افشای اطلاعات حسابداری، همزمانی قیمت سهام و ریسک ریزش قیمت سهام با تأکید بر کیفیت راهبری شرکتی

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار گروه حسابداری، واحد ارومیه، دانشگاه آزاد اسلامی، ارومیه، ایران.

2 مربی گروه حسابداری، واحد ارومیه، دانشگاه آزاد اسلامی، ارومیه، ایران

3 - کارشناسی ارشد حسابداری، واحد ارومیه، دانشگاه آزاد اسلامی، ارومیه، ایران

چکیده

اثرات نظری خط‌مشی‌های افشای حسابداری شرکت بر همزمانی قیمت سهام و ریسک ریزش قیمت سهامتوسط جین و مایرز (2006) بیان شده است. به خصوص اگر شرکتی دارای استانداردهای افشای بهتری باشد، سرمایه‌گذاران انگیزه بیشتری برای جمع‌آوری اطلاعات به خصوص شرکت خواهند داشت و این اطلاعات را در قیمت سهام استفاده می‌کنند. به‌علاوه چنانچه شرکتی خط‌مشی افشای ضعیفی داشته باشد نشان‌گر این است که مدیریت اطلاعاتی را مخفی می‌کند و وقتی هزینه مخفی کردن این اطلاعات بسیار بالا شد شرکت به طور ناگهانی این اطلاعات را منتشر می‌کند که باعث سقوط قیمت سهام می‌شود؛ بنابراین، هدف این پژوهش بررسی تأثیر افشای حسابداری بر همزمانی قیمت و ریسک ریزش قیمت سهام با تأکید بر کیفیت راهبری شرکتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهراناست. نتایج حاصل با تحلیل رگرسیونی تعداد 83 شرکت بیانگر این است که افشای اطلاعات حسابداری بر همزمانی قیمت سهام تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد. به‌علاوه نتایج پژوهش حاکی از این است که افشای اطلاعات حسابداری بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. سایر نتایج پژوهش حاکی از این است که کیفیت راهبری شرکتی بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و همزمانی قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. در نهایت، نتایج پژوهش حاکی از این است که کیفیت راهبری شرکتی بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و ریسک ریزش قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. نتایج پژوهش در کل گواهی بر خاص بودن اطلاعات هر شرکت در بورس اوراق بهادار تهران است. این یافته دلیلی بر کارایی اطلاعاتی کم بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد، بدان معنا که اطلاعات به یک شکل در اختیار همه افراد قرار نمی‌گیرد.

کلیدواژه‌ها


افشای اطلاعات حسابداری، همزمانی قیمت سهام و ریسک ریزش قیمت سهام با تأکید بر کیفیت راهبری شرکتی

 

 

سعید جبارزاده کنگرلویی

تاریخ دریافت: 15/07/1398            تاریخ پذیرش: 17/09/1398

[1]

مرتضی متوسل[2]

یعقوب بهنمون[3]

 

چکیده

اثرات نظری خط‌مشی‌های افشای حسابداری شرکت بر همزمانی قیمت سهام و ریسک ریزش قیمت سهامتوسط جین و مایرز (2006) بیان شده است. به خصوص اگر شرکتی دارای استانداردهای افشای بهتری باشد، سرمایه‌گذاران انگیزه بیشتری برای جمع‌آوری اطلاعات به خصوص شرکت خواهند داشت و این اطلاعات را در قیمت سهام استفاده می‌کنند. به‌علاوه چنانچه شرکتی خط‌مشی افشای ضعیفی داشته باشد نشان‌گر این است که مدیریت اطلاعاتی را مخفی می‌کند و وقتی هزینه مخفی کردن این اطلاعات بسیار بالا شد شرکت به طور ناگهانی این اطلاعات را منتشر می‌کند که باعث سقوط قیمت سهام می‌شود؛ بنابراین، هدف این پژوهش بررسی تأثیر افشای حسابداری بر همزمانی قیمت و ریسک ریزش قیمت سهام با تأکید بر کیفیت راهبری شرکتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهراناست. نتایج حاصل با تحلیل رگرسیونی تعداد 83 شرکت بیانگر این است که افشای اطلاعات حسابداری بر همزمانی قیمت سهام تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد. به‌علاوه نتایج پژوهش حاکی از این است که افشای اطلاعات حسابداری بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. سایر نتایج پژوهش حاکی از این است که کیفیت راهبری شرکتی بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و همزمانی قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. در نهایت، نتایج پژوهش حاکی از این است که کیفیت راهبری شرکتی بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و ریسک ریزش قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. نتایج پژوهش در کل گواهی بر خاص بودن اطلاعات هر شرکت در بورس اوراق بهادار تهران است. این یافته دلیلی بر کارایی اطلاعاتی کم بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد، بدان معنا که اطلاعات به یک شکل در اختیار همه افراد قرار نمی‌گیرد.

 

واژه‌های کلیدی: افشای اطلاعات حسابداری، همزمانی قیمت سهام، ریسک ریزش سهام و کیفیت راهبری شرکتی.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

هدف بسیاری از اصلاحات راهبری شرکتی که توسط سهامداران در شرکت اعمال می‌شود در راستای کاهش دسترسی گروه‌هایی است که نسبت به دیگران (سایر استفاده‌کنندگان) اطلاعات بیشتری در اختیار دارند (عدم تقارن اطلاعاتی). با کاهش عدم تقارن اطلاعات، شفافیت تضمین شده است. این موضع و موقعیت مورد بحث یعنی توانایی شفافیت شرکت‌ها و راهبری شرکتی که آثار خوب آن امری غیر قابل انکار است، در هیچ یک از متون قبلی بیان نشده است (کلمن و همکاران[i]، 2006). باون و بیکز[ii] (2005) بیان می‌کنند که شرکت‌هایی که راهبری شرکتی با کیفیت بالایی دارند شفافیت اطلاعاتی بیشتری دارند، علاوه بر آن، شرکت‌هایی که ساختار راهبری شرکتی در آن‌ها نهادینه شده است، نسبت به شرکت‌های که چارچوب راهبری شرکتی ضعیف دارند، از شفافیت بیشتری برخوردارند. در پژوهش‌های اخیر، برای درک بهتر از میزان افشاء در شرکت‌ها، همزمانی بازده سهام ارائه شده است. این امر موجب افزایش بحث در مورد شفاف‌سازی و راهبری شرکتی و همچنین همزمانی بازده سهام گردیده است.

در مطالعات اخیر بیشتر توجه‌ها به همزمانی قیمت سهام و عوامل مؤثر بر آن جلب شده است. رول[iii] (1988) بیان می‌دارد که حرکت همزمان قیمت سهام به میزان اطلاعات شرکت و بازار در قیمت سهام بستگی دارد (بوبکر و همکاران،2013). از طرفی از آنجا که همزمانی قیمت سهام منعکس‌کننده میزان اطلاعات بازار نسبت به اطلاعات خاص شرکت است، افزایش آن موجب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی می‌شود (فروغی و همکاران، 1392). برخی محققان بیان می‌دارند که همزمانی قیمت سهام درجه‌ای از اطلاعات بازار و صنعت است که در قیمت سهام منعکس می‌شود (کامیابی و پرهیزگار، 1395).

