مدل سازی قیمت‌گذاری توزیع اطلاعات بر مبنای محدودیت تأمین مالی، استراتژی تجاری و راهبری شرکتی با رویکرد معادلات ساختاری Information Distribution Pricing Modeling Based on Financing Constraints, Business Strategy and Corporate Governance with Structural Equation Approach

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 13، شماره 51، آبان 1400، صفحه 187-214   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

محمود نوذر پور¹؛ امیررضا کیقبادی^{* 2}

¹گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

²گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران،

چکیده

جریان اطلاعات در محیط بازار، رفتار فعالان بازار را تحت تأثیر قرار می‌دهد. طبیعی است که افراد فعال در بازار، سهم متفاوتی از این گردش اطلاعات داشته باشند. هدف این مقاله، بررسی اثر عوامل محدودیت مالی، استراتژی­های تجاری و راهبری شرکتی بر ارزش اطلاعات و تغییرات در توزیع اطلاعات حسابداری است. به منظور بررسی موضوع مطالعه، پس از استخراج داده‌های مربوط به شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ، از مدل رگرسیونی داده‌های ترکیبی برای آزمون فرضیه‌های تحقیق استفاده شده است. قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، در شرایط محدودیت مالی بالا کاهش می‌یابد همچنین در سطوح راهبری شرکتی بالاتر، کمتر است از طرف دیگر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی در سطوح با استراتژی جسورانه، بیشتر است. محدودیت مالی منجر به تفاوت در هزینه سرمایه بین شرکت‌های دارای عدم تقارن اطلاعاتی بالا با شرکت‌های دارای عدم تقارن اطلاعاتی پایین می‌شود، راهبری شرکتی منجر به افزایش شفافیت اطلاعاتی و مخابره اخبار مساعد به بازار سرمایه شده و استراتژی جسورانه اختیارات بیشتری برای مدیران فراهم می­کند، زیرا دنبال کردن استراتژی مبتنی بر بازار و نوآورانه نیازمند سرمایه­گذاری در چندین تکنولوژی جدید است تا موجب طراحی محصولات و اکتشاف بازارهای جدید شود.

Information Distribution Pricing Modeling Based on Financing Constraints, Business Strategy and Corporate Governance with Structural Equation Approach
 
Mohmoud Nozarpour
Amirreza Keyghobadi
 

The flow of information in the market environment affects the behavior of market participants. It is natural for market participants to have a different share of this information flow. The purpose of this article is to investigate the effect of financial constraints, business strategies and corporate governance on the value of information and changes in the distribution of accounting information.In order to investigate the subject of the study, after extracting data related to companies listed on the Tehran Stock Exchange, the composite data regression model has been used to test the research hypotheses.Information asymmetry pricing decreases in the face of high financial constraints. It is also lower at higher levels of corporate governance. On the other hand, pricing information asymmetry is higher at levels with bold strategy.Financial constraints lead to differences in the cost of capital between companies with high information asymmetry and companies with low information asymmetry. , Pursuing a market-based and innovative strategy requires investing in several new technologies to design products and explore new markets.
 

کلیدواژه‌ها

عدم تقارن اطلاعاتی؛ محدودیت مالی؛ استراتژی تجاری؛ راهبری شرکتی

اصل مقاله

مدل سازی قیمت‌گذاری توزیع اطلاعات بر مبنای محدودیت تأمین مالی، استراتژی تجاری و راهبری شرکتی با رویکرد معادلات ساختاری

 

 

تاریخ دریافت: 27/04/1400            تاریخ پذیرش: 29/06/1400

محمود نوذرپور^[1]

امیررضا کیقبادی^[2]

 

چکیده

جریان اطلاعات در محیط بازار، رفتار فعالان بازار را تحت تأثیر قرار می‌دهد. طبیعی است که افراد فعال در بازار، سهم متفاوتی از این گردش اطلاعات داشته باشند. هدف این مقاله، بررسی اثر عوامل محدودیت مالی، استراتژی­های تجاری و راهبری شرکتی بر ارزش اطلاعات و تغییرات در توزیع اطلاعات حسابداری است. به منظور بررسی موضوع مطالعه، پس از استخراج داده‌های مربوط به شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ، از مدل رگرسیونی داده‌های ترکیبی برای آزمون فرضیه‌های تحقیق استفاده شده است. قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، در شرایط محدودیت مالی بالا کاهش می‌یابد همچنین در سطوح راهبری شرکتی بالاتر، کمتر است از طرف دیگر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی در سطوح با استراتژی جسورانه، بیشتر است. محدودیت مالی منجر به تفاوت در هزینه سرمایه بین شرکت‌های دارای عدم تقارن اطلاعاتی بالا با شرکت‌های دارای عدم تقارن اطلاعاتی پایین می‌شود، راهبری شرکتی منجر به افزایش شفافیت اطلاعاتی و مخابره اخبار مساعد به بازار سرمایه شده و استراتژی جسورانه اختیارات بیشتری برای مدیران فراهم می­کند، زیرا دنبال کردن استراتژی مبتنی بر بازار و نوآورانه نیازمند سرمایه­گذاری در چندین تکنولوژی جدید است تا موجب طراحی محصولات و اکتشاف بازارهای جدید شود.

 

واژه‌های کلیدی: عدم تقارن اطلاعاتی، محدودیت مالی، استراتژی تجاری، راهبری شرکتی.

 

1- مقدمه

نقش مرکزی اطلاعات در تئوری اقتصاد، برگرفته از اقتصاد اطلاعات است که در واکنش به دیدگاه تعادل کلی رقابت که از سوی دبرا^[i] (1959) و آرو^[ii] (1964) مطرح شد، توسعه یافته است. منشاء اقتصاد اطلاعات در کار استیگلر^[iii] (1961، 1962) دیده شده است. در واقع آن‌ها بنیان اقتصاد اطلاعات را مورد بررسی قرار دادند و مباحث جدیدی را در زمینه اطلاعات نامتقارن مطرح کردند. ورود بحث اقتصاد اطلاعات به بازار سرمایه منجر به ظهور جریان‌های تحقیقاتی متفاوتی در حوزه حسابداری و مالی گردید. به طور نمونه یکی از جنبه‌های اقتصادی اطلاعات، منجر به ظهور نظریه نمایندگی در ادبیات حسابداری و تحقیقاتی در زمینه توضیح رفتار مدیران در محیط گزارشگری مالی شد (اسکات، 2009). در این میان، بخش وسیعی از ادبیات حسابداری و مالی به بررسی جریان اطلاعات حسابداری بر تصمیم سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان پرداخته‌اند.

محیط اطلاعاتی حسابداری پیچیده است و پیچیدگی محیط حسابداری خود به‌واسطه‌ی آن است که نخست، محصول حسابداری، اطلاعات است و دیگر آنکه اطلاعات چیزی بیشتر از اثر بر تصمیم فردی است. به واقع، افراد در واکنش به اطلاعات مشابه، هم رأی نیستند و این خود بر پیچیدگی محیط اطلاعاتی حسابداری می‌افزاید (اسکات، 2009)؛ بنابراین شناخت این محیط اطلاعاتی در دستور کار محققان قرار گرفت. سرمایه‌گذاران درجه‌ی ریسکی را که به این اطلاعات می‌دهند، با توجه به ارزیابی خود از ویژگی‌های محیطی اطلاعاتی مورد تجدیدنظر قرار می‌دهند. هرچه محیط اطلاعاتی حسابداری مطلوب‌تر و مساعدتر باشد، ریسک اطلاعات را کاهش می‌دهند. با کاهش ریسک، آن‌ها بازده کمتری را طلب می‌کنند و در نتیجه هزینه سرمایه برای شرکت پایین‌تر خواهد بود؛ اما اگر محیط اطلاعاتی با تلاطم همراه باشد، سرمایه‌گذاران به دنبال مکانیزم‌هایی برای ارزیابی ریسک اطلاعاتی خواهند بود.

ریسک اطلاعات ناشی از دو عامل ابهام اطلاعات (کیفیت اطلاعات) و توزیع اطلاعات (عدم تقارن اطلاعاتی) است. کیفیت اطلاعات حسابداری عمدتاً برگرفته از شاخص‌های مبتنی بر ارقام حسابداری منعکس در متن صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی است، اما توزیع اطلاعات متأثر از نگرش کالایی به اطلاعات است؛ به عبارت دیگر، اطلاعات حسابداری به عنوان یک کالا است. این ادعای تئوری اقتصاد اطلاعات است.

 یکی از مهم­ترین عوامل تصمیم­گیری صحیح، داشتن اطلاعات مناسب و مرتبط با موضوع تصمیم است که اگر به درستی فراهم و پردازش نشود، اثر منفی برای فرد تصمیم­گیرنده در پی خواهد داشت. شفافیت اطلاعاتی در بازار سرمایه یکی از مهم­ترین عوامل تأثیرگذار در ایجاد شرایط رقابت کامل و ایجاد فرصت­های برابر در این بازار است. به طوری که دسترسی همه مشارکت­کنندگان در بازار سرمایه به اطلاعات شفاف، یکی از الزام­های رقابت سالم است. سهامداران و اعتباردهندگان نیز خواستار اطلاعات شفاف درباره­ی عملکرد واحدهای تجاری هستند. مفاهیم راهبری شرکتی، استراتژی تجاری و محدودیت تأمین مالی بر عدم تقارن اطلاعاتی اثرگذار است. وجود راهبری شرکتی کارآمد راه­حلی کارآمد برای نظارت بر فعالیت­های هر بنگاه اقتصادی است. نمایندگان شرکت­ها به دلیل ارائه خدمات مدیریتی، نقش مهمی را در حفظ منافع عمومی در بازارهای سرمایه ایفا می­کنند. از این رو در بررسی ویژگی‌های محیطی اطلاعات حسابداری و نیز نقش اقتصادی این اطلاعات چند بحث وجود دارد: توزیع اطلاعات، راهبری شرکتی، محدودیت مالی و استراتژی تجاری.

بنابراین در ارزیابی ویژگی‌های محیطی اطلاعات حسابداری، این سؤالات مطرح می‌شود:

• عوامل تعیین‌کننده (متغیرهای آشکار) در ارزیابی ویژگی‌های محیطی اطلاعات حسابداری کدامند و آثار مفروض آن‌ها به پیش‌بینی تئوری چیست؟
• نماگرهای غالب برای اندازه‌گیری ویژگی‌های محیطی اطلاعات حسابداری، به طور خاص کیفیت، عدم تقارن، محدودیت مالی، استراتژی تجاری و راهبری شرکتی کدامند و همبستگی بین آن‌ها چگونه است؟
• آیا می‌توان نماگری ترکیبی جهت ارزیابی ویژگی محیط اطلاعاتی حسابداری تعریف کرد که از آن طریق بتوان پیامدهای اقتصادی ویژگی‌های محیطی اطلاعاتی را ارزیابی کرد؟

 

2- ادبیات موضوع و پیشینه پژوهش

جریان اطلاعات، پارامتر کلیدی در یک فعالیت اقتصادی است و به عنوان یک عامل اصلی در ظهور، ثبات و کارایی بازارهای سرمایه عمل می‌کند (استیگلیز، 2003، 2004). جریان اطلاعات در محیط بازار، رفتار فعالان بازار را تحت تأثیر قرار می‌دهد. طبیعی است که افراد فعال در بازار، سهم متفاوتی از این گردش اطلاعات داشته باشند. به لحاظ تجربی نیز واضح است که افراد، اطلاعات متفاوت دارند. اطلاعاتی که آن‌ها دارند، رفتارشان را در بسیاری از مواقع تحت تأثیر قرار می‌دهد. این خود گویای توزیع نامتقارن اطلاعات بین دو طرف یک معامله است. این عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از گردش متفاوت اطلاعات در میان فعالان بازار است.

اطلاعات حسابداری به سرمایه‌گذاران این امکان را می‌دهد تا سود شرکت و رشد آن را و نیز ریسک‌های ذاتی موجود در خط‌مشی سرمایه‌گذاری شرکت را ارزیابی کنند. اطلاعات حسابداری با کیفیت بالا برای سرمایه‌گذاران مفید است چرا که بر قیمت‌های سهم یا حجم معاملاتی اثرگذار است. مطابق با فرضیه بازار کارا، قیمت‌های سهم تمام اطلاعات در دسترس را به سرعت در خود انعکاس می‌دهند و از این رو بازتاب‌دهنده اطلاعاتی حسابداری هستند.

ریسک اطلاعات ناشی از دو عامل ابهام اطلاعات (کیفیت اطلاعات) و توزیع اطلاعات (عدم تقارن اطلاعاتی) است. بتچریا^[iv] و دیگران (2012) نیز ریسک اطلاعات را به دو عامل نسبت می‌دهند: (1) دقت اطلاعات (2) توزیع اطلاعات. کیفیت اطلاعات حسابداری عمدتاً برگرفته از شاخص‌های مبتنی بر ارقام حسابداری منعکس در متن صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی است، اما توزیع اطلاعات متأثر از نگرش کالایی به اطلاعات است؛ به عبارت دیگر، اطلاعات حسابداری به عنوان یک کالا است. این ادعای تئوری اقتصاد اطلاعات است. حال اگر برای این کالا بازار رقابتی وجود داشته باشد، نباید نگرانی چندانی درباره عرضه و تقاضای آن داشت.

صورت‌های مالی مهمترین منبع اطلاعاتی برون سازمانی‌ها است. وضعیت مالی، یا محدودیت مالی، عامل مهمی است که بر سرمایه‌گذاری شرکت تأثیر می­گذارد. محدودیت مالی عاملی برای اندازه­گیری وضعیت مالی یا وضعیت ترازنامه شرکت مانند جریان نقدی، اهرم مالی و اندازه شرکت است. محدودیت مالی بالاتر شرکت­ها، بیانگر شرایط مالی ضعیف­تر است. با توجه به نظریه سرمایه­گذاری، شرکت‌های دارای محدودیت مالی، شرایط ترازنامه نامساعدتر و در نتیجه هزینه­های تأمین مالی بالاتری نسبت به دیگر شرکت­ها دارند که این امر ناشی از وضعیت نقدینگی نامساعدتر و ریسک ورشکستگی آن‌ها است. در نتیجه، محدودیت مالی بیشتر یک شرکت منجر به افزایش ریسک گزارشگری مالی می­شود زیرا شرکت‌ها در تأمین منابع سرمایه­گذاری و تأمین مالی برون سازمانی مشکل دارند.

همچنین افزایش رقابت در بازار منجر به واقعی‌تر شدن قیمت­گذاری می­شود. در حالت رقابت بالاتر، کشش قیمتی محدود بوده و فروشنده خود را ملزم به دریافت قیمت استاندارد می­داند. ناکارآمدی بازار (وجود اطلاعات ناقص) منجر به ایجاد چسبندگی می­شود (قیمت­ها با سرعت کمتری به تغییرات واکنش نشان می­دهند) اما افزایش رقابت، فروشنده­ها را ملزم به تعدیل کاهشی قیمت­ها به مرور زمان می­کند. در شرایط بحران مالی که بیانگر ناتوانی شرکت در تأمین مالی با هزینه پایین است، ریسک تغییر کیفیت گزارشگری مالی به منظور دستیابی به شرایط مورد انتظار اعتباردهندگان وجود دارد.

تأمین مالی بر تصمیمات واقعی یک شرکت اثر می‌گذارد و این به نوبه خود بر ارزش مورد انتظار و کوواریانس جریان‌های نقدی اثر می‌گذارد. محدودیت تأمین مالی بر هزینه سرمایه شرکت از طریق اثر آن بر تصمیمات واقعی شرکت، نفوذ می‌گذارد. نخست، اگر اطلاعات بهتر، مقدار جریان نقدی شرکت را که مدیران برای خودشان مناسب است، کاهش می‌دهد، بهبود در وضعیت مالی نه تنها قیمت شرکت را بالا می‌برد بلکه در کل موجب کاهش هزینه سرمایه شرکت نیز می‌شود. دوم وضعیت مالی، تصمیمات را تغییر می‌دهد که به نوبه خود، نسبت جریان‌های نقدی مورد انتظار به ریسک کوواریانس غیر قابل متنوع سازی را تغییر می‌دهد و از این رو بر هزینه سرمایه شرکت اثر می‌گذارد. این اثر می‌تواند به هر جهتی باشد، اما شرایطی را هدایت می‌کند که تحت آن شرایط، بهبود وضعیت مالی منجر به کاهش آشکار هزینه سرمایه می‌شود.

در بخش دیگر، سرمایه­گذاری­های ثابت بر اساس نرخ نهایی ارزیابی می­شوند و نشان­دهنده این است که مجموع مزایای کسب شده بالاتر از هزینه­های سرمایه­گذاری بوده و نسبت به سرمایه­گذاری­های جدید از تعدیل کمتری برخوردار است (بیدل و همکاران 2009). افزون بر این سرمایه­گذاری در پروژه­های با ارزش خالص فعلی مثبت نیاز به تأمین مالی برون سازمانی دارد و پس از پرداخت بهره آن، مدیران باید مازاد وجوه را به سرمایه­گذاران باز گردانند بنابراین، سرمایه­گذاری ناکارآمد موجب اجرای پروژه­های با ارزش خالص فعلی منفی خواهد شد در مقابل در حالت سرمایه­گذاری بیش از حد، مدیران شرکت‌های خود را فراتر از اندازه مطلوب (رویکرد توسعه­طلبی) گسترش می­دهند تا قدرت و منافع بیشتری کسب کنند. شرکت­ها یکی از استراتژی­های جسورانه و یا محافظه­کارانه را برای استقرار الگوهای مختلف ساختار سازمانی و فرآیندهای حفظ رقابت در بازار بکار می­گیرند. بکارگیری استراتژی کسب‌وکار در شرکت بر هدایت سرمایه­گذاری­ها و همچنین بر میزان اختیارات مدیریتی و عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر می­گذارد که به نوبه خود می­تواند منجر به تغییر کارایی تصمیم­های سرمایه­گذاری شود (هیگینز و همکاران، 2015).

انتظار بر این است که استراتژی جسورانه اختیارات بیشتری برای مدیران فراهم می­کند، زیرا دنبال کردن استراتژی مبتنی بر بازار و نوآورانه نیازمند سرمایه­گذاری در چندین تکنولوژی جدید است تا موجب طراحی محصولات و اکتشاف بازارهای جدید شود.

با توجه به فرضیه شناخت سرمایه‌گذار^[v] (مرتون^[vi]، 1987)، این سرمایه‌گذاران به احتمال زیاد در شرکت‌هایی سرمایه‌گذاری و دادوستد می‌کنند که به خوبی معلوم هستند یا قضاوت می‌کنند که خوب هستند. اگر کیفیت راهبری شرکتی افزایش یابد، میزان رؤیت پذیری شرکت افزایش می‌یابد و هزینه‌های پردازش اطلاعات عمومی خاص شرکت کاهش می‌یابد، از این رو کیفیت راهبری شرکتی بالا، دادوستد بیشتری را از سوی سرمایه‌گذاران نامطلع منجر می‌شود

بنابراین وجود یک محیط اطلاعاتی مطلوب و با راهبری شرکتی مساعد، موجب افزایش توان گزارش‌های مالی در انتقال اطلاعات شرکت و از طرف دیگر، موجب توزیع برابرتر این اطلاعات میان فعالان بازار می‌شود؛ بنابراین رسالت یک شرکت با استراتژی‌های تجاری مناسب، کاهش نااطمینانی و رفع هر چه بیشتر ابهام است.

2-1- پیشینه پژوهش‌های خارجی

میرز و مجلف، (1985) مدلی ایجاد کردند که عدم تقارن اطلاعاتی بین شرکت و سرمایه‌گذاران موجب سرمایه‌گذاری کمتر از حد شرکت می‌شود. در مدل میرز و مجلوف فرض بر این است که مدیران در مقایسه با سرمایه‌گذاران درباره ارزش شرکت، اطلاعات بهتری دارند و به نفع سهام‌داران فعلی عمل می‌کنند. آن‌ها نشان دادند، زمانی که مدیران در طرفداری از سهام‌داران موجود عمل می‌کنند و شرکت به افزایش وجوه برای تأمین مالی یