تأثیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 حسابرس ارشد مالیاتی، اداره کل امور مالیاتی استان خوزستان، اهواز،

2 استادیار گروه حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.

3 دانشجوی دکتری تخصصی حسابداری، واحد علوم و تحقیقات تهران، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

4 دانشجوی دکتری تخصصی حسابداری، واحد کرمانشاه، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمانشاه، ایران.

چکیده

استفاده از اینترنت به عنوان یکی از کانال‌های پخش اطلاعات شرکت‌ها، پدیده‌ای است که در سال‌های اخیر در حال رشد و پیشرفت بوده است. اطلاعات حسابداری نیز در بازارهای سرمایه دارای ارزش بالایی بوده و بازار سرمایه به این اطلاعات تکمیل‌کننده و همچنین به گزارش‌های حسابداری منتشر شده نیاز دارد. گزارشگری اینترنتی نیز یکی از منابع مهم اطلاعاتی می‌باشد که به طور بالقوه؛ دیگر گزارش‌های حسابداری منتشر شده در بازار سرمایه را تکمیل می‌کند و باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش روز سهام می‌شود. با توجه اهمیت محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و از آنجایی که تعداد شرکت‌های استفاده کننده از گزارشگری مالی اینترنتی در ایران در حال افزایش و متقاضی و نیاز سهامداران مختلف به جستجوی اطلاعات از طریق اینترنت در حال افزایش است، این پژوهش به بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از اطلاعات 175 شرکت پرداخته است. آزمون فرضیه‌ها از طریق رگرسیون چندگانه و به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (EGLS) با چیدمان دادهای تلفیقی صورت پذیرفت. نتایج پژوهش نشان داد که مطابق مدل اولسن (1995) سود هر سهم و ارزش دفتری آن دارای محتوای اطلاعاتی بوده و کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی نیز باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان می‌شود. همچنین در شرکت‌هایی که کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی بیشتر است؛ اندازه شرکت و سودآوری باعث افزایش محتوای اطلاعاتی مزبور شده ولی اهرم مالی از محتوای اطلاعاتی آن می‌کاهد.
Corporate Internet Quality Reporting is an important source of information, which potentially other accounting reports published On the capital markets to complement and enhance the information content of stock market value. Considering the importance of the information content market value of equity And since the number of companies using online financial reporting is increasing in Iran   And the applicant and the various stakeholders need to search for information via the Internet is increasing, This research The Impact Of The Corporate Internet Quality Reporting And Characters Firm On Value Relevance Market Value Of Equity In Tehran Stock Exchange Using data from 175 companies.Test hypotheses using multiple regression and Generalized Least Squares (GLS) took place;  The results showed that meets the Olsen (1995), earnings per share and book value of online information content and quality of financial reporting increases in the market value of equity to be content.Also, companies that have greater financial reporting quality online content by firm size and profitability increase  But leverage the information content reduces it. In addition, the Company has no significant relationship between audit quality and information content market value of equity was not found.
 

کلیدواژه‌ها


تأثیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

 

 

امیرعلی بندریان

تاریخ دریافت: 25/04/1398            تاریخ پذیرش: 28/06/1398

[1]

محمدرمضان احمدی[2]

شاهرخ بزرگمهریان[3]

فرامرز مقصودی[4]

 

چکیده

استفاده از اینترنت به عنوان یکی از کانال‌های پخش اطلاعات شرکت‌ها، پدیده‌ای است که در سال‌های اخیر در حال رشد و پیشرفت بوده است. اطلاعات حسابداری نیز در بازارهای سرمایه دارای ارزش بالایی بوده و بازار سرمایه به این اطلاعات تکمیل‌کننده و همچنین به گزارش‌های حسابداری منتشر شده نیاز دارد. گزارشگری اینترنتی نیز یکی از منابع مهم اطلاعاتی می‌باشد که به طور بالقوه؛ دیگر گزارش‌های حسابداری منتشر شده در بازار سرمایه را تکمیل می‌کند و باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش روز سهام می‌شود. با توجه اهمیت محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و از آنجایی که تعداد شرکت‌های استفاده کننده از گزارشگری مالی اینترنتی در ایران در حال افزایش و متقاضی و نیاز سهامداران مختلف به جستجوی اطلاعات از طریق اینترنت در حال افزایش است، این پژوهش به بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از اطلاعات 175 شرکت پرداخته است. آزمون فرضیه‌ها از طریق رگرسیون چندگانه و به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (EGLS) با چیدمان دادهای تلفیقی صورت پذیرفت. نتایج پژوهش نشان داد که مطابق مدل اولسن (1995) سود هر سهم و ارزش دفتری آن دارای محتوای اطلاعاتی بوده و کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی نیز باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان می‌شود. همچنین در شرکت‌هایی که کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی بیشتر است؛ اندازه شرکت و سودآوری باعث افزایش محتوای اطلاعاتی مزبور شده ولی اهرم مالی از محتوای اطلاعاتی آن می‌کاهد.

 

واژه‌های کلیدی: کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی، ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، اندازه شرکت.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

امروزه تحولات شگرفی در زمینه فناوری اطلاعات رخ داده و پیشرفت‌های آن فراگیر شده است به طوری‌که روندهای دگرگونی را در زمینه‌های مختلف ایجاد کرده است. مهم‌ترین ویژگی‌های آن سرعت زیاد در پردازش داده‌ها، دقت فوق‌العاده زیاد، سرعت بالای دسترسی به اطلاعات، به روز بودن، امکان مبادله الکترونیکی اطلاعات، کیفیت بالا، قیمت فوق‌العاده ارزان و رو به کاهش آن می‌باشد و از طرفی گسترش حجم عملیات و پیچیده‌تر شدن امور را در پیش رو است 1(السارتاوی،4:2017). با توجه به این عوامل، دیگر نیازی به توجیه استفاده از فناوری اطلاعات در دنیای امروز وجود نخواهد داشت و حسابداری نیز ناگزیر به کاربرد و استفاده از تمام یا برخی از روش‌های نو در ارائه خدمات و وظایف خود می‌باشد. با توجه به این‌که نقش اطلاعات در جامعه اهمیت بیشتری پیدا کرده؛ پس تهیه‌کنندگان اطلاعات به خصوص حسابداران باید تهیه‌کننده اطلاعات پیشرفته و با کیفیت باشند تا خدماتشان با قیمت‌های بیشتری خریدار داشته باشد، در غیر این صورت در آینده جایگاهی نخواهند داشت؛ بنابراین پژوهش‌هایی در این زمینه به منظور شناخت فناوری‌های جدید و پی بردن به این‌که کدام‌یک از این فناوری‌ها و چگونه باید به کاربرده شوند تا باعث ارتقاء کیفیت حرفه و پیشرفت حسابداری هم‌زمان با تحولات اساسی در فناوری اطلاعات شود، لازم و ضروری است. علاوه بر این، حسابداری؛ زبان یک واحد تجاری است. چیزی که بدون آن واحدهای تجاری نمی‌توانند وجود داشته باشند (عزیزخانی و همکاران،1394). واحدهای تجاری می‌توانند بدون داشتن دفاتر اداری، تنخواه و گاهی اوقات حتی بدون وجود کارمندان به فعالیت خود ادامه دهند لیکن بدون وجود یک سامانه حسابداری نمی‌توانند به تداوم خود ادامه دهند (ولی‌پور و همکاران،1393). اهمیت روز افزون اینترنت و ارتباط آشکار آن با گزارشگری مالی بر کسی پوشیده نیست. از این گذشته حرفهٔ حسابداری آرزومند دستیابی به بینشی سامان‌یافته در جهت بهره‌برداری از موقعیت آتی محیط اینترنتی است. به طور کلی می‌توان ادعا کرد که در صورت استفاده از نظام حسابداری مبتنی بر شبکه گسترده جهانی، زمینه مساعدتری برای تصمیم‌گیری‌های اقتصادی مدیران بنگاه‌های اقتصادی فراهم خواهد آمد (پورزمانی و سنایی، 1392).

گزارشگری مالی اینترنتی به استفاده از وب‌سایت شرکت برای انتشار اطلاعات در مورد عملکرد مالی شرکت اشاره دارد. اطلاعات مالی ارائه شده توسط شرکت از طریق وب‌سایت شامل مجموعه‌ای از صورت‌های مالی جامع، از جمله یادداشت‌های همراه، صورت‌های مالی سه‌ماهه و یا بخشی از اطلاعات مالی که ممکن است شامل ارائه بخشی از صورت‌های مالی، اطلاعات قیمت سهام، گزارش‌های تحلیل‌گران، مباحث مدیریتی عملیات، یک پایگاه داده از اخبار مربوط به شرکت‌ها و دیگر اطلاعات خاص شرکت‌ها می‌باشد. از این تعریف می‌توان نتیجه گرفت که گزارشگری مالی اینترنتی همهٔ اطلاعات در مورد یک شرکت از جمله اطلاعات مالی و غیرمالی را ارائه می‌کند و این اطلاعات مورد استفاده کاربران برای تصمیم‌گیری قرار می‌گیرد (ناظمی اردکانی و همکاران،1398). زمانی که شرکت‌ها از گزارشگری مالی اینترنتی استفاده می‌کنند، اطلاعات مالی و غیر مالی اضافی را افشا می‌کنند که این امر منجر می‌شود سرمایه‌گذاران با اطمینان بیشتری سهام شرکت را خریداری کنند. در نتیجه تعداد بیشتری از سهام شرکت به فروش می‌رود و قیمت سهام افزایش می‌یابد و به دنبال آن بر ارزش شرکت افزوده می‌شود (احمد و همکاران 2، 19:2015).

