میانگین |
انحراف معیار |
ضریب تغییرات |
واریانس |
کشیدگی |
چولگی |
|||
|
|
آماره |
آماره |
آماره |
آماره |
آماره |
آماره |
خطای استاندارد |
آماره |
آماره |
آماره |
آماره |
خطای استاندارد |
آماره |
خطای استاندارد |
|
افشاء داوطلبانه |
952 |
4313/0 |
1071/0 |
5385/0 |
003/0 |
285/0 |
003/0 |
079/0 |
276/0 |
006/0 |
576/0 |
079/0 |
041/0- |
158/0 |
|
اندازه شرکت |
952 |
18/5 |
75/9 |
93/14 |
0001/0 |
575/12 |
034/0 |
048/1 |
083/0 |
099/1 |
085/0- |
079/0 |
495/0- |
158/0 |
|
سودآوری |
952 |
98/0 |
03/0- |
95/0 |
06/371 |
389/0 |
007/0 |
234/0 |
600/0 |
055/0 |
. 557 |
079/0 |
503/0- |
158/0 |
|
رشد شرکت |
952 |
04/2 |
86/0- |
18/1 |
85/8- |
009/0- |
014/0 |
427/0 |
876/45- |
182/0 |
. 188 |
079/0 |
317/0- |
158/0 |
|
کارآئی قیمت گذاری |
952 |
9687 |
1 |
9688 |
000/0 |
003/0 |
142/78 |
052/2411 |
810/0 |
000/0 |
1. 065 |
079/0 |
102/0 |
158/0 |
|
تعداد مشاهدات |
952 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
آزمون انحراف از نرمال بودن (K-S):
ازمهمترین آزمون‌هایی که برای بررسی نرمال بودن اجزای جملات باقیمانده در مدل‌های رگرسیونی به کار میرود، آزمون اسمیرنوف کولموگروفمی‌باشد.
فرضیه‌های این آزمون به شرح زیر است:
: توزیع جامعه مربوط به متغیر وابسته نرمال است. H0
: توزیع جامعه مربوط به متغیر وابسته نرمال نیست. H1
نگاره (2): نتایج آزمون اسمیرنوف کولموگروف برای متغیر وابسته
|
|
|
کارآئی قیمت گذاری |
|
|
تعداد مشاهدات |
952 |
|
|
|
Normal Parametersa |
میانگین |
003/0 |
|
|
انحراف معیار |
002/0 |
|
|
|
Most Extreme Differences |
Absolute |
159/0 |
|
|
Positive |
159/0 |
|
|
|
Negative |
109/0- |
|
|
|
آماره اسمیرنوف کولموگروف |
909/4 |
|
|
|
سطح معنی‌داری آزمون دوطرفه |
091/0 |
|
|
از آنجایی که سطح معنی‌دار این متغیر بیشتر از سطح خطای 5% است متغیر وابستۀ پژوهش از توزیع نرمال برخوردار می‌باشد.
ضریب همبستگی پیرسون:
نگاره (3) ماتریس همبستگی بین متغیرمستقل و متغیرهای کنترلی با متغیر وابسته (کارآئی قیمت گذاری) را نشان می‌دهد. بر این اساس، متغیر مستقل (شاخص افشا اختیاری، رابطه معکوس و متغیر کنترلی اندازه شرکت، سودآوری و رشد رابطه مستقیم با متغیر وابسته دارند.
نگاره (3): ماتریس همبستگی بین متغیرهای پژوهش
|
|
|
کارآئی قیمت گذاری |
افشاء داوطلبانه |
اندازه شرکت |
سودآوری |
رشد شرکت |
|
کارآئی قیمت گذاری |
ضریب پیرسون |
1 |
039/0- |
103/0** |
39/0** |
146/0** |
|
سطح معنی داری |
-- |
231/0 |
001/0 |
000/0 |
000/0 |
|
|
افشاء داوطلبانه |
ضریب پیرسون |
|
1 |
292/0 |
126/0- |
012/0 |
|
سطح معنی داری |
|
-- |
015/0 |
056/0 |
707/0 |
|
|
تعداد مشاهدات |
|
952 |
952 |
952 |
952 |
|
|
اندازه شرکت |
ضریب پیرسون |
|
|
1 |
137/0 |
031/0 |
|
سطح معنی داری |
|
|
-- |
167/0 |
333/0 |
|
|
سودآوری |
ضریب پیرسون |
|
|
|
1 |
316/0** |
|
سطح معنی داری |
|
|
|
-- |
000/0 |
|
|
رشد شرکت |
ضریب پیرسون |
|
|
|
|
1 |
|
سطح معنی داری |
|
|
|
|
-- |
نتایج آزمون فرضیۀ پژوهش
1-گام اول:
در مرحله اول رابطه بین متغیر افشاء اختیاری و کارآئی قیمت گذاری سهام بررسی می‌شود فرضیه آماری به صورت زیر تعریف می‌شود:
: بین سطح افشاء اختیاری و کارآئی قیمت گذاری سهام رابطه معنی داری وجود ندارد.
: بین سطح افشاء اختیاری و کارآئی قیمت گذاری سهام رابطه معنی داری وجود دارد.