از طرفی اثرات افشای حسابداری بر همزمانی قیمت سهام و خطر سقوط برای شرکت‌های با کیفیت راهبری شرکتی بالا بیشتر می‌باشد. در نهایت، ادبیات موجود نشان می‌دهد که افشای حسابداری، راهبری شرکتی و واسطه‌های اطلاعات دیگر بر رفتارهای سرمایه‌گذاری و تأمین مالی محیط در اقتصادهای نوظهور تأثیر می‌گذارد (چن و همکاران[iv]، 2011، 2014. چن و رضایی[v]، 2012، یو[vi]، 2011).

 

2- مروری بر مبانی نظری و پیشینه پژوهش

اقتصاددانان مالی معتقدند که در بازارهای کارآمد، قیمت‌های سهام به منظور منعکس کردن اطلاعات موجود، چه در سطح شرکت و چه در سطح بازار، تغییر می‌کنند. ادبیات اخیر این پرسش را مطرح می‌کند که چگونه محیط اطلاعاتی (سیاست افشاء، پیروی از تحلیلگر) و محیط سازمانی شرکت (حفاظت از حقوق مالکیت، کیفیت راهبری، منشأ قانونی) می‌تواند بر اهمیت نسبی اطلاعات مختص شرکت تأثیر بگذارد (جین و مایرز[vii]،2006؛ چان و حمید[viii]، 2006؛ مورک و همکاران[ix] 2000). نتایج پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد که اگر محیط اطلاعاتی شرکت باعث شود قیمت‌های سهام اطلاعات مختص شرکت بیشتری گردآوری کند، آنگاه عوامل بازار باید نسبت کوچ نوسان در بازده سهام را توصیف کنند؛ به عبارت دیگر، همزمانی بازده سهام یا ضریب تعیین تعدیل شده به دست آمده از مدل رگرسیونی باید کمتر باشد.

در بازارهای کارآمد، قیمت‌های سهام تنها به اطلاعیه‌هایی که در حال حاضر توسط بازار پیش‌بینی نشده‌اند، پاسخ می‌دهند. هنگامی که محیط اطلاعاتی اطراف شرکت بهبود می‌یابد و اطلاعات مختص شرکت زیادی در دسترس باشد، فعالان بازار نیز قادر به بهبود پیش‌بینی‌های خود در مورد وقوع حوادث آینده مختص شرکت خواهند بود.

در نتیجه، احتمال زیادی وجود دارد که قیمت‌های سهام جاری منجر به وقوع حوادث آینده شود. در نتیجه، هنگامی که چنین اتفاقاتی در آینده اتفاق می‌افتد، بازار هیچ‌گونه واکنش و عکس‌العملی نسبت به چنین اخباری از خود نشان نمی‌دهد؛ به عبارت دیگر، قیمت سهام با محتوای اطلاعاتی بیشتر امروز با تغییرات خاص قیمت سهام یک شرکت در آینده همراه است. نوسان کمتر قیمت سهام یک شرکت منجر به همبستگی بالاتری بین بازده سهام و بازده بازار شده و در نتیجه باعث بالا رفتن همزمانی قیمت سهام می‌شود (فاروق و هامودا[x]، 2016).

ادبیات موجود (چن و همکاران[xi]، 2006، دورنو و همکاران، 2004) نشان می‌دهد که شرکت‌هایی با همزمانی قیمت سهام پایین‌تر، کارایی سرمایه‌گذاری بالاتری دارند، چون همزمانی پایین نشان‌دهنده اطلاعات بخصوص بالاتر شرکت در قیمت سهام است و مدیران بر اساس اطلاعات بخصوص سرمایه‌گذاری می‌کنند. بدیهی است سقوط قیمت سهام با ریسک ورشکستگی بالاتر در ارتباط است؛ بنابراین بررسی عوامل تعیین‌کننده همزمانی قیمت سهام و ریسک سقوط سهام برای سیاست‌گذاران امری مهم می‌باشد. اهمیت اثرات حسابداری بر همزمانی قیمت سهام و ریسک سقوط قیمت سهام در ادبیات حسابداری مشخص شده است. اگر شرکتی خط‌مشی‌های افشای حسابداری معتبری داشته باشد هزینه سرمایه‌گذاران خارج از سازمان برای گردآوری و بکارگیری آن اطلاعات در قیمت سهام با آربیتراژ آگاهانه به‌طور عمده کاهش می‌یابد؛ بنابراین سهام شرکت‌ها همزمانی قیمت پایین‌تر و محتوای اطلاعاتی به خصوص بالاتری خواهند داشت. به‌علاوه اگر استانداردهای افشای شرکتی ضعیف باشد، حجم زیادی از اطلاعات بد در داخل شرکت باقی می‌ماند. زمانی که شرکت نتواند چنین اطلاعاتی را نادیده بگیرد، این اطلاعات بد به ظهور ناگهانی افشا شده و قیمت سهام شرکت با سقوط مواجه می‌شود. از همه مهمتر اینکه این پژوهش، این که آیا این روابط از سطح راهبری شرکتی تأثیر می‌پذیرد یا نه را مورد بررسی قرار می‌دهد. از نظر تئوری شرکت‌هایی با مکانیزم راهبری شرکتی ضعیف اطلاعات مربوط را در داخل شرکت نگهداری نموده و اطلاعات غیر سودمند را افشا می‌کند؛ بنابراین اثرات خط‌مشی‌های افشای حسابداری شرکت بر همزمانی قیمت سهام و ریسک سقوط در شرکت‌هایی با راهبری شرکتی ضعیف کمتر است (سانگ[xii]، 2015).

لین و همکاران[xiii] (2015) در پژوهشی به بررسی همزمانی قیمت سهام در بورس چین پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که کیفیت پایین دولت با ضعف در حفاظت از مالکان رابطه معنی‌داری با عرضه پایین اطلاعات می‌باشد. دلیل این است که شرکت‌ها از افشای عملکرد واقعی خود خودداری می‌نمایند که باعث همزمانی قیمت سهام در چین می‌گردد. همچنین، نتایج نشان داد که شرکت‌های داری ارتباطات سیاسی فعالیت‌های خود را مخفی می‌نمایند.

بوبکر و همکاران[xiv] (2013) در پژوهشی به بررسی رابطه بین بزرگتری سهامداران کنترلی و همزمانی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق فرانسه پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که رابطه معنی‌داری بین میزان تمرکز مالکیت و جریان وجه نقد آزاد با همزمانی قیمت سهام وجود دارد.

چن و همکاران (2009) به بررسی رابطه بین کیفیت سود حسابرسی شده با همزمانی قیمت سهام پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد که کیفیت سود بالاتر (پایین‌تر) منجر به همزمانی پایین‌تر (بالاتر) قیمت سهام می‌شود. این نتایج بر این اصول استوار است که اطلاعات عمومی با کیفیت بالا می‌تواند منجر به هزینه پایین‌تری از اطلاعات خصوصی (اطلاعات موجود نزد ذینفعان درون‌سازمانی) گردد، به عبارت دیگر، استقلال حسابرس منجر به افزایش کیفیت اطلاعات صورت‌های مالی حسابرسی شده و به تبع آن، کاهش عدم تقارن اطلاعاتی می‌گردد.

همتی و همکاران (1394) در پژوهشی به بررسی تأثیر کیفیت حسابرسی و ساختار مالکیت بر همزمانی قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد رابطه منفی و معناداری بین سهامداران عمده و همزمانی در قیمت سهام وجود دارد و همچنین نتایج بیانگر آن است که هرچه کیفیت حسابرسی بیشتر باشد قیمت سهام حاوی اطلاعات خواهد بود. همچنین یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد در صورتی که سهامداران عمده، دولتی یا وابسته به دولت باشند، تضاد منافع مدیران و سهامداران کمتر خواهد بود و اطلاعات در ارتباط با قیمت سهام به صورت شفاف موجود و در اختیار سرمایه‌گذاران خواهد بود.

کامیابی و پرهیزگار (1395) در پژوهشی به بررسی رابطه بین سرمایه‌گذاران نهادی و همزمانی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج حاصل از پژوهش حاکی از وجود ارتباط منفی معناداری بین سرمایه‌گذاری نهادی و همزمانی قیمت سهام می‌باشد. همچنین، یافته‌های پژوهش آن‌ها نشان داد که رابطه منفی معناداری بین پایداری سرمایه‌گذاران نهادی و همزمانی قیمت سهام وجود دارد و ارتباط مثبت معناداری نیز بین ناپایداری سرمایه‌گذاران نهادی و همزمانی قیمت سهام وجود دارد.

دارابی و همکاران (1395) در پژوهشی به بررسی تأثیر تخصص در صنعت، دوره تصدی حسابرسی و استقلال حسابرس بر ریزش قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. یافته‌های پژوهش آن‌ها نشان داد که بین ویژگی‌های کیفی حسابرسی و ریزش قیمت سهام ارتباط معکوس و معنی‌داری وجود دارد. به‌طوری‌که افزایش کیفیت حسابرس موجب کاهش ریزش قیمت سهام می‌شود. به عبارت بهتر نظارت دقیق و بهتر به دلیل جلوگیری از انجام کارهای فرصت‌طلبانه توسط مدیریت و انباشته شدن اخبار بد، منجر به افزایش ارزش سهام شرکت موقع قیمت‌گذاری می‌شود.

دولو (1395) در پژوهشی به بررسی رابطه عدم شفافیت اطلاعات مالی، همزمانی و ریسک ریزش قیمت سهام پرداخت. نتایج حاصل از پژوهش مؤید آن است که ریزش قیمت سهام را نمی‌توان به عدم شفافیت اطلاعات مالی منعکس در صورت‌های مالی منتسب دانست. نبود رابطه عدم شفافیت و جهش قیمت سهام نیز محرز گردید. همچنین، نمی‌توان ادعا کرد عدم شفافیت اطلاعاتی به منزله ارائه اطلاعات اختصاصی کمتر به بازار و نهایتاً افزایش همزمانی می‌گردد. یافته‌های اخیر نسبت به تغییر شیوه آزمون و سنجه‌های همزمانی و ریزش قیمت سهام حساس نیست.

فروغی و ساکیانی (1397) در پژوهشی به بررسی تأثیر توانایی مدیریتی بر ریسک سقوط قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که مدیران توانا تأثیر مثبت و معناداری بر ریسک سقوط قیمت سهام دارند. در واقع این مدیران از طریق دستکاری کیفیت گزارشگری مالی بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر مثبت و معناداری دارند.

فندرسکی و صفری گرایلی (1397) در پژوهشی به بررسی رابطه بین اثربخشی کنترل‌های داخلی و ریسک سقوط قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. یافته‌های پژوهش آن‌ها نشان داد که اثربخشی کنترل داخلی، موجب کاهش ریسک سقوط قیمت سهام شرکت‌ها می‌شود.

 

 

 

3- روش پژوهش

طرح این پژوهش، از نوع شبه تجربی و با استفاده از رویکرد پس رویدادی است. این پژوهش از نظر روش پژوهش، در زمرهٔ پژوهش‌های توصیفی و از نظر هدف، در زمرهٔ پژوهش‌های کاربردی جای می‌گیرد. این پژوهش با توجه به عدم امکان کنترل کلیه متغیرهای مربوط نمی‌تواند از نوع پژوهش‌های تجربی محض باشد اما با توجه به تجزیه‌وتحلیل اطلاعات گذشته، این پژوهش از نوع پژوهش‌های شبه تجربی است. همچنین، با توجه به اینکه نتایج به دست آمده از پژوهش به حل یک مشکل یا موضوع خاص می‌پردازد، از لحاظ هدف کاربردی و از لحاظ روش نیز از نوع تجزیه‌وتحلیل همبستگی با رویکرد رگرسیونی است.

 

4- فرضیه‌های پژوهش

فرضیه 1: بین افشای اطلاعات حسابداری و همزمانی قیمت سهام رابطه وجود دارد.

فرضیه 2: بین افشای اطلاعات حسابداری و ریسک ریزش قیمت سهام رابطه وجود دارد.

فرضیه 3: کیفیت راهبری شرکتی بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و همزمانی قیمت سهام تأثیر می‌گذارد.

فرضیه 4: کیفیت راهبری شرکتی بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و ریسک ریزش قیمت سهام تأثیر می‌گذارد.

 

5- جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری این پژوهش، شامل تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1388 تا 1394 به مدت 7 سال است. روش نمونه‌گیری این پژوهش حذف سیستماتیک است؛ بنابراین، از این جامعه، شرکت‌های دارای شرایط زیر به‌عنوان نمونه انتخاب شده‌اند:

1)   پایان سال مالی شرکت‌ها 29 اسفندماه باشد.

2)   شرکت‌ها در دوره موردنظر، سال مالی خود را تغییر نداده باشند.

3)   شرکت‌ها در دوره موردنظر، توقف فعالیت نداشته باشند.

4)   صورت‌های مالی و یادداشت‌های همراه شرکت‌ها در سال‌های 1388 تا 1394 به‌گونه‌ای کامل در سایت بورس اوراق بهادار موجود باشد.

5)   شرکت‌ها جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری نباشد.

6)    تمامی اطلاعات مربوط به اجزای محاسبه متغیرهای معادلات در دسترس و افشا شده باشد.

با در نظر گرفتن این محدودیت‌ها تعداد 83 شرکت و تعداد 581 سال- شرکت برای این پژوهش انتخاب گردید. در این تحقیق گردآوری اطلاعات در دو مرحله انجام شده است. در مرحلهٔ اول برای تدوین مبانی نظری تحقیق از روش کتابخانه‌ای و در مرحلهٔ دوم، برای گردآوری داده‌های موردنظر از سایت‌های بورس، نرم‌افزار رهاورد نوین و تدبیر پرداز استفاده شده است. سپس، برای آماده‌سازی اطلاعات از نرم‌افزار اکسل استفاده شده است، به‌این‌ترتیب که پس از استخراج اطلاعات مربوط به متغیرهای مورد بررسی از منابع ذکرشده، این اطلاعات در کاربرگ‌های ایجاد شده در محیط این نرم‌افزار وارد شده و سپس، محاسبات لازم برای دستیابی به متغیرهای مورد بررسی انجام شده است.

 

6- روش تجزیه‌وتحلیل داده‌ها

برای تجزیه‌وتحلیل داده‌های پژوهش حاضر از آمار توصیفی و استنباطی استفاده خواهد شد. جهت تشریح و تلخیص داده‌های جمع‌آوری‌شده از آمار توصیفی (میانگین، انحراف معیار، همبستگی و ...) و برای تحلیل و آزمون فرضیه‌های پژوهش از آمار استنباطی بهره گرفته خواهد شد. برای بررسی ارتباط بین متغیرهای مستقل با متغیرهای وابسته از آزمون t استفاده خواهد شد. همچنین برای تجزیه داده‌ها و استخراج نتایج پژوهش از نرم‌افزارهای Excel، Eviews نسخه 8 استفاده شده است.

 

7- مدل پژوهش و تعریف عملیاتی متغیرهای پژوهش

 (1)

SYN it = b0 +‌ b1 DIS it +‌ b2 CFO it + GROWTH it+ b4 LEVit + b5MBit + b6 ROA it + b7SIZE it + Ԑit

 (2)

Crash it = b0 +‌ b1 DIS it +‌ b2 CFO it + GROWTH it+ b4 LEVit + b5MBit + b6 ROA it + b7SIZE it + Ԑit

 (3)

SYN it = b0 +‌ b1 DIS it +‌ b2CGit + b3DIS*CG it +‌ b4 CFO it + b5 LEVit + b6MBit + b7GROWTHit + b8 ROA it + b9SIZE it + Ԑit

 (4)

Crash it = b0 +‌ b1 DIS it +‌ b2CGit + b3DISCG it +‌ b4 CFO it + b5 LEVit + b6MBit + b7GROWTHit + b8 ROA it + b9SIZE it + Ԑit

 

متغیرهای مدل به شرح زیر تعریف می‌شوند:

 

متغیرهای وابسته

همزمانیقیمتسهام(𝑆𝑌𝑁𝐶𝐻it): همزمانی قیمت سهام اغلب برای اندازه‌گیری کارایی اطلاعاتی به کار می‌رود که در این پژوهش به پیروی از پژوهش پیوتروسکی و رولستون (2007) به صورت زیر محاسبه می‌شود:

𝑆𝑌𝑁𝐶𝐻 = [𝑅2/(1 – 𝑅2)]     (5)                           

 

𝑅2در معادله فوق، ضریب تعیین حاصل از تغییرات دو عامل، بازده ماهانه بازار و صنعت در یک سال مالی و تأثیر آن بر بازده ماهانه شرکت است که از معادله زیر به دست می‌آید.

𝑅𝑖, = 𝛼𝑖 + 𝛽1𝑅𝑚, + 𝛽2𝑅𝑖𝑛𝑑 +   (6)                        

 

در این معادله 𝑅𝑖,𝑡 بازده سهام شرکت، 𝑅𝑖𝑛𝑑 بازده صنعت و 𝑅𝑚,𝑡 بازده بازار می­باشد

هر چه میزان 𝑆𝑌𝑁𝐶𝐻 بیشتر باشد به معنی این معنی است که شرکت دارای همبستگی بالایی با بازار می­باشد.

ریسک ریزش قیمت سهام (Crashit): برای اندازه‌گیری ریسک ریزش سهام از متغیرهای مصنوعی 0 و 1 استفاده شده است، بدین معنی که شرکت‌هایی که کاهش قیمت سهام را تجربه کرده باشند متغیر مصنوعی 1 و در غیر این صورت 0 می‌گیرند.

 

متغیر مستقل

افشای اطلاعات حسابداری(DIS): برای اندازه‌گیری افشای اطلاعات حسابداری از امتیازهای کیفیت افشای کسب‌شده توسط شرکت‌ها که هرساله منتشر می‌شود استفاده گردیده است. امتیازهای سالیانه کیفیت افشای شرکت‌های پذیرفته در بازار بورس تهران برای دوره‌های 3، 6، 9 و 12 ماهه محاسبه و توسط سازمان بورس اوراق بهادار برای سال‌های 1382 به بعد منتشر گردیده است. امتیازهای مذکور، بر اساس میانگین وزنی معیارهای به‌موقع بودن و قابلیت اتکای اطلاعات افشاء شده محاسبه می‌گردد. اطلاعات ارزیابی‌شده، بر اساس مقررات افشای اطلاعات در بورس، ازجمله صورت‌های مالی سالیانه، صورت‌های مالی میان‌دوره‌ای 3، 6 (حسابرسی شده) و 9 ماهه و پیش‌بینی درآمدها سهم در مقاطع زمانی 3، 6، 9 و 12 ماهه می‌باشد. تأخیر در ارسال اطلاعات به بورس در مقایسه با مهلت‌های زمانی مقرر و تفاوت در سودهای محقق شده نسبت به پیش‌بینی‌ها برای محاسبه به‌موقع بودن و قابلیت اتکای افشاء استفاده گردیده است.

 

متغیر تعدیل گر

کیفیت راهبری شرکتی (CG): برای اندازه‌گیری کیفیت راهبری شرکتی از سه شاخص استقلال هیئت‌مدیره، مالکیت نهادی و نیز اندازه حسابرسی استفاده شده است که حاصل جمع مقادیر زیر است:

مالکیت نهادی: اگر درصد سهام تحت تملک سهامداران نهادی شرکت بیشتر از میانگین نمونه مورد بررسی باشد، برابر 1 و در غیر این صورت برابر 0 خواهد بود.

استقلال هیئت‌مدیره: اگر نسبت اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره به کل اعضای هیئت‌مدیره شرکت بیشتر از میانگین نمونه مورد بررسی باشد، برابر 1 و در غیر این صورت برابر 0 خواهد بود.

اندازه موسسه حسابرسی: اگر موسسه حسابرسی کننده شرکت، سازمان حسابرسی باشد، برابر 1 و در غیر این صورت برابر 0 خواهد بود.

کیفیت راهبری شرکتی حاصل جمع مقادیر فوق بین 0 تا 3 خواهد بود که نشانگر کیفیت راهبری شرکتی خواهد بود و برای تقسیم‌بندی شرکت‌ها به شرکت‌های با کیفیت راهبری شرکت بالا و پایین، اگر کیفیت راهبری شرکتی بیشتر از میانگین باشد، برابر 1 و در غیر این صورت برابر 0 خواهد بود.

 

متغیرهای کنترلی

جریان نقدی عملیاتی (CFOit): بیانگر سودآوری شرکت می‌باشد. وقتی که شرکت جریان نقدی بیشتری تولید کند در وضعیت بهتری از نظر ایفای تعهد قرار دارد. به منظور از بین بردن اثر مقیاس، بر دارایی‌های شرکت تقسیم گردیده است.

کل دارایی/ جریان وجه نقدی عملیاتی = جریان وجه نقدی عملیاتی

 

رشد فروش شرکت(GROWTHit): حاصل تقسیم تغییر در فروش سال جاری و سال قبل بر فروش سال جاری.

اهرم مالی (LEVit): برابر است با نسبت کل بدهی به کل دارایی شرکت.

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری (MBit): عبارت است از نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری آن.

بازده دارایی(ROAit): برابر است با نسبت سود قبل از کسر مالیات به کل دارایی شرکت.

اندازه شرکت (SIZEit): برابر است با لگاریتم طبیعی مجموع دارایی شرکت.

Ԑit: پسماندهای رگرسیونی.

8- یافته‌های پژوهش

8-1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

جدول 1 نشان‌دهنده آمار توصیفی داده‌های مورد استفاده در پژوهش است.

نتایج تحلیل توصیفی داده‌ها حاکی از آن است که میانگین کیفیت افشای شرکت‌های مورد بررسی 65 می‌باشد که بیانگر این مطلب است که افشای اطلاعات حسابداری در حد مطلوب نمی‌باشد. اهرم مالی شرکت نشان می‌دهد به‌طور متوسط 61 درصد دارایی‌های شرکت‌های مورد بررسی از محل بدهی‌ها تأمین مالی شده‌اند و متوسط رشد شرکت‌ها نیز 19 درصد می‌باشد که بیانگر این است به طور میانگین، شرکت‌های نمونه پژوهش حاضر از رشدی برابر با 19 درصد برخوردار بوده‌اند. از طرفی دیگر میانگین بازده دارایی برابر با 14 درصد می‌باشد که مبین این مطلب است که نسبت سود عملیاتی به دارایی‌های شرکت در نمونه پژوهش حاضر 14 درصد است. میانگین متغیر همزمانی قیمت 0.31- است.

 

جدول 1- نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر

میانگین

میانه

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

جریان نقدی عملیاتی

1248/0

1082/0

6516/0

2827/0-

1380/0

6721/0

2370/4

راهبری شرکتی

2685/0

0

1

0

4435/0

0447/1

0914/2

افشای اطلاعات حسابداری

5649/69

3468/72

3748/99

1-

7874/20

7549/0-

8836/2

رشد فروش

1916/0

1465/0

8155/7

9310/0-

5092/0

5123/7

3710/100

اهرم مالی

6192/0

6333/0

0891/1

1109/0

1812/0

3614/0-

8335/2

ارزش بازار به دفتری

6257/1

3117/1

8171/12

4512/0

0260/1

6027/4

4254/37

سقوط قیمت سهام

3321/0

0

1

0

4714/0

7125/0

5077/1

بازده دارایی‌ها

1425/0

1194/0

6757/0

3824/0-

1323/0

7315/0

7254/4

اندازه شرکت

9565/13

8887/13

7383/18

0312/10

4260/1

5102/0

0575/4

همزمانی قیمت سهام

3108/0-

2546/0-

6098/1

9995/2-

6894/0

4080/0-

8510/3

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

8-2- آزمون تشخیص مدل

یکی از مفروضات معادله رگرسیون، ثابت بودن واریانس خطاها می‌باشد که به عنوان فرض همسانی واریانس‌ها شناخته می‌شود. در صورتی که خطاها، واریانس ثابتی نداشته باشند، گفته می‌شود که ناهمسانی واریانس وجود دارد. فرض دیگر مدل رگرسیون خطی، صفر بودن کوواریانس بین اجزای خطا در طول زمان (یا به صورت مقطعی برای انواع داده‌ها) می‌باشد؛ به عبارت دیگر فرض فوق مبین این است که خطاها به یکدیگر وابسته نیستند. در صورتی که خطاها غیر همبسته نباشند، به این معنی است که خود همبسته هستند و یا به صورت پیاپی همبسته می‌باشند؛ بنابراین فرض مزبور نیازمند آزمون است. در صورتی که نتایج آزمون ناهمسانی واریانس‌ها حاکی از آن باشد که سطح معنی‌داری کمتر از 5% است. فرض صفر رد می‌شود، این بدان معنا است که جهت آزمون نهایی باید از آزمون حداقل مربعات تعمیم‌یافته تخمینی (EGLS) استفاده کرد. همچنین در صورتی که سطح معنی‌داری آزمون خودهمبستگی، کمتر از 5% باشد، برای آزمون نهایی مدل رگرسیون در صورت اثرات ثابت بودن از متغیرهای کمکی و در صورت تصادفی بودن از تفاضل استفاده می‌شود. لازم به ذکر است برای آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون بروش پاگن گادفری و برای آزمون خودهمبستگی، آزمون بروش – گادفری استفاده شده است.

 

جدول 2- نتایج آزمون‌های ناهمسانی واریانس‌ها و خودهمبستگی فرضیه‌های پژوهش

شماره فرضیه

آزمون ناهمسانی واریانس بروش پاگان گادفری

ناهمسانی واریانس

آزمون خودهمبستگی بروش – گادفری

خود همبستگی

آماره F

احتمال

آماره F

احتمال

فرضیه اول

132/2

038/0

وجود دارد

67/13

000/0

وجود دارد

فرضیه سوم

837/1

058/0

وجود دارد

18/14

000/0

وجود دارد

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 2 وجود ناهمسانی واریانس را برای فرضیه‌ها اول و دوم پژوهش تأیید می‌کند و برای رفع ناهمسانی از مدل EGLS استفاده می‌گردد. از طرفی، جدول 2 وجود همسانی واریانس را برای فرضیه سوم پژوهش تأیید می‌کند. همچنین نتایج نشان از وجود خود همبستگی سریالی بین خطاهای فرضیه اول و سوم است و برای رفع خودهمبستگی در از AR(1) استفاده گردیده است.

 

8-3- نتایج حاصل از آزمون‌های آماری فرضیه‌های پژوهشی

آزمون فرضیه 1

قبل از برازش مدل، باید آزمون‌های تشخیصی برای انتخاب مدل مناسب انجام شود که نتایج آن در جدول 3 بیان شده است:

 

جدول 3- آزمون لیمر و هاسمن برای تخمین نوع داده‌های مدل 1

شرح

مقدار آماره

درجه آزادی

سطح معناداری

آزمون لیمر

904/2

(491/82)

000/0

آزمون هاسمن

109/39

7

000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همان‌طور که در جدول 3 مشاهده می‌شود با توجه به اینکه سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون لیمر برابر (000/0) می‌باشد، در نتیجه فرض H1 (روش حداقل مربعات معمولی) در سطح اطمینان 95 درصد رد شده است و روش داده‌های تابلویی پذیرفته می‌شود. همچنین، برای آزمون استفاده از روش داده‌های تابلویی (پانل) با اثرات ثابت و اثرات تصادفی از آزمون هاسمن استفاده شده است که با توجه به اینکه سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون هاسمن برابر 000/0 می‌باشد، از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت استفاده می‌گردد.

 

جدول 4- نتایج آزمون فرضیه 1

متغیر

علامت اختصاری

ضریب متغیر

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

3630/4-

2782/6-

000/0

افشای اطلاعات حسابداری

DIS

0042/0

3568/3

000/0

جریان وجه نقد عملیاتی

CFO

2272/0

1247/1

261/0

رشد شرکت

GROWTH

0834/0

1325/2

033/0

اهرم مالی شرکت

LEV

5533/0-

3129/2-

021/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

MB

0180/0

7938/0

427/0

بازده دارایی‌ها

ROA

2686/0

9522/0

341/0

اندازه شرکت

SIZE

2874/0

4855/6

000/0

AR(1)

2386/0-

7263/5-

000/0

آماره F

23/34

سطح معناداری کل مدل

000/0

ضریب تعیین

58/0

ضریب تعیین تعدیل شده

48/0

آماره دوربین واتسون

22/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج آزمون فرضیه 1 پژوهش حاکی از این است که متغیر افشای اطلاعات حسابداری بر همزمانی قیمت سهام تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد. همچنین نتایج نشان می‌دهد که اندازه شرکت بر همزمانی قیمت سهام تأثیر منفی و معنی‌دار دارد یعنی با افزایش اندازه شرکت، همزمانی قیمت سهام افزایش پیدا می‌کند. به‌علاوه، سایر متغیرها تأثیر معنی‌داری بر متغیر وابسته پژوهش ندارند؛ بنابراین، نتایج پژوهش حاکی از عدم تأثیرگذاری سطح افشا بر متغیر همزمانی قیمت سهام است. انتظار بر این بود که افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت بر همزمانی بر قیمت سهام شرکت‌های حاضر در یک صنعت و بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معنی‌داری داشته باشد که نتایج مؤید این مورد است. این بدان معنی است که با افزایش افشای اطلاعات محیط اطلاعاتی بهتر شده و عدم تقارن اطلاعاتی کم می‌شود؛ بنابراین اطلاعات خاص شرکت در شرکت‌های بورس اوراق بهادار با افزایش ارائه اطلاعات کمتر خواهد شد.

 

آزمون فرضیه دوم

با توجه به مجازی بودن متغیر وابسته برای آزمون این فرضیه از مدل لوجیت استفاده شده است که نتایج آزمون فرضیه دوم در جدول 5 نشان داده شده است:

 

جدول 5- نتایج آزمون فرضیه دوم

متغیر

علامت اختصاری

ضریب متغیر

آماره z

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

1099/1-

9952/0-

3196/0

افشا

DIS

0026/0

5656/0

5716/0

جریان وجه نقد عملیاتی

CFO

7579/1-

1711/2-

0299/0

رشد شرکت

GROWTH

1477/0-

7611/0-

4466/0

اهرم مالی شرکت

LEV

9126/0-

5899/1-

1119/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

MB

0687/0

7631/0

4454/0

بازده دارایی‌ها

ROA

8580/0

8985/0

3689/0

اندازه شرکت

SIZE

0568/0

8659/0

3865/0

آماره LR

57/9

سطح معناداری کل مدل

176/0

ضریب تعیین

012/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج آزمون فرضیه 2 پژوهش حاکی از این است که افشای اطلاعات حسابداری بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. همچنین نتایج نشان می‌دهد که جریان نقدی عملیاتی شرکت بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر منفی و معنی‌دار دارد، یعنی با افزایش جریان‌های نقدی، ریسک سقوط قیمت سهام کاهش پیدا می‌کند. به‌علاوه، سایر متغیرها تأثیر معنی‌داری بر متغیر وابسته پژوهش ندارند؛ بنابراین، نتایج پژوهش حاکی از عدم تأثیرگذاری سطح افشا بر متغیر ریسک سقوط قیمت سهام است. انتظار بر این بود که افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری داشته باشد اما نتایج بر خلاف چنین انتظاری است که ممکن از ناشی از چند دلیل عمده باشد. اول اینکه بورس اوراق بهادار تهران کارایی لازم برای جذب اطلاعات بر قیمت سهام شرکت‌ها را ندارد، یعنی کارایی اطلاعاتی ضعیف است. دوم اینکه ممکن است کیفیت افشا به گونه‌ای نباشد که بتواند بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر داشته باشد. به بیان دیگر ممکن است اطلاعات افشا شده شرکت‌ها تنها منبع اطلاعاتی سرمایه‌گذاران در بورس اوراق بهادار نباشد. سوم اینکه ممکن است عوامل اقتصاد کلان مثل اخبار سیاسی باعث کاهش شدید قیمت سهام شده باشد نه افشای اطلاعات حسابداری.

 

آزمون فرضیه سوم

قبل از برازش مدل، باید آزمون‌های تشخیصی برای انتخاب مدل مناسب انجام شود که نتایج آن در جدول 3 بیان شده است.

همان‌طور که در جدول 6 مشاهده می‌شود با توجه به اینکه سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون لیمر برابر (000/0) می‌باشد. همچنین، برای آزمون استفاده از روش داده‌های تابلویی (پانل) با اثرات ثابت و اثرات تصادفی از آزمون هاسمن استفاده شده است که با توجه به اینکه سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون هاسمن برابر 000/0 می‌باشد، از روش داده‌های تابلویی با اثرات ثابت استفاده می‌گردد.

 

جدول 6- آزمون لیمر و هاسمن برای تخمین نوع داده‌های مدل 2

شرح

مقدار آماره

درجه آزادی

سطح معناداری

آزمون لیمر

890/2

(491/82)

000/0

آزمون هاسمن

09/40

7

000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج آزمون فرضیه 3 پژوهش حاکی از این است که کیفیت راهبری شرکتی بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و همزمانی قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. انتظار بر این بود که کیفیت راهبری شرکتی بتواند بر رابطه بین افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت و همزمانی بر قیمت سهام شرکت‌های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معنی‌داری داشته باشد، چون این مکانیزم‌های راهبری شرکتی است که می‌تواند نقش نظارتی بر کیفیت افشای اطلاعات توسط شرکت داشته باشد؛ اما نتایج بر خلاف چنین انتظاری است که ممکن از ناشی این موضوع باشد که مکانیزم‌های راهبری شرکتی در بورس اوراق بهادار تهران آنچنان قدرتمند نیستند که بتوانند بر کیفیت افشای اطلاعات تأثیرگذار باشند یا به عبارتی دیگر می‌توان بیان نمود که کیفیت راهبری شرکتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار در سطح بالایی نبوده و به همین دلیل بر رابطه بین افشای اطلاعات حسابداری و همزمانی قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد.

 

جدول 7- نتایج آزمون فرضیه 3

متغیر

علامت اختصاری

ضریب متغیر

آماره z

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

0042/0

1937/2

028/0

افشا

DIS

1022/0

4061/0-

684/0

کیفیت راهبری شرکتی

CG

0005/0

1433/0

886/0

کیفیت راهبری شرکتی در افشا

CG*DIS

1173/0

4106/0

681/0

جریان وجه نقد عملیاتی

CFO

5729/0-

7516/1-

080/0

رشد شرکت

GROWTH

0265/0

7288/0

466/0

اهرم مالی شرکت

LEV

1156/0

0314/2

042/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

MB

0388/0

1000/0

920/0

بازده دارایی‌ها

ROA

2676/0

1668/4

000/0

اندازه شرکت

SIZE

0326/4-

1480/4-

000/0

AR(1)

2293/0-

6724/4-

000/0

آماره F

879/2

سطح معناداری کل مدل

000/0

ضریب تعیین

39/0

ضریب تعیین تعدیل شده

25/0

آماره دوربین واتسون

11/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

آزمون فرضیه 4

با توجه به اینکه ماهیت متغیر وابسته مجازی است از رگرسیون لوجیت برای آزمون این فرضیه استفاده می‌شود که نتایج آن در جدول 8 آورده شده است.

نتایج آزمون فرضیه 4 پژوهش حاکی از این است که متغیر راهبری شرکتی بر رابطه بین افشا و ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. انتظار بر این بود که راهبری شرکتی بتواند بر رابطه بین افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت و ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری داشته باشد چون این مکانیزم‌های راهبری شرکتی است که می‌تواند نقش نظارتی بر کیفیت افشای اطلاعات توسط شرکت داشته باشد؛ اما نتایج بر خلاف چنین انتظاری است که ممکن از ناشی این مورد باشد که مکانیزم‌های راهبری شرکتی در بورس اوراق بهادار تهران آنچنان قدرتمند نیستند که بتوانند بر کیفیت افشای اطلاعات تأثیرگذار باشند. نتایج نشان می‌دهد راهبری شرکتی بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد یعنی با بهبود راهبری شرکتی خطر کاهش شدید قیمت سهام افزایش می‌یابد.

 

جدول 8- نتایج آزمون فرضیه 4

متغیر

علامت اختصاری

ضریب متغیر

آماره z

سطح معناداری

مقدار ثابت

C

2012/1-

7441/0-

4568/0

افشا

DIS

0048/0

6322/0

5272/0

کیفیت راهبری شرکتی

CG

9060/3

6388/3

000/0

کیفیت راهبری شرکتی در افشا

CG*DIS

0056/0

3743/0

7082/0

جریان وجه نقد عملیاتی

CFO

0920/3-

5225/2-

011/0

رشد شرکت

GROWTH

0292/2-

5056/2-

012/0

اهرم مالی شرکت

LEV

1004/0

8214/0

414/0

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

MB

0272/0

1240/0

9013/0

بازده دارایی‌ها

ROA

7614/0-

5609/0-

5748/0

اندازه شرکت

SIZE

0284/0

2997/0

7644/0

آماره LR

74/330

سطح معناداری کل مدل

000/0

ضریب تعیین

44/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

9- بحث و نتیجه‌گیری

اثرات نظری خط‌مشی‌های افشای حسابداری شرکت بر همزمانی قیمت سهام و خطر سقوط سهام توسط جین و مایرز[xv] (2006) و والدکمپ[xvi] (2006) بیان شده است. به خصوص اگر شرکتی دارای استانداردهای افشای بهتری باشد، سرمایه‌گذاران انگیزه بیشتری برای جمع‌آوری اطلاعات به خصوص شرکت خواهند داشت و این اطلاعات را در قیمت سهام استفاده می‌کنند؛ بنابراین، سهام شرکت‌هایی با محتوای اطلاعاتی به خصوص‌تر به طور همزمانی با بازار حرکت نمی‌کند. به‌علاوه چنانچه شرکتی خط‌مشی افشای ضعیفی داشته باشد نشان‌گر این است که مدیریت اطلاعاتی را مخفی می‌کند و وقتی هزینه مخفی کردن این اطلاعات بسیار بالا شد شرکت به طور ناگهانی این اطلاعات را منتشر می‌کند که باعث سقوط قیمت سهام می‌شود. در مطالعات اخیر بیشتر توجه‌ها به همزمانی قیمت سهام و عوامل مؤثر بر آن جلب شده است. رول (1988) بیان می‌دارد که حرکت همزمان قیمت سهام به میزان اطلاعات شرکت و بازار در قیمت سهام بستگی دارد. از طرفی از آنجا که همزمانی قیمت سهام منعکس‌کننده میزان اطلاعات بازار نسبت به اطلاعات خاص شرکت است، افزایش آن موجب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی می‌شود. برخی محققان بیان می‌دارند که همزمانی قیمت سهام درجه‌ای از اطلاعات بازار و صنعت است که در قیمت سهام منعکس می‌شود.

 در این پژوهش اثرات افشای اطلاعات حسابداری بر همزمانی قیمت و خطر سقوط سهام بررسی شده است. نتایج حاصل با تحلیل رگرسیونی تعداد 83 شرکت طی 1388 تا 1394 نشان‌گر این است که افشای اطلاعات حسابداری بر همزمانی قیمت سهام تأثیر معنی‌داری دارد. همچنین نتایج نشان می‌دهد که اندازه شرکت بر همزمانی قیمت سهام تأثیر منفی و معنی‌دار دارد یعنی با افزایش اندازه شرکت، همزمانی قیمت سهام کاهش پیدا می‌کند. انتظار بر این بود که افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت بر همزمانی بر قیمت سهام شرکت‌های حاضر در یک صنعت و بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معنی‌داری داشته باشد که نتایج مؤید این مورد است. این بدان معنی است که با افزایش افشای اطلاعات محیط اطلاعاتی بهتر شده و عدم تقارن اطلاعاتی کم می‌شود؛ بنابراین اطلاعات خاص شرکت در شرکت‌های بورس اوراق بهادار با افزایش ارائه اطلاعات کمتر خواهد شد. به‌علاوه نتایج پژوهش حاکی از این است که متغیر افشا بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. همچنین نتایج نشان می‌دهد که جریان نقدی عملیاتی شرکت بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر منفی و معنی‌دار دارد یعنی با افزایش جریان‌های نقدی، ریسک سقوط قیمت سهام کاهش پیدا می‌کند؛ بنابراین، نتایج پژوهش حاکی از عدم تأثیرگذاری سطح افشا بر متغیر ریسک سقوط قیمت سهام است. اگر استانداردهای افشای شرکتی ضعیف باشد، حجم زیادی از اطلاعات بد در داخل شرکت باقی می‌ماند. زمانی که شرکت نتواند چنین اطلاعاتی را نادیده بگیرد، این اطلاعات بد به ظهور ناگهانی افشا شده و قیمت سهام شرکت با سقوط مواجه می‌شود؛ بنابراین انتظار بر این بود که افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری داشته باشد اما نتایج بر خلاف چنین انتظاری است که ممکن از ناشی از چند دلیل عمده باشد. اول اینکه بورس اوراق بهادار تهران کارایی لازم برای جذب اطلاعات بر قیمت سهام شرکت‌ها را ندارد یعنی کارایی اطلاعاتی ضعیف است. دوم اینکه ممکن است کیفیت افشا به گونه‌ای نباشد که بتواند بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر داشته باشد. به بیان دیگر ممکن است اطلاعات افشا شده شرکت‌ها تنها منبع اطلاعاتی سرمایه‌گذاران در بورس اوراق بهادار نباشد. سوم اینکه ممکن است عوامل اقتصاد کلان مثل اخبار سیاسی باعث کاهش شدید قیمت سهام شده باشد نه افشای اطلاعات. این نتایج از دیدگاه نظری با یافته‌های سانگ (2015) هم‌خوانی دارد. نتایج دیگر پژوهش حاکی از این است که متغیر راهبری شرکتی بر رابطه بین افشا و همزمانی قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. انتظار بر این بود که راهبری شرکتی بتواند بر رابطه بین افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت و همزمانی بر قیمت سهام شرکت‌های حاضر در یک صنعت و بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معنی‌داری داشته باشد چون این مکانیزم‌های راهبری شرکتی است که می‌تواند نقش نظارتی بر کیفیت افشای اطلاعات توسط شرکت داشته باشد؛ اما نتایج بر خلاف چنین انتظاری است. در نهایت نتایج پژوهش حاکی از این است که متغیر راهبری شرکتی بر رابطه بین افشا و ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری ندارد. این نتایج با یافته‌های سانگ (2015) هم‌خوانی ندارد. انتظار بر این بود که راهبری شرکتی بتواند بر رابطه بین افشای اطلاعات مربوط به هر شرکت و ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر معنی‌داری داشته باشد اما نتایج بر خلاف چنین انتظاری است که ممکن از ناشی از این امر باشد که مکانیزم‌های راهبری شرکتی در بورس اوراق بهادار تهران آنچنان قدرتمند نیستند که بتوانند بر کیفیت افشای اطلاعات تأثیرگذار باشند. نتایج نشان می‌دهد راهبری شرکتی بر ریسک سقوط قیمت سهام تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد، یعنی با بهبود راهبری شرکتی خطر کاهش شدید قیمت سهام افزایش می‌یابد.

نتایج پژوهش در کل نشان می‌دهد که می‌توان با افزایش افشای اطلاعات، محیط اطلاعاتی را بهبود داد. با این پژوهش مطالعه در خصوص این زمینه گسترده‌تر شده و مبنایی برای پژوهش‌های آتی به وجود می‌آورد. همچنین نتایج می‌تواند مورد استفاده مشارکت‌کنندگان در بازار سرمایه قرار بگیرد. به این افراد توصیه می‌شود به اطلاعات به خصوص شرکت‌ها در تحلیل‌های خود جهت سرمایه‌گذاری توجه نمایند زیرا همزمانی قیمت‌ها در بورس تهران ضعیف است و افشای اطلاعات شرکت‌ها تأثیر معنی‌داری بر آن ندارد. به‌علاوه، مشارکت‌کنندگان بازار سرمایه توجه داشته باشند که با سابقه‌ای که در پژوهش بررسی شده است افشای اطلاعات حسابداری شرکت بر خطر سقوط سهام تأثیر معنی‌داری ندارد و باید به دنبال اطلاعات غیرمالی دیگری مثل اطلاعات سیاسی باشند. اثرات همزمانی قیمت می‌تواند در صنایع مختلف یکسان نباشد. به نظر می‌رسد سرمایه‌گذاران از اطلاعات یک صنعت بتوانند به یک شکل استفاده کنند.

 

 

 

 



1- دانشیار گروه حسابداری، واحد ارومیه، دانشگاه آزاد اسلامی، ارومیه، ایران. نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات، jabbarzadeh.s@gmail.com

2- مربی گروه حسابداری، واحد ارومیه، دانشگاه آزاد اسلامی، ارومیه، ایران.

[3]-  کارشناسی ارشد حسابداری، واحد ارومیه، دانشگاه آزاد اسلامی، ارومیه، ایران



[i].Kyereboah-Coleman

[ii].Beeks & Brown

[iii].Roll

[iv].Chen

[v].Chen & Rezaee

[vi].Yu

[vii].Jin & Myers

[viii].Chan & Hameed

[ix].Morck et al

[x].Farooq & Hamouda

[xi].Chen et al

[xii] Song

[xiii].Lin et al

[xiv].Boubaker et al

[xv].Jin and Myers

[xvi].Veldkamp

فهرستمنابع

1)      دارابی، رؤیا، حسن چناری بوکت و مرجان محمودی خاتمی، (1395)، "تأثیر تخصص در صنعت، دوره تصدی حسابرسی و استقلال حسابرس بر ریزش قیمت سهام"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 8، شماره 32، صص 119-138.

2)      دولو، مریم، (1395)، "عدم شفافیت اطلاعات مالی، همزمانی و ریسک ریزش قیمت سهام"، حسابداری مدیریت، دوره 9، شماره 31، صص 33-49.

3)      فروغی، داریوش، غلامحسین کیانی و ملیحه فرجامی، (1394)، "تأثیر همزمانی قیمت و نوسان‌های سهام بر نقدشوندگی سهام"، مدیریت دارایی و تأمین مالی، دوره 3، شماره 4، صص 85 تا 98.

4)      فروغی، داریوش و امین ساکیانی، (1397)، "تأثیر توانایی مدیریتی بر ریسک سقوط قیمت سهام"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 10، شماره 40، صص 47-68.

5)      فندرسکی، علی و مهدی صفری گرایلی، (1397)، "اثربخشی کنترل‌های داخلی و ریسک سقوط قیمت سهام"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 10، شماره 38، صص 169-186.

6)      کامیابی، یحیی و بتول پرهیزگار، (1395)، "بررسی رابطهٔ بین سرمایه‌گذاران نهادی و همزمانی قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، دانش سرمایه‌گذاری، دوره 5، شماره 17، صص 165-186.

7)      همتی، هدی، محمد سیرانی و قانع محمدی، (1394)،" اثر کیفیت حسابرسی و ساختار مالکیت بر همزمانی قیمت سهام در بورس اوراق بهادار تهران"، دانش حسابرسی، دوره 15، شماره 61، صص ۱۹۳-۲۱۲.

8)      Beeks, W. and Brown, P.R, (2005), “Do Better-governed Australian Firms Make more Informative Disclosures?”, available at: http://ssrn.com/abstract_650062 or http://dx.doi.org/10.2139/ ssrn.650062 (accessed 31 May 2013).

9)      BOUBAKER, Sabri, Hatem MANSALI, Hatem RJIBA (7083) “Large Controlling Shareholders and Stock Price Synchronicity”, Journal of Banking & Finance.

10)   Chan, K., Hameed, A., (2006), “Stock Return Synchronicity and Analyst Coverage in Emerging Markets”, J. Financ. Econ. 80(1), PP. 115–147.

11)   Chen R, Dyball MC, Wright S, (2009), “The Link between Board Composition and Corporate Diversification in Australian Corporations”, Corporate Governance: An International Review 17, PP. 208–223.

12)   Chen, F., Li, Q. and Wang, X, (2011), “Financial Reporting Quality and Investment Efficiency of Private Firms in Emerging Markets”, The Accounting Review, Vol. 86 No. 4, PP. 1255-1288.

13)   Chen, Q., Goldstein, I. and Jiang, W, (2006), “Price Informativeness and Investment Sensitivity to Stock Price”, Review of Financial Studies, Vol. 20 No. 3, PP. 619-650.

14)   Chen, Q., Goldstein, I. and Jiang, W, (2006), “Price Informativeness and Investment Sensitivity to Stock Price”, Review of Financial Studies, Vol. 20 No. 3, PP. 619-650.

15)   Chen, Y. and Rezaee, Z, (2012), “The Role of Corporate Governance in Convergence with IFRS: Evidence from China”, International Journal of Accounting & Information Management, Vol. 20 No. 2, PP. 171-188.

16)   Chen, Z.X., Li, M., Song, L., Xing, Y.N. and Zhang, Z.G, (2014), “Accounting Disclosure, Governance Standards and Innovation Activities in Emerging Markets”, Asian Journal of Finance and Accounting, Vol. 6 No. 2, PP. 142-154.

17)   Durnev, A., Morck, R. and Yeung, B, (2004), “Value-enhancing Capital Budgeting and Firm-Specific Stock Return Variation”, Journal of Finance, Vol. 59, No. 1, PP. 65-105.

18)   Durnev, A., Morck, R. and Yeung, B, (2004), “Value-enhancing Capital Budgeting and Firm-Specific Stock Return Variation”, Journal of Finance, Vol. 59, No. 1, PP. 65-105.

19)   Farooq, Omar, and Moataz Hamouda, (2016), “Stock Price Synchronicity and Information Disclosure: Evidence from an Emerging Market”, Finance Research Letters 18, PP. 250-254.

20)   Jin, L. and Myers, S.C, (2006), “R2 around the World: New Theory and New Tests”, Journal of Financial Economics, Vol. 79 No. 2, PP. 257-292.

21)   Kyereboah-Coleman, A., Adjasi, K.D.C. and Abor, J, (2006), “Corporate Governance and Firm Performance. Evidence from Ghana Listed Firms”, Corporate Ownership and Control Journal, Vol. 4, No. 2, PP. 123-132.

22)   Lin, Karen Jingrong, Khondkar E. Karim, and Clairmont Carter, (2015), "Why Does China's Stock Market Have Highly Synchronous Stock Price Movements?" An Information Supply Perspective”, Advances in Accounting 31. 1, PP. 68-79.

23)   Morck, R., Yeung, B. and Yu, W, (2000), “The Information Content of Stock Markets: Why Do Emerging Markets Have Synchronous Stock Price Movements?”, Journal of Financial Economics, Vol. 58, Nos 1/2, PP. 215-260.

24)   Song, L., (2015), "Accounting Disclosure, Stock Price Synchronicity and Stock Crash Risk", International Journal of Accounting & Information Management, Vol. 23, Iss 4, PP. 349 - 363

25)   Roll, R, (1988), “R2”, Journal of Finance, Vol. 43, No. 3, PP. 541-566.

26)   Yu, M, (2011), “Analyst Recommendations and Corporate Governance in Emerging Markets”, International Journal of Accounting & Information Management, Vol. 19, No. 1, PP. 34-52.

 

 

یادداشت‌ها