رجب و عمران 3(283:2006) بیان می‌کنند که اطلاعات حسابداری در بازار سرمایه ارزش‌گذار بوده و بازار سرمایه به این اطلاعات تکمیل‌کننده و همچنین به گزارش‌های حسابداری منتشر شده نیاز دارد. آن‌ها معتقدند که گزارشگری اینترنتی یکی از منابع مهم اطلاعاتی می‌باشد که به‌طور بالقوه دیگر گزارش‌های حسابداری منتشر شده در بازار سرمایه را تکمیل می‌کند و باعث افزایش محتوای اطلاعاتی قیمت سهام می‌شود. از آنجایی که تعداد کاربران اینترنت در ایران در حال افزایش و متقاضی و نیاز سهامداران مختلف به جستجوی اطلاعات از طریق اینترنت در حال افزایش است لذا هدف کلی این پژوهش، بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است.

 

2-  مبانی نظری پژوهش

طبق استانداردهای حسابداری، هدف اصلی تهیهٔ صورت‌های مالی و افشای اطلاعات مالی فراهم کردن اطلاعاتی مفید در رابطه با وضعیت مالی و نتایج عملیات واحد تجاری برای تصمیم‌گیری استفاده‌کنندگان است. این اطلاعات از منابع مختلفی می‌تواند به دست آید. صورت‌های مالی هنگامی شفاف هستند که دارای ویژگی‌هایی از قبیل در دسترس بودن، قابل اتکا بودن، جامع بودن، مربوط بودن و به موقع بودن باشند (ناظمی اردکانی و همکاران،1398)؛ به عبارت دیگر صورت‌های مالی در صورتی دارای محتوای اطلاعاتی هستند که شفاف باشند (بارث و شیپر 4، 175:2008). بورس اوراق بهادار، از جمله سیستم‌های مالی مطلوبی است که کشورهای مختلف، برای دسترسی به رشد اقتصادی، اشتغال مطلوب، جلوگیری از تورم، افزایش سرمایه‌گذاری و بهبود سایر متغیرهای مطلوب اقتصادی، از آن استفاده می‌نمایند. این در حالی است که در حال حاضر بورس و بازار سرمایه در ایران، تنها بخش بسیار کوچکی از سرمایه‌گذاران را پوشش می‌دهد (ولی‌پور و همکاران، 1393). یکی از دلایل اصلی مشارکت اندک مردم در بازار سرمایه، عدم آگاهی و نبود تحلیل است و این امر از نبود دانش لازم برای تحلیل ناشی می‌شود. عدم وجود تحلیل‌ها باعث می‌شود سرمایه‌گذاران در خرید و فروش‌های خود و تصمیم‌های سرمایه‌گذاری‌شان، با تجزیه‌وتحلیل درست اقدام نکنند. بلکه از روی دست هم نگاه کرده و از یکدیگر تبعیت نمایند. در نتیجه این خطر وجود دارد که بتوان آن‌ها را به سادگی و به راحتی به سمت‌وسوی دلخواه هدایت کرد. وجود چنین سرمایه‌گذارانی است که به ایجاد بحران‌های مالی در بازار کمک می‌کند و سبب تشکیل صف‌های خرید و فروش غیر منطقی در مقاطع زمانی می‌شود این مسئله ممکن است زیان‌هایی را به بازار و نیز به آن سرمایه‌گذاران تحمیل نماید (نمازی،1387).

 سوءاستفاده‌های فراوان در اکثر کشورها منجر شد تا تمرکزی بی‌سابقه و بین‌المللی بر عملیات حسابداری و نیاز به شفافیت بیشتر در گزارش‌های مالی پدید آید. عوامل متعددی به بحران در گزارش‌های مالی انجامید. مسلماً یکی از این عوامل، ناکافی و نامناسب بودن ارائه اطلاعات در شکل‌های کاغذی یا الکترونیکی مشابه کاغذ می‌باشد که فاقد ویژگی‌های لازم برای انتقال کارآمد اطلاعات مالی پیچیده به سرمایه‌گذاران، قانون‌گذاران و سایر ذی‌نفعان است (ناظمی اردکانی و همکاران،1398). بازارهای تجاری و استفاده‌کنندگان اطلاعات تجاری به تمهیدات و شرایطی احتیاج دارند تا مراحل گزارشگری را افزایش دهند، زیرا امروزه گزارشگری تجاری با انبوهی از مشکلات مانند ناکارایی، تجزیه‌وتحلیل نامناسب و انتشار نامناسب اطلاعات تجاری در بین استفاده‌کنندگان اطلاعات تجاری (مانند بخش‌های مختلف سازمان، سهامداران و بانک‌ها) روبرو است؛ بنابراین دستیابی به سامانه گزارشگری تجاری مناسب برای حل مسائل و ناکارایی‌ها، بسیار مهم است. امروزه پیشرفت فناوری اطلاعات، جوامع مالی را متحول نموده است. توسعه بسترهای مالی همواره دغدغه اساسی جوامع اقتصادی بوده و راه‌کارهای گوناگون در این مسیر به چالش کشیده شده‌اند. در قرن جاری، فناوری اطلاعات مسیر این توسعه را دچار تحول شگفت‌انگیزی نموده و با وارد شدن مقوله توسعه نرم‌افزاری، سرعت این تحول دو چندان گردیده است. در این مقوله، استفاده از اینترنت نقش بسزایی دارد. استفاده گسترده از اینترنت برای مقاصد گزارشگری مالی، مزایای مهمی را برای سرمایه‌گذاران فراهم می‌کند. از جمله می‌توان به افزایش دقت داده‌های مالی، تجزیه‌وتحلیل آسان‌تر آن‌ها و به هنگام نمودن اطلاعات اشاره کرد (مهدوی پور و همکاران، 1385؛ ناظمی اردکانی و همکاران،1398).

اینترنت، شکل جریان اطلاعات از تهیه‌کنندگان به استفاده‌کنندگان و بر عکس را تغییر داده و دسترسی به اطلاعات را آسان کرده است و استفاده‌کنندگان می‌توانند از طریق آن، اطلاعات دلخواه خود را دریافت کنند. یکی از وظایف سازمان‌ها و واحدهای اقتصادی، گزارشگری برای سهامداران، ذینفعان و سایر استفاده‌کنندگان اطلاعات مالی است. گزارشگری مالی از مهم‌ترین گزارش‌هاست که بر حسب مورد بر اساس اصول پذیرفته شده حسابداری برای گزارشگری برون سازمانی و یا بر اساس نیازهای مدیریت برای گزارشگری درون سازمانی تهیه می‌شود. استفاده از اینترنت به عنوان یکی از کانال‌های پخش اطلاعات شرکت‌ها، پدیده‌ای است که در سال‌های اخیر در حال رشد و پیشرفت بوده است. گزارشگری مالی اینترنتی به استفاده از وب‌سایت شرکت‌ها به منظور انتشار اطلاعات مربوط به عملکرد مالی دلالت دارد (پورزمانی و سنایی، 1392). شرکت‌های بزرگ؛ بیشتر از شرکت‌های کوچک از تکنولوژی فناوری اطلاعات برای بهبودی گزارش‌دهی اینترنتی استفاده می‌کنند. چرا که شرکت‌های بزرگ اغلب محصولات بیشتری و شبکه انتشار وسیع‌تر و پیچیده‌تری دارند که احتیاج به سیستم‌های اطلاعاتی مدیریت بیشتر و پیچیده‌تری است و منبع اطلاعات بیشتری برای اهداف کنترل مدیریت نیاز است." همچنین شرکت‌های سودآورتر انگیزه بیشتری برای پخش اطلاعات دارند تا سودآوری شرکت خود را به سرمایه‌گذاران برای حمایت مدیریت از موقعیت و جایگاه خود را نشان دهند (ولی‌پور و همکاران، 1393)­.

 از آنجایی که کشور ما به عنوان یک کشور درحال‌توسعه، باید افزایش سرمایه داده و سرمایه‌گذاری خارجی را جذب کند و حس اعتماد و درک سهامداران را بالا ببرد؛ بنابراین عدالت، بهره‌وری، سودآوری و شفافیت اطلاعات مالی جزء عوامل مهم مبادلات سرمایه است، شرکت‌ها برای انتشار اطلاعات مالی به صورت آنلاین انگیزه دارند تا سرمایه‌گذاران بین‌المللی و ملی بیشتری را جذب کنند و با توجه به این که تاکنون پژوهش‌های محدودی در زمینه فعالیت‌های گزارشگری اینترنتی شرکت‌ها از نظر محتوی و نحوه ارائه در ایران انجام گرفته است و این پژوهش جزء نخستین پژوهش‌های جامعی است که تأثیر گزارشگری اینترنتی شرکت‌های بورسی ایران و ویژگی‌های شرکت را بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام ارزیابی می‌کند لذا انجام این پژوهش می‌تواند به راه‌های شناخت و توسعه تجاری بازار سرمایه و شکوفایی اقتصاد از طریق توسعه سرمایه‌گذاری‌ها و هدایت مطلوب‌تر سرمایه‌گذاری‌ها به انجام برسد. این امر مستلزم کاهش عدم تقارن اطلاعاتی از طریق افزایش کیفیت گزارشگری مالی و انتشار به روز گزارش‌های مالی اینترنتی توسط شرکت‌های بورسی امکان‌پذیر می‌شود. به نظر می‌رسد به رغم توسعه ارتباطات و فن‌آوری اطلاعات در زمینه‌هایی چون اینترنت و توسعه زبان گزارشگری مالی اینترنتی و توسعه زیرساختی انجام شده توسط ارکان نظارتی، هنوز در سطح شرکت‌های بورسی انتشار به روز گزارش گری مالی اینترنتی در ابعاد مختلف در حد انتظار نیست. اگر کشور ایران نتواند خود را با این شیوه جدید گزارشگری پیوند دهد، در آینده‌ای نه چندان دور، در عرصه رقابت بین‌المللی به حاشیه رانده خواهد شد و بسیاری از فرصت‌های کسب‌وکار را از دست خواهد داد. همچنین بررسی ادبیات موجود نشان می‌دهند که در کشور ایران در زمینه این شیوه نوین گزارشگری مالی خلأ تحقیقاتی وجود دارد و شاید علت عدم آشنایی شرکت‌های ایرانی با این شیوه جدید گزارشگری، همین موضوع باشد لذا پژوهش حاضر درصدد است تا به صورت تجربی به بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام؛ اهمیت و ضرورت استفاده از این شیوه گزارشگری را توسط شرکت‌های کشور ایران نشان دهد و موجب گردد که شرکت‌های ایران با آشنایی بیشتر با پیامدهای گزارشگری مالی اینترنتی، به سمت استفاده از این شیوه نوین گزارشگری سوق داده شوند.

 

3- پیشینه پژوهش

اشبوق و همکاران 5(242:1999) با بررسی 290 شرکت و با در نظر گرفتن چهار متغیر مستقل، مانند اندازه شرکت، سودآوری، درصد سهام در دست سهامداران (سهام در جریان) به کل سهام شرکت، نتیجه گرفتند که تنها اندازه شرکت است که توانایی پیش‌بینی گزارشگری اینترنتی برای شرکت‌ها را دارد.

طارق اسماعیل 6 (42:2002) در تحقیقی، عوامل مؤثر بر افشای اطلاعات مالی از طریق اینترنت در 128 شرکت از شرکت‌های حوزه خلیج‌فارس شامل 24 شرکت از بورس اوراق بهادار دوحه، 36 شرکت از بورس اوراق بهادار بحرین و 68 شرکت هم از بورس اوراق بهادار عربستان را مورد بررسی قرار داد. نتایج این پژوهش نشان داد بین افشای اطلاعات مالی از طریق اینترنت و متغیرهای مستقل پژوهش از جمله سودآوری، اندازه شرکت و اهرم شرکت، رابطه معناداری وجود دارد.

لاران و گینر 7(54:2006)، گزارشگری مالی اینترنتی را در 44 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار مادرید مورد بررسی قرار دادند. آن‌ها به منظور سنجش میزان افشای اینترنتی شرکت‌های نمونه، شاخصی شامل 107 مؤلفه افشای اینترنتی، طراحی نموده و بر اساس آن به بررسی وب‌سایت شرکت‌های مورد نظر پرداختند. نتایج نشان داد بین اندازه شرکت، اهرم مالی و بازده حقوق صاحبان سهام با میزان اطلاعات افشا شده از طریق اینترنت رابطه معناداری وجود دارد.

احمد و همکاران (2015) در پژوهش به بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در بورس مصر پرداختند. نتایج پژوهش نشان داد که کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام می‌شود. همچنین اندازه شرکت، اهرم مالی، نقدینگی، سودآوری و کیفیت حسابرسی در شرکت‌هایی که گزارشگری مالی اینترنتی دارند باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام می‌شود.

گارگ و دیویاورما 8 (426:2016)، 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 مورد بررسی قرار دادند. آن‌ها از شاخص افشای اینترنتی برای اندازه‌گیری نوع و میزان افشای اطلاعات از طریق وب‌سایت شرکت‌ها استفاده نمودند. نتایج مطالعات نشان داد که نوع صنعت، اندازه شرکت و وابستگی به محیط تجاری بر میزان افشای اطلاعات از طریق اینترنت مؤثر هستند.

آلمیلیا 9 (411:2016) در پژوهشی، وجود ارتباط بین سودآوری و گزارشگری مالی اینترنتی را تأیید کرده و بیان می‌کند که شرکت‌های سودآور برای گزارشگری مالی اینترنتی اهمیت بیشتری قائل هستند. همچنین نتایج نشان می‌دهد که بین نوع صنعت و گزارشگری مالی اینترنتی رابطه مثبت وجود دارد.

السارتاوی (2017) به بررسی تأثیر گزارشگری مالی اینترنتی بر ارزش افزوده بازار بانک‌های اسلامی کشورهای عضو شورای همکاری خلیج‌فارس پرداخت. بدین منظور از نمونه‌ای شامل 29 بانک اسلامی بورس شورای همکاری خلیج‌فارس استفاده کرد. نتایج نشان داد که بین گزارشگری مالی اینترنتی و ارزش افزوده بازار بانک‌های اسلامی رابطه مثبت وجود دارد و گزارشگری مالی اینترنتی با افزایش شفافیت و تقارن اطلاعات، موجب افزایش قیمت سهام بانک‌ها در بازار می‌گردد.

مهدوی پور و همکاران (1387) به بررسی عوامل مؤثر بر افشای اطلاعات مالی از طریق اینترنت در وب‌سایت شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. این پژوهش که با استفاده از اطلاعات افشا شده از طریق اینترنت در وب‌سایت 100 شرکت از شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و ارتباط آن با برخی از ویژگی‌های شرکت شامل اندازه، اهرم شرکت، سودآوری و نوع صنعت، پرداخته شده بود نشان داد که بین افشای اطلاعات مالی از طریق اینترنت (متغیر وابسته) و اندازه شرکت، اهرم شرکت و نوع صنعتی که شرکت در آن فعالیت می‌کند (متغیرهای مستقل)، رابطه معناداری وجود دارد.

پورزمانی و سنایی (1392) در پژوهشی به بررسی تأثیر گزارشگری مالی اینترنتی بر قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1388 و 1389 پرداختند. نتایج پژوهش نشان داد با فرض عدم وجود سایر عوامل مؤثر، میانگین قیمت سهام بعد از گزارشگری مالی اینترنتی شرکت‌ها نسبت به قبل از آن تفاوت معناداری دارد ولی میانگین قیمت سهام شرکت‌هایی که از گزارشگری مالی اینترنتی استفاده می‌کنند نسبت به شرکت‌هایی که از گزارشگری مالی اینترنتی استفاده نمی‌کنند دارای تفاوت معناداری نیست.

ولی‌پور و همکاران (1393) به بررسی عوامل مؤثر بر گزارشگری اینترنتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از اطلاعات 71 شرکت در طی سال 1391 پرداختند. این پژوهش که به بررسی تأثیر عواملی چند از جمله اندازه شرکت، سودآوری، اهرم مالی و تعداد اعضای هیئت‌مدیره بر تنوع در میزان گزارشگری اینترنتی بین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته بود نشان داد که علاوه بر رابطه مستقیم بین عوامل فوق با گزارشگری مالی اینترنتی حدود 62 درصد شرکت‌های ایرانی در وب‌سایت خود اطلاعات مهمی گزارش کرده‌اند.

صالحی و همکاران (1393) در این پژوهش به بررسی رابطه بین اضافه ارزشیابی سهام و افشای اینترنتی اطلاعات مالی پرداختند. نتایج حاصل از آزمون‌های به عمل آمده در این پژوهش حاکی از آن است رابطه منفی و معناداری بین اضافه ارزشیابی و افشای اینترنتی اطلاعات مالی، است. در واقع، در شرکت‌های مورد مطالعه، مدیریت شرکت‌ها، هنگامی که با اضافه ارزشیابی سهام مواجه می‌گردند، به منظور دستیابی به منافع بالا بودن قیمت سهام، تمایل به حمایت از مقادیر اضافه ارزشیابی شده داشته و در نتیجه اطلاعات کمتری را در مورد عملکرد سالی که در آن اضافه ارزشیابی روی داده است، در وب‌سایتشان افشاء می‌کنند.

ناظمی اردکانی و همکاران (1398) در پژوهشی به بررسی تأثیر گزارشگری اینترنتی بر ارزش شرکت در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از اطلاعات 112 شرکت از میان شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال 1394 پرداختند. نتایج این پژوهش که به صورت رگرسیون مقطعی تخمین زده شد نشان داد، درصد گزارشگری مالی اینترنتی و درصد اقلام محتوایی گزارشگری مالی اینترنتی بر ارزش شرکت تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد، ولی درصد اقلام نحوه ارائه گزارشگری مالی اینترنتی بر ارزش شرکت تأثیری ندارد.

 

4-  فرضیه‌های پژوهش

با توجه به مبانی نظری، فرضیات به شرح زیر تدوین شده‌اند:

فرضیه اول: افشای اینترنتی اطلاعات بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام تأثیر معناداری دارد.

فرضیه دوم: در شرکت‌هایی که افشای اینترنتی اطلاعات دارند؛ اندازه شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام تأثیر معناداری دارد.

فرضیه سوم: در شرکت‌هایی که افشای اینترنتی اطلاعات دارند، سودآوری شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام تأثیر معناداری دارد.

فرضیه چهارم: در شرکت‌هایی که افشای اینترنتی اطلاعات دارند؛ اهرم مالی بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام تأثیر معناداری دارد.

 

5-  روش پژوهش

این پژوهش از نظر نوع هدف؛ کاربردی و از نظر شیوه انجام و ماهیت، از نوع پژوهش‌های توصیفی و از نظر فلسفه جزء پژوهش‌های اثباتی حسابداری است. از نظر فرآیند اجرا از نوع پژوهش‌های کمی و از نظر منطق اجرا نیز جزء پژوهش‌های با رویکرد قیاسی- استقرایی بوده و از نظر بعد زمانی نیز از نوع پژوهش‌های طولی- گذشته‌نگر بوده و از اطلاعات تاریخی شرکت‌های نمونه استفاده می‌شود. برای برآورد مدل رگرسیون و آزمون فرضیه‌های پژوهش از روش اقتصادسنجی داده‌های ترکیبی استفاده می‌شود. اطلاعات مورد نیاز شرکت‌ها نیز از بانک اطلاعاتی رهاورد نوین و وبگاه الکترونیکی سازمان بورس اوراق بهادار استخراج شده و فرضیه‌های پژوهش نیز بر اساس داده‌های ترکیبی و به کمک نرم‌افزار 10Eviews آزمون می‌شوند. همچنین برای تأیید یا رد فرضیات از آماره تی- استیودنت (t) و سطح خطای 5% استفاده خواهد شد. جامعه آماری پژوهش حاضر نیز، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از ابتدای سال 1386 تا پایان سال 1394 به مدت 9 سال بوده است که در طی این دوره عضویت خود را در بورس اوراق بهادار حفظ کرده‌اند. افزون بر این، جامعه آماری با استفاده از شرایط زیر تعدیل شده است:

1)   شرکت باید قبل از سال 1386 در بورس پذیرفته شده و از ابتدای سال 1386 سهام آن در بورس معامله شده باشد؛

2)   پایان سال مالی شرکت پایان اسفندماه بوده و در طول دوره تحقیق نیز، تغییر سال مالی نداشته باشد؛

3)   اطلاعات مالی شرکت در دسترس بوده باشد؛

4)   از مجموعه شرکت‌های سرمایه‌گذاری، هلدینگ و واسطه‌ای مانند بانک و بیمه نباشد. پس از اعمال این محدودیت‌ها، 175 شرکت، همه شرایط حضور در جامعه آماری را داشته‌اند. لذا 175 شرکت به عنوان جامعه آماری انتخاب شدند.

 

6-  مدل‌های پژوهش

برای بررسی وجود محتوای اطلاعاتی در بازار بورس اوراق بهادار تهران و امکان‌پذیر بودن بقیه آزمون و فرضیات، ابتدا باید میزان محتوای اطلاعاتی مورد سنجش قرار گیرد. یکی از روش‌های آزمون محتوای اطلاعاتی سود خالص استفاده از مدل اولسن 10(670:1995) است. این مدل قیمت هر سهم را تابعی از سود هر سهم و ارزش دفتری آن می‌داند. اولسن معتقد است که قیمت سهام به طور همزمان به سود و ارزش دفتری هر سهم وابسته است. در این پژوهش به پیروی از احمد و همکاران (2015) به جای قیمت هر سهم از ارزش بازار حقوق صاحبان سهام استفاده شده است. این مدل در اغلب کشورهای توسعه‌یافته و درحال‌توسعه انجام و نتیجه آن تأیید شده است (فرانسیس و اسچیپر 11، 323:1999، وانگ و همکاران 12، 414:2005، هلستروم 13، 326:2006، مهدصالح 14، 126:2010، احمد و همکاران، 2015؛ دستگیر و خدادادی، 1386).

(رابطه 1)

 

 

MVit: ارزش بازار حقوق صاحبان سهام؛ که به دلیل حذف داده‌های پرت و همگن کردن آن‌ها از لگاریتم آن استفاده شده است (احمد و همکاران، 2015)، BVit: ارزش دفتری هر سهم شرکت و EPSit: سود هر سهم شرکت.

برای بررسی تأثیر گزارشگری مالی اینترنتی بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام از مدل رگرسیونی 2 به شرح زیر استفاده شده است:

(رابطه 2)

 

 

ضریب 3β نشان‌دهنده میزان تأثیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام می‌باشد. علاوه بر این مقایسه میزان ضریب تعیین تعدیل شده (R2) مدل فوق با مدل اولسن (۱۹۹۵) نشان‌دهنده میزان محتوای اطلاعاتی ناشی از کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی می‌باشد بدین مفهوم که اگر ضریب تعیین تعدیل شده افزایش یابد نشان‌دهنده وجود محتوای اطلاعاتی می‌باشد.

به منظور آزمون فرضیات دوم الی پنجم پژوهش نیز از مدل رگرسیونی 3 زیر استفاده شده است:

(رابطه 3)

 

 

که در این مدل‌ها

MV: ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (وابسته)، BV: ارزش دفتری هر سهم، EPS: سود هر سهم، PCIR: شاخص کیفیت افشای اینترنتی اطلاعات، ROA: بازده دارایی‌ها، SIZE: اندازه شرکت، LEVE: اهرم مالی و LIQ: نسبت جاری (کنترلی) و ɛ: جزء اخلال مدل است.

7- اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش

7-1- متغیر وابسته

  • ·       ارزش بازار حقوق صاحبان سهام (MV)

ارزش بازار شرکت بیانگر ثروت سهامداران است و به عنوان یکی از معیارهای ارزیابی عملکرد شرکت محسوب می‌شود، بنابراین پیش‌بینی آن هم برای سرمایه‌گذاران و هم برای مدیریت از اهمیت خاصی برخوردار است (ناظمی اردکانی و همکاران،1398 احمد و همکاران، 2015). برای جلوگیری از وجود هم‌خطی و حذف داده‌های پرت از لگاریتم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام استفاده شده است.

(رابطه 3)

(تعداد سهام منتشره * ارزش بازار هر سهم)Log =ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

 

7-2- متغیر مستقل

  • ·       شاخص افشای اینترنتی اطلاعات (PICR)

برای تعیین میزان افشای اطلاعات اینترنتی، مؤلفه‌های افشای مورد استفاده در پژوهش‌های پیشین جمع‌آوری و به عنوان معیار افشا استفاده شده است. این شاخص‌ها شامل 61 شاخص محتوایی که 23 شاخص حسابداری و اطلاعات مالی، 24 شاخص اطلاعات اداره امور شرکت‌ها، 8 شاخص منابع اطلاعات، 6 شاخص جزئیات ارتباط با شرکت و 31 شاخص ارائهٔ که 15 شاخص ویژگی‌های فن‌آوری، 16 شاخص قابلیت استفاده از وب‌سایت می‌باشد ضمن مراجعه به وب‌سایت شرکت‌های نمونه، اگر شرکت مورد نظر، مؤلفه (متغیر) مورد بررسی را در وب‌سایت خود افشا کرده باشد، مقدار یک و در غیر این صورت، مقدار صفر به آن اختصاص داده شد. در پایان با محاسبه نسبت حاصل جمع موارد افشا شده و موارد محتوی به کل موارد افشا، شاخص افشای اینترنتی شرکت مورد نظر به دست می‌آید. البته باید توجه داشت که در صورت افشای همه مؤلفه‌ها، حداکثر میزان افشای اینترنتی شرکت برابر عدد یک خواهد شد. اندازه‌گیری شاخص افشای اینترنتی اطلاعات به شرح رابطه 5 می‌باشد (مهدوی پور و همکاران، 1386؛ ولی‌پور و همکاران، 1393).

(رابطه 5)

 

PCIR: شاخص افشای گزارشگری اینترنتی برای شرکت مورد نظر، : جمع مؤلفه‌های افشا شده و : جمع کل مؤلفه‌ها.

 

  • ·       اندازه شرکت (SIZE)

 شرکت‌های بزرگ بیشتر از شرکت‌های کوچک از تکنولوژی فناوری اطلاعات برای بهبودی گزارش‌دهی اینترنتی استفاده می‌کنند. اشبوق و همکاران(1999) اشاره کردند که شرکت‌های بزرگ بیشتر مشتاق ارائه گزارش‌های غیر مالی در وب‌سایت هستند و این به دلیل این است که شرکت‌های بزرگ اغلب محصولات بیشتری و شبکه انتشار وسیع‌تر و پیچیده‌تری دارند که احتیاج به سیستم‌های اطلاعاتی مدیریت بیشتر و پیچیده‌تری است و منبع اطلاعات بیشتری برای اهداف کنترل مدیریت نیاز است. به پیروی از پژوهش کاردان و همکاران (1398) برای اندازه شرکت، از لگاریتم مجموع ارزش دارایی‌ها در پایان سال و از رابطه 6 استفاده شده است.

(رابطه 6)

 

 

  • اهرم مالی (LEVE)

­­­بر اساس تئوری نمایندگی با افزایش افشای اطلاعات؛ می‌توان تمایلات دارندگان بدهی را کاهش داد و هزینه‌ها را حفظ کرد. مدیریت می‌تواند داوطلبانه در اینترنت افشاگری کند تا طلبکاران بتوانند دائماً بر امور شرکت نظارت داشته و به آن‌ها کمک کند تا به موقع به پرداخت تعهدات خود بپردازند (ولی‌پور و همکاران، 1393). از تقسیم مجموع بدهی‌ها بر مجموع دارایی‌ها به دست می‌آید (کردستانی و همکاران،1398).

(رابطه 7)

 

Debt: کل بدهی‌های شرکت و Assets: کل دارایی می‌باشد.

 

  • ·       بازده دارایی‌ها (ROA)

شرکت‌های سودآور، انگیزه بیشتری برای پخش اطلاعات دارند تا سودآوری شرکت خود را به سرمایه‌گذاران برای حمایت مدیریت از موقعیت و جایگاه خود را نشان دهند. علاوه بر این طبق تئوری نمایندگی مدیران شرکت‌های سودآور انگیزه بیشتری برای افشای اطلاعات بیشتر به منظور پیشرفت دارند (ولی‌پور و همکاران، 1393). این نسبت از تقسیم سود خالص بر کل دارایی‌ها به دست می‌آید (حیدرپور و صحت،1396).

 

 

(رابطه 8)

 

Earning: سود خالص و Assets: کل دارایی می‌باشد.

 

7-3- متغیرهای کنترلی

  • ·       نسبت جاری (LIQ)

به پیروی از احمد و همکاران (2015) از تقسیم دارایی‌های جاری بر بدهی‌های جاری به دست می‌آید.

 

8- یافته‌های پژوهش

آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش بعد از نرمال‌سازی و انجام آزمون جارک برا که حاکی از نرمال بودن متغیرهای پژوهش بود به شرح جدول 1 می‌باشد.

 

جدول 1- آماره‌های توصیفی پژوهش

 

logMV

BV

EPS

PICR

SIZE

ROA

LEVE

LIQ

میانگین

76/11

7/8079

1/663

28/0

94/5

31/0

51/0

82/1

میانه

12

7/7311

6/548

27/0

88/5

26/0

55/0

2/1

حداکثر

14

11380

7658

71/0

91/7

85/0

88/0

57/2

حداقل

65/5

1254

7293-

04/0

47/4

23/0-

13/0

45/0

انحراف معیار

97/0

34/0

65/0

91/0

74/0

17/0

22/0

02/0

چولگی

33/0

35/0

50/0

39/0

49/0

86/0

34/0-

007/0

مشاهدات

1575

1575

1575

1575

1575

1575

1575

1575

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

میانگین لگاریتم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت‌های مورد بررسی طی سال‌های مورد آزمون برابر با 76/11 می‌باشد. همچنین میزان متوسط سود هر سهم این شرکت‌ها نیز 663 ریال و ارزش دفتری هر سهم آن‌ها نیز 8079 ریال بوده است. در طی سال‌های مورد بررسی به طور میانگین شاخص کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی شرکت‌های مورد بررسی 28/0 درصد بوده است که نشان می‌دهد شاخص افشای اینترنتی در ایران هنوز پایین بوده و از 50% نیز پایین‌تر است که نشان از ضعف عمده در زیرساخت‌های اینترنتی و عدم توجه کافی مدیران به این موضوع و پایین بودن فرهنگ گزارشگری مالی اینترنتی نسبت به سایر کشورهای دیگر دارد. همچنین در بین معیارهای پراکندگی نیز، متغیر نسبت جاری و اندازه شرکت به ترتیب دارای کمترین و بیشترین میزان پراکندگی می‌باشند.

 

-      آزمونپایایی پژوهش

وجود متغیرهای ناپایا در مدل سبب می‌شود تا آزمون‌های تی استیودنت و فیشر از اعتبار لازم برخوردار نباشند و کمیت‌های بحرانی ارائه شده توسط توزیع‌های مذکور، مقادیر صحیحی برای انجام آزمون‌های آماری نباشند. با توجه به جدول 2، نتایج آزمون پایایی متغیرها نشان می‌دهد که سطح خطای تمامی متغیرها کمتر از 5% درصد بوده و متغیرهای پژوهش پایا می‌باشند؛ در نتیجه، استفاده از متغیرها در برآورد مدل‌های پژوهش، منجر به رگرسیون کاذب نمی‌شود.

 

جدول 2- آزمونپایاییبرایمتغیرها

متغیرها

لوین، لین و چو

ایم پسران و شین

فیشردیکیفولر تعمیم‌یافته

آماره

p.v

آماره

p.v

آماره

p.v

logMV

5/14-

000/0

12/8-

000/0

1/634

000/0

BV

10/7-

000/0

11/10-

000/0

1/39

02/0

EPS

15/27-

000/0

66/4-

000/0

1/467

00/0

PICR

9/31-

000/0

33/9-

000/0

9/583

000/0

SIZE

7/32-

000/0

9/9-

000/0

3/651

00/0

LEVE

3/37-

000/0

8/12-

000/0

7/756

00/0

ROA

7/23-

000/0

9/6-

00/0

2/529

00/0

LIQ

7/50-

000/0

09/10-

00/0

2/588

00/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

-      تخمین مدل به وسیله داده‌های ترکیبی

 برای بررسی نوع آزمون مدل در مقاطع و دوره‌های زمانی مختلف داده‌های ترکیبی، از آزمون F مقید (چاو) استفاده شده است. در آزمون چاو، فرضیه H0 یکسان بودن عرض از مبدأها (داده‌های تلفیقی) در مقابل فرضیه مخالف H1، ناهمسانی عرض از مبدأها (روش داده‌های تابلویی) قرار می‌گیرد. نتایج آزمون چاو فرض صفر این آزمون مبنی بر مشابه بودن عرض از مبدأ در تمام دوره‌ها را، برای مدل‌های پژوهش به طور قوی تأیید کرده است (سطح خطا بیشتر از 5%). لذا، روش تخمین داده‌های تلفیقی (Pooled data) برای برآورد مدل‌های آزمون فرضیه‌های پژوهش، گزینه مناسب‌تری است. نتایج این آزمون در جدول 3 بیان شده است.

 

جدول 3- نتایج آزمون F لیمر (همسانی عرض از مبدأهای مقاطع)

آزمون چاو

مدل پژوهش

آماره F

p-v

نتیجه آزمون

نوع آزمون

H0: یکسانی عرض از مبدأ مقاطع

مدل اول

25/1

21/0

H0 رد نمی‌شود

داده‌های تلفیقی

H0: یکسانی عرض از مبدأ مقاطع

مدل دوم

29/1

19/0

H0 رد نمی‌شود

داده‌های تلفیقی

H0: یکسانی عرض از مبدأ مقاطع

مدل سوم

95/0

36/0

H0 رد نمی‌شود

داده‌های تلفیقی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

-      آزمونناهمسانیواریانس

یکی از پیش فرض‌های رگرسیون عدم وجود ناهمسانی واریانس باقیمانده مدل می‌باشد با توجه به تأثیر مهم ناهمسانی واریانس بر برآورد، انحراف معیار و استنباط آماری، لازم است تا قبل از پرداختن به هرگونه تخمین وجود و یا عدم وجود ناهمسانی واریانس تحقق یابد. برای همسانی واریانس باقیمانده مدل از آزمون‌های بروش-پاگان گادفری، آزمون آرچ، آزمون گلجسر و آزمون وایت استفاده شد که نتایج آزمون‌ها نشان‌دهنده عدم همسانی واریانس بوده و به عبارتی باقی‌مانده‌های حاصل از تخمین مدل پژوهش، دارای واریانس ثابت نبوده است. لذا برای تخمین مدل‌های پژوهش از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (EGLS) به جای حداقل مربعات معمولی (OLS) استفاده می‌شود. نتایج این آزمون در جدول 4 بیان شده است.

 

جدول 4- نتایج آزمون همسانی واریانس باقیمانده‌های مدل رگرسیون

 

آزمون

 بروش-پاگان

آزمون گلجسر

آزمون

 آرچ

آزمون

 وایت

نتیجه

آزمون

مدل اول

آماره F

47/29

05/23

1/450

44/26

ناهمسانی واریانس

EGLS

p.v

00/0

00/0

00/0

00/0

مدل دوم

آماره F

64/19

35/15

5/450

65/17

ناهمسانی واریانس

EGLS

p.v

00/0

00/0

00/0

00/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 نتایج حاصل از تجزیه‌وتحلیل داده‌ها برای آزمون فرضیه‌های پژوهش در جدول (5) نشان داده شده است.

 

-      نتیجه آزمون مدل محتوای اطلاعاتی

نتیجه آزمون مدل محتوای اطلاعاتی با استفاده از مدل اولسن (1995) به شرح جدول 5 تخمین زده شده است.  زمانی که مقدار آماره VIF کمتر از 5 (در برخی دیگر از منابع عدد 10 نیز ذکر شده است) باشد، شواهدی از وجود هم‌خطی چندگانه بین متغیرهای مستقل مدل وجود ندارد. مقدار شاخص عامل تورم واریانس نشان می‌دهد که متغیرهای مستقل مدل اول با هم مشکل هم‌خطی شدید ندارند. معناداری آماره فیشر (7/215) در سطح %5 حاکی از معناداری کلی مدل برآورد شده است؛ بنابراین متغیرهای مستقل و کنترلی توانایی توضیح متغیر وابسته را دارند. مقدار آماره دوربین واتسون (97/1) حاکی از عدم وجود مشکل خودهمبستگی سریالی مرتبه اول در اجزای اخلال مدل برآورد شده است، لذا نتایج مدل برآورد شده کاذب نیست و تخمین مدل قابل اتکاست.

 

جدول 5- نتایج آزمون مدل اول پژوهش در سطح داده‌های ترکیبی به روش EGLS

 

شــرح

ضرایب

خطای معیار

آماره تی استیودنت

سطح خطا

VIF

عرض از مبدأ

5/11

84/2

05/4

00/0

-

BV

23/0

07/0

18/3

00/0

002/1

EPS

37/0

08/0

81/4

00/0

002/1

آماره والد بین متغیرهای BV و EPS

99/8 (000/0)

ضریب تعیین تعدیل شده

290/0

آماره F رگرسیون (سطح خطا)

7/215 (000/0)

دوربین واتسن

97/1

 منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

ضریب تعیین تعدیل شده (R2) 290/0 است. این عدد نشان می‌دهد که تقریباً 29/0 درصد از تغییرات متغیر وابسته را می‌توان به متغیر سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم نسبت داد و 71/0 درصد دیگر ناشی از سایر عوامل بوده که از دسترس محقق خارج می‌باشد. هر چه مقدار این شاخص بزرگتر باشد پراکندگی نقاط حول خط رگرسیون بیشتر خواهد بود. با توجه به اینکه آماره آمارهٔ t استیودنت متغیرهای سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم از 96/1 بزرگ‌تر و سطح خطای آن نیز از 5% کوچک‌تر است لذا این فرض که بین سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام رابطه معنادار وجود دارد با اطمینان 95% تأیید شده و نشان می‌دهد که سود هر سهم و ارزش دفتری آن دارای محتوای اطلاعاتی است.

برای مقایسه این ضرایب که آیا تأثیر سود هر سهم از ارزش دفتری آن بیشتر است از آزمون والد (مقایسه ضرایب) استفاده شده است. معنادار بودن آماره والد (99/8) نشان می‌دهد که ضریب ارزش دفتری هر سهم (23/0) به صورت معناداری از ضریب سود هر سهم (37/0) کوچک‌تر است. این موضوع بدان معناست که در ایران سود هر سهم تعیین‌کننده ارزش شرکت بوده و از اهمیت بیشتری برخوردار است؛ به عبارت دیگر سود هر سهم دارای محتوای اطلاعاتی بیشتری بوده و نقش اساسی را در تعیین ارزش شرکت‌ها ایفا می‌کند. با توجه به نتایج حاصل از آزمون مدل پژوهش، ضرایب مدل پژوهش به صورت رابطه 9 خواهد بود.

(رابطه 9)

 

 

-      نتیجه آزمون مدل پژوهش

نتایج آزمون مدل دوم پژوهش در سطح داده‌های ترکیبی در جدول 6 به شرح زیر بیان شده است.

 

جدول 6- نتایج آزمون مدل پژوهش در سطح داده‌های ترکیبی به روش GLS

 

شــرح

ضریب

خطای استاندارد

آماره تی استیودنت

سطح خطا

VIF

عرض از مبدأ

35/2

22/0

39/10

00/0

 

BV

20/0

09/0

03/2

04/0

005/1

EPS

33/0

08/0

63/2

00/0

002/1

PCIR

18/0

05/0

27/3

00/0

004/1

ضریب تعیین تعدیل شده

364/0

آماره F رگرسیون (سطح خطا)

20/579 (000/0)

دوربین واتسن

13/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 مقدار شاخص عامل تورم واریانس نشان می‌دهد که متغیرهای مستقل مدل با هم مشکل هم‌خطی شدید ندارند. معناداری آماره فیشر (20/579) در سطح %5 حاکی از معناداری کلی مدل برآورد شده است. مقدار آماره دوربین واتسون (13/2) حاکی از عدم وجود مشکل خودهمبستگی سریالی مرتبه اول در اجزای اخلال مدل برآورد شده است، لذا نتایج مدل برآورد شده کاذب نیست و تخمین مدل قابل اتکاست. علاوه بر این ضریب تعیین تعدیل شده (R2) 364/0 است. این عدد نشان می‌دهد که تقریباً 36/0 درصد از تغییرات متغیر وابسته را می‌توان به متغیرهای سود هر سهم و ارزش دفتریان و گزارشگری مای اینترنتی نسبت داد و 64/0 درصد دیگر ناشی از سایر عوامل بوده که از دسترس محقق خارج می‌باشد. هر چه مقدار این شاخص بزرگتر باشد پراکندگی نقاط حول خط رگرسیون بیشتر خواهد بود. با توجه به نتایج حاصل از آزمون مدل پژوهش، ضرایب مدل پژوهش به صورت رابطه 10 خواهد بود.

(رابطه 10)

 

 

فرضیه اول: " افشای اینترنتی اطلاعات بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام تأثیر معناداری دارد "

مقایسه میزان ضریب تعیین تعدیل شده (R2) مدل دوم با مدل اولسن (۱۹۹۵) نشان می‌دهد که ضریب تعیین مزبور از 29/0 به 36/0 افزایش یافته است که این افزایش نشان‌دهنده میزان محتوای اطلاعاتی ناشی از کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی می‌باشد. از طرف دیگر ضریب β3 نشان‌دهنده میزان تأثیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام می‌باشد. آمـاره t مربـوط بـه متغیر مستقل کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی (PICR) و سطـح معناداری آن(p.v) به ترتیب 27/3 و 00/0 بوده و ضریب آن نیز 18/0 می‌باشد. با توجه به این‌که سطح خطای در نظر گرفته شده برای این پژوهش 05/0 بوده است، بنابراین متغیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی تأثیر معناداری بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام داشته و فرضیه اول پژوهش با اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد. ضریب متغیر کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی مثبت می‌باشد. در نتیجه، نوع رابطه بین کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی و ارزش بازار حقوق صاحبان سهام رابطه‌ای مثبت و مستقیم است.

 

-      نتیجه آزمون مدل سوم پژوهش

نتایج آزمون مدل سوم پژوهش در سطح داده‌های ترکیبی در جدول 7 به شرح زیر بیان شده است.

 

 

جدول 7- نتایج آزمون مدل سوم پژوهش در سطح داده‌های ترکیبی به روش EGLS

 

شــرح

ضریب

خطای استاندارد

آماره تی استیودنت

سطح خطا

VIF

عرض از مبدأ

46/2

26/0

2/9

00/0

 

BV

14/0

02/0

28/5

00/0

006/1

EPS

18/0

09/0

06/2

04/0

008/1

SIZE

03/0

009/0

44/3

00/0

01/1

ROA

16/0

06/0

55/2

00/0

01/1

LEVE

05/0-

02/0

60/2-

00/0

23/1

LIQ

001/0

0006/0

25/2

02/0

22/1

ضریب تعیین تعدیل شده

69/0

آماره F رگرسیون (سطح خطا)

41/390

دوربین واتسن

09/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

مقدار شاخص عامل تورم واریانس نشان می‌دهد که متغیرهای مستقل مدل با هم مشکل هم‌خطی شدید ندارند. معناداری آماره فیشر (41/390) در سطح %5 حاکی از معناداری کلی مدل برآورد شده است. مقدار آماره دوربین واتسون (09/2) حاکی از عدم وجود مشکل خودهمبستگی سریالی مرتبه اول در اجزای اخلال مدل برآورد شده است، لذا نتایج مدل برآورد شده کاذب نیست و تخمین مدل قابل اتکاست. علاوه بر این ضریب تعیین تعدیل شده (R2) 69/0 است. این عدد نشان می‌دهد که تقریباً 69/0 درصد از تغییرات متغیر وابسته را می‌توان به متغیرهای مستقل و کنترلی نسبت داد و 31/0 درصد دیگر ناشی از سایر عوامل بوده که از دسترس محقق خارج می‌باشد. هر چه مقدار این شاخص بزرگتر باشد پراکندگی نقاط حول خط رگرسیون بیشتر خواهد بود. علاوه با توجه به نتایج حاصل از آزمون مدل پژوهش، ضرایب مدل پژوهش به صورت رابطه 11 خواهد بود.

(رابطه 11)

 

 

 

 

فرضیه دوم: "در شرکت‌هایی که افشای اینترنتی اطلاعات دارند؛ اندازه شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام تأثیر معناداری دارد.".

آمـاره t مربـوط بـه متغیر مستقل اندازه شرکت(SIZE) و سطـح معناداری آن(p.v) به ترتیب 44/3 و 00/0 بوده و ضریب آن نیز 03/0 می‌باشد. با توجه به این‌که سطح خطای در نظر گرفته شده برای این پژوهش 05/0 بوده است، بنابراین متغیر اندازه شرکتتأثیر معناداری بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام داشته و فرضیهٔ دوم پژوهش با اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد. ضریب متغیر اندازه شرکتمالی مثبت می‌باشد. در نتیجه، نوع رابطه بین اندازه شرکتو ارزش بازار حقوق صاحبان سهام رابطه‌ای مثبت و مستقیم است. در واقع شرکت‌های بزرگ بیشتر از شرکت‌های کوچک از تکنولوژی فناوری اطلاعات برای بهبودی گزارش‌دهی اینترنتی استفاده می‌کنند. اشبوق و همکاران (1999) اشاره نمودند که شرکت‌های بزرگ بیشتر مشتاق ارائه گزارش‌های غیر مالی در وب‌سایت هستند و این به دلیل این است که شرکت‌های بزرگ اغلب محصولات بیشتری و شبکه انتشار وسیع‌تر و پیچیده‌تری دارند که احتیاج به سیستم‌های اطلاعاتی مدیریت بیشتر و پیچیده‌تری است و منبع اطلاعات بیشتری برای اهداف کنترل مدیریت نیاز است.

 

فرضیه سوم: "در شرکت‌هایی که افشای اینترنتی اطلاعات دارند؛ سودآوری شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام تأثیر معناداری دارد.".

 آمـاره t مربـوط بـه متغیر مستقل سودآوری شرکت(ROA) و سطـح معناداری آن(p.v) به ترتیب 55/2 و 00/0 بوده و ضریب آن نیز 16/0 می‌باشد. با توجه به این‌که سطح خطای در نظر گرفته شده برای این پژوهش 05/0 بوده است، بنابراین متغیر سودآوری شرکتتأثیر معناداری بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام داشته و فرضیهٔ سوم پژوهش با اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد. ضریب متغیر سودآوری شرکت مالی مثبت می‌باشد. در نتیجه، نوع رابطه بین سودآوری شرکت و ارزش بازار حقوق صاحبان سهام رابطه‌ای مثبت و مستقیم است. این نتایج مطابق تئوری سیگنال (علامت‌دهی) و تئوری نمایندگی می‌باشد. تئوری علامت‌دهی بیان می‌کند که شرکت‌های سودآور انگیزه بیشتری برای پخش اطلاعات دارند تا سودآوری شرکت خود را به سرمایه‌گذاران برای حمایت مدیریت از موقعیت و جایگاه خود را نشان دهند. تئوری نمایندگی نیز بیان می‌کند که مدیران شرکت‌های سودآور انگیزه بیشتری برای افشای اطلاعات بیشتر به منظور پیشرفت دارند.

 

فرضیه چهارم: "در شرکت‌هایی که افشای اینترنتی اطلاعات دارند؛ اهرم مالی بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار سهام تأثیر معناداری دارد".

آمـاره t مربـوط بـه متغیر مستقل اهرم مالی(LEVE) و سطـح معناداری آن(p.v) به ترتیب 60/2- و 00/0 بوده و ضریب آن نیز 05/0- می‌باشد. با توجه به این‌که سطح خطای در نظر گرفته شده برای این پژوهش 05/0 بوده است، بنابراین متغیر اهرم مالیتأثیر معناداری بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام داشته و فرضیه چهارم پژوهش با اطمینان 95% مورد تأیید قرار می‌گیرد. ضریب متغیر اهرم مالیمنفی می‌باشد. در نتیجه، نوع رابطه بین اهرم مالیو ارزش بازار حقوق صاحبان سهام رابطه‌ای منفی و معکوس است. بدین مفهوم که اهرم مالی باعث کاهش محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام می‌شود.

همچنین در این پژوهش از متغیر کنترلی نسبت نقدینگی نیز استفاده شده بود. نتایج نشان داد که مطابق پژوهش عبدالسلام (1999) این متغیر باعث افزایش کیفیت گزارشگری اینترنتی اطلاعات و در نتیجه افزایش محتوای اطلاعاتی می‌شود. در واقع شرکت‌ها بر طبق تئوری علامت‌دهی ممکن است اطلاعات بیشتری افشا کنند، در صورتی که نسبت نقدینگی آن‌ها بالا باشد و از این راه خودشان را از دیگر شرکت‌ها متمایز می‌کنند. تئوری نمایندگی اظهار دارد که شرکت‌ها با نسبت نقدینگی پایین هم ممکن است اطلاعات بیشتری را به منظور رضایت طلبکاران و سهامداران و برآوردن احتیاجات سرمایه‌گذاران فراهم کنند.

 

9-  بحث و نتیجه‌گیری

زمانی که شرکت‌ها گزارش‌های مالی خود را بر روی وب‌سایتشان منتشر می‌کنند، باعث می‌شوند اطلاعات؛ سریع‌تر در اختیار سرمایه‌گذاران قرار گیرد و قبل از اینکه از محتوای اطلاعات کاسته شود، در تصمیم‌گیری‌های اقتصادی مورد استفاده قرار گیرد. همچنین به علت عدم تقارن اطلاعاتی که بین افراد درون شرکت و سرمایه‌گذاران وجود دارد، سرمایه‌گذاران نسبت به وضعیت آتی شرکت دچار عدم اطمینان هستند. یکی از راه‌های کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، انتشار گزارش‌های شرکت از طریق کانال‌های مختلف است. اینترنت از جمله کانال‌های ارتباطی شرکت می‌باشد که موجب می‌شود اطلاعات مالی و غیرمالی در اختیار سرمایه‌گذاران قرار گیرد، از عدم تقارن اطلاعاتی کاسته شود و عدم اطمینان سرمایه‌گذاران نسبت به وضعیت آتی شرکت نیز کاهش یابد. این امر موجب می‌گردد که تعداد بیشتری از سهام شرکت مبادله شود. درنتیجه با افزایش تقاضا برای سهام، قیمت سهام نیز بالا رفته و ارزش شرکت تحت تأثیر قرار می‌گیرد. لذا با توجه اهمیت محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و از آنجایی که تعداد شرکت‌های استفاده کننده از گزارشگری مالی اینترنتی در ایران در حال افزایش و متقاضی و احتیاج سهامداران مختلف به جستجوی اطلاعات از طریق اینترنت نیز در حال افزایش است، این پژوهش به بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری اینترنتی و ویژگی‌های شرکت بر محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از اطلاعات 175 شرکت در بازه زمانی 1386 تا 1394 پرداخته است. نتایج پژوهش نشان داد که مطابق مدل اولسن (1995) سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم دارای محتوای اطلاعاتی بوده و باعث افزایش ارزش بازار حقوق صاحبان سهام می‌شوند. همچنین نتایج فرضیات حاکی از این بودند که کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شده و در شرکت‌هایی که کیفیت گزارشگری مالی اینترنتی بالاست اندازه شرکت، سودآوری شرکت باعث افزایش محتوای اطلاعاتی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شده ولی اهرم مالی از محتوای اطلاعاتی مزبور می‌کاهد. این نتایج نشان می‌دهد که از آنجایی که اقلام محتوایی حاوی اطلاعات استراتژیک شرکت از قبیل اطلاعات مالی و حسابداری و اطلاعات مربوط به سرمایه‌گذاران هستند، در نتیجه برای سرمایه‌گذاران بسیار حائز اهمیت می‌باشند. زمانی که شرکت‌ها اقلام محتوایی را بر روی وب‌سایت خود ارائه می‌دهند، سودمندترین اطلاعات جهت تصمیم‌گیری در اختیار سرمایه‌گذاران قرار می‌گیرد. در نتیجه عدم تقارن اطلاعات کاهش یافته و اگر شرکت از نظر مالی خوش‌نام باشد تعداد زیادی از سهام آن به فروش می‌رود و به دنبال آن ارزش شرکت افزایش می‌یابد. نتایج یافته‌های این پژوهش با یافته‌های اشبوق و همکاران (1999)، طارق اسماعیل (2002)، لاران و گینر (2006)، احمد و همکاران (2015)، السارتاوی (2017)، مهدوی پور و همکاران (1387)، ولی‌پور و همکاران (1393) و ناظمی اردکانی و همکاران (1398) همخوانی دارد.

با توجه به یافته‌های پژوهش؛ به سازمان بورس و اوراق بهادار پیشنهاد می‌شود تا شرکت‌ها را ملزم کنند به منظور افزایش محتوای اطلاعاتی و شفافیت گزارشگری صورت‌های مالی خود، اطلاعات مربوط به شرکت را اعم از اطلاعات مالی و غیرمالی از طریق وب‌سایت خود افشا نمایند. همچنین کشور ما به عنوان یک کشور درحال‌توسعه، باید افزایش سرمایه داده و سرمایه‌گذاری خارجی را جذب کند و حس اعتماد و درک سهامداران را بالا ببرد؛ بنابراین عدالت، بهره‌وری، سودآوری و شفافیت اطلاعات مالی جزء عوامل مهم مبادلات سرمایه است و شرکت‌ها برای انتشار اطلاعات مالی به صورت آنلاین انگیزه دارند تا سرمایه‌گذاران بین‌المللی و ملی بیشتری را جذب کنند. لذا برای رسیدن به این منظور پیشنهاد می‌شود تا سازوکارهای لازم و زیرساخت‌های مهم به منظور رسیدن به این هدف ملی فراهم شود. همچنین از آنجایی که نتایج پژوهش نشان داد در ایران سود هر سهم نسبت به ارزش دفتری آن محتوای اطلاعاتی بیشتری دارد لذا دلیل این تفاوت به خاطر فاصله قیمتی بین ارزش روز و ارزش دفتری دارایی‌های ثابت و به تبع آن کاهش محتوای اطلاعاتی ارزش دفتری هر سهم است. پیشنهاد می‌شود تا امکان تجدید ارزیابی دارایی‌ها و یا تهیه صورت‌های مالی تعدیل شده بر مبنای سطح عمومی قیمت‌ها فراهم شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



1- حسابرس ارشد مالیاتی، اداره کل امور مالیاتی استان خوزستان، اهواز، ایران، (مسئول مکاتبات) bandari_amirali@yahoo.com

[2]-  استادیار گروه حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران. (نویسنده اصلی) ahamadi_m@scu.ac.ir

3- دانشجوی دکتری تخصصی حسابداری، واحد علوم و تحقیقات تهران، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

[4]-  دانشجوی دکتری تخصصی حسابداری، واحد کرمانشاه، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمانشاه، ایران.

1)     پورزمانی، زهرا و فاطمه سنایی، (1392)، "تأثیر گزارشگری مالی اینترنتی بر قیمت سهام"، فصلنامه علمی پژوهشی دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، سال ششم، شماره 17، صص 18-1.

2)     حیدرپور، فرزانه و اعظم صحت، (1396)، "تأثیر کنترل خانوادگی و سرمایه‌گذاران نهادی بر جبران خدمات مدیرعامل"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 9، شماره 35، صص 135-156.

3)     دستگیر، محسن و ولی خدادادی، (1386)، "آزمون ساختار خطی اطلاعات در مدل اولسن"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 14، شماره 2، صص 43-62.

4)     صالحی، مهدی، محمود موسوی شیری و یاسر رضوی، (1393)، "رابطه بین اضافه ارزشیابی سهام و افشای اینترنتی اطلاعات مالی"، فصلنامه پژوهش‌های تجربی حسابداری، شماره 14، صص 79-103.

5)     عزیزخانی، مسعود، محمد ایمانی و حمیدرضا مردانی، (1394)، "تأثیر زبان گزارشگری مالی گسترش‌پذیر (XBRL) بر حسابرسی: فرصت یا چالش"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، دوره 4، شماره 3 ، شماره پیاپی 15، صص 23-37.

6)      کاردان، بهزاد، محمدحسین ودیعی و مهدی امیدفر، (1398)، "بررسی رابطه غیرخطی بین رقابت بازار محصول و کیفیت گزارشگری مالی"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 11، شماره 41، صص 177-196.

7)     کردستانی، غلامرضا، نقی بهرامفر و علی امیری، (1398)، "بررسی تأثیر کیفیت افشا بر عدم تقارن اطلاعاتی"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 11، شماره 41، صص 159-178.

8)     ولی پور، هاشم، علی خسروی و جواد مرادی، (1393)، "عوامل مؤثر گزارشگری اینترنتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد مرودشت، شیراز.

9)     مهدوی‌پور، علی، محمود موسوی شیری و علیرضا کریمی ریابی، (1387)، "عوامل مؤثر بر افشای اطلاعات مالی از طریق اینترنت در وب‌سایت شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال دوم، شماره 5، صص 161-142.

10) نمازی، محمد و احسان کرمانی، (1387)، "تأثیر ساختار مالکیت بر عملکرد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 53، صص 83-100.

11) ناظمی اردکانی، مهدی، زهره عارف منش و سمیه دهقان دهنوی، (1398)، "تأثیر گزارشگری اینترنتی بر ارزش شرکت"، دوره 8، شماره 4 - شماره پیاپی 32، صص 350-323.

12)   Almilia, Luciana Spica, (2016), "The Determinant Factors of Internet Financial Reporting in Indonesia Stock Exchange", Global Conference on Business and Finance. Proceedings, Vol. 4 No. 1, PP. 411–424.

13)   Al-Sartawi, A. M, (2017), "The Effect of the Electronic Financial Reporting on the Market Value Added of the Islamic Banks in Gulf Cooperation Council Countries", In 8th Global Islamic Marketing Conference, PP. 4-6. ‌

14)   Ahmed H., Yasean A. Tahat B, Bruce M. Burton C, Theresa M. Dunne, (2015), "The Value Relevance of Corporate Internet Reporting: The Case of Egypt", Advances In Accounting, Www.Elsevier.Com/Locate/Adiac, PP. 1-36.

15)   Ashbaugh, H., Johnstone, K.M. And Warfield, T.D, (1999), "Corporate Reporting on the Internet”, Accounting Horizons, Vol. 13, No. 3, PP. 241-57

16)   Barth, M.E. And Schipper, K, (2008), "Financial Reporting Transparency", Journal of Accounting, Auditing & Finance, 23, PP. 173-190.

17)   Francis, J., & Schipper, K, (1999), "Have Financial Statements Lost Their Relevance?", Journal Of Accounting Research, 37, PP. 319–352.

18)    Garg and Divya Verma, (2016), "Web-Based Corporate Reporting Practices in India", Journal of Knowledge Management Practice, Vol.11, PP.425-440.

19)   Hellström, K, (2006), "The Value Relevance of Financial Accounting Information in A Transition Economy: The Case of the Czech Republic", The European Accounting Review, 15, PP. 325–349.

20)   Larran, M. And Giner, B, (2002), "The Use of The Internet for Corporate Reporting by Spanish Companies", The International Journal Of Digital Accounting Research, Vol. 2, No. 3,PP. 53-82

21)   Mohd-Saleh, h, (2010), "The Impact of Internet Financial Reporting on Stock Prices Moderated by Corporate Governance: Evidence from Indonesia Capital Market", PP. 126-153.

22)   Ohlson, J, (1995), "Earnings, Book Values, and Dividends in Equity Valuation", Contemporary Accounting Research, PP. 661–687.

23)   Ragab, A.A. And Omran, M.M, (2006), "Accounting Information, Value Relevance, and Investors’ Behaviour in the Egyptian Equity Market", Review of Accounting and Finance, Vol. 5, No. 3, PP. 279-297.

24)   Tariq Ismail, h, (2002),"An Empirical Investigation of Factors Influencing Voluntary Disclosure of Financial Information on the Internet in the Gcc Countries", Facilty of Commerce, Cario University, Egypt, No. 17, PP. 41-52.

25)   Wang, L., Alam, P., & Makar, S, (2005), "The Value Relevance of Derivative Disclosures by Commercial Banks: A Comprehensive Study of Information Content Under Sfas, No.119 and 133", Review Of Quantitative Finance And Accounting, 25, PP. 413–427

 

 

یادداشت‌ها


  1. Al-Sartawi, et al.
  2. Ahmed, et al.
  3. Ragab, & Omran.
  4. Barth, & Schipper.
  5. Ashbaugh, et al.
  6. Tariq Ismail.
  7. Larran, & Giner.
  8. Garg & Divya.
  9. Almilia.
  10. Ohlson.
  11. Francis & Schipper.
  12. Wang, et al.
  13. Hellström.
  14. Mohd-Saleh.