برای آزمون این فرضیه معادله (1) بدون لحاظ متغیرهای کنترلی استفاده شد که نتایج در نگاره (4) ارائه شده است:
نگاره (4): نتایج حاصل از آزمون مدل اول پژوهش
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
ضریب ثابت |
518/3314 |
290/11 |
000/0 |
|
افشاء اختیاری |
259/1190- |
199/1- |
231/0 |
|
آماره‌های آزمون |
|||
|
آماره F (سطح معناداری) |
438/1 (231/0) |
||
|
ضریب تعیین |
002/0 |
||
|
آماره دوربین واتسن (DW) |
599/1 |
||
|
VIF |
039/0 |
||
2-گام دوم:
در این مرحله تنها متغیر کنترلی اندازه در معادله (1) منظور شد و مدل مجددا برآورد گردید که نتایج به شرح نگاره (5) می‌باشد:
نگاره (5): نتایج حاصل از آزمون معادله (1) با متغیر کنترلی اندازه شرکت
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
ضریب ثابت |
651/23 |
025/0 |
980/0 |
|
افشاء اختیاری |
5/2307- |
238/2- |
025/0 |
|
اندازه شرکت |
059/287 |
707/3 |
000/0 |
|
آماره‌های آزمون |
|||
|
آماره F (سطح معناداری) |
(01/0) 7. 599 |
||
|
ضریب تعیین |
014/0 |
||
|
آماره دوربین واتسن (DW) |
699/1 |
||
|
VIF |
103/0 |
||
3-گام سوم:
در این مرحله معادله (1)، تنها با لحاظ دو متغیر کنترلی اندازه شرکت و سودآوری برآورد شد که نتایج به شرح نگاره (6) می‌باشد.
نگاره (6): نتایج حاصل از آزمون معادله (1) با دو متغیر کنترلی اندازه و سودآوری
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
ضریب ثابت |
-14 |
01/0- |
986/0 |
|
افشاء اختیاری |
-185 |
19/0- |
849/0 |
|
اندازه شرکت |
119 |
64/1 |
101/0 |
|
سودآوری |
3936 |
47/12 |
000/0 |
|
آماره‌های آزمون |
|||
|
آماره F (سطح معناداری) |
55/22 (001/0) |
||
|
ضریب تعیین |
155/0 |
||
|
آماره دوربین واتسن (DW) |
757/1 |
||
|
VIF |
390/0 |
||
4-گام چهارم:
در این مرحله معادله (1) به طور کامل و به همراه کلیه متغیرهای کنترلی برآورد شد. نتایج در نگاره (7) ارائه شده است.
نگاره (7): نتایج حاصل از برآورد معادله (1)
|
متغیر |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
ضریب ثابت |
5/11 |
013/0 |
989/0 |
|
افشاء اختیاری |
-214 |
220/0- |
826/0 |
|
اندازه شرکت |
4/121 |
661/1 |
097/0 |
|
سودآوری |
2/3847 |
571/11 |
000/0 |
|
رشد شرکت |
151. 1 |
. 849 |
. 396 |
|
آماره‌های آزمون |
|||
|
آماره F (سطح معناداری) |
(001/0) 51/43 |
||
|
ضریب تعیین |
16/0 |
||
|
آماره دوربین واتسن (DW) |
797/1 |
||
|
VIF |
146/0 |
||
با توجه به معادله بالا بین کارایی قیمت گذاری و افشای اختیاری رابطه معنی دار وجود ندارد. افزودن متغیرهای کنترلی معنی داری رابطه متغیر وابسته با متغیر مستقل را تغییر نداد. ضریب پیرسون ضعیف و معکوس در ماتریس همبستگی هم (039/0-) دال بر تأیید عدم رابطه بین کارآئی قیمت گذاری و افشای اختیاری را نشان داد.
از آنجایی که آماره دوربین واتسون مدل‌های آزمون شده بین 5/2 تا 5/1 قرار گرفته‌اند می‌توان نتیجه گرفت هیچ یک از آنها مشکل خود همبستگی ندارند و می‌توان از نتایج آزمون رگرسیونی استفاده کرد.
از آنجایی که مقدار معیارهای همخطی هیچ یک از مدل‌ها بزرگتر از 5 نمی‌باشند می‌توان گفت مشکل همخطی در بین متغیرهای توضیح دهنده منظور شده در هر مدل وجود ندارد.
نتیجه‌گیری
در این مطالعه برای بررسی روابط بین متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی با متغیر وابسته و همچنین آزمون فرضیۀ پژوهش از رگرسیون چند متغیره به روش گام به گام استفاده شده است. با توجه به معادله رگرسیون چند متغیره به روش گام به گام، بین کارایی قیمت گذاری و افشای اختیاری وجود ندارد، معنی داری رابطه با افزودن متغیرهای کنترلی نیز تغییر نکرد. بنابراین فرضیه اول پژوهش تأیید شد. یافتۀ پژوهش حاضر با یافتۀ پژوهشهای انجام شده توسط چیونگ، جینگ و تان در مورد رابطه بین کارایی قیمت گذاری سهام با افشای اختیاری یکسان و مشابه نمی‌باشد.
پیشنهادات پژوهش:
محدودیت‌های پژوهش:
در این پژوهش حاکمیت شرکتی و توع صنعت در نظر گرفته نشده است که این متغیرها می‌توانند بر سطح افشاء اختیاری تأثیر بگذارند.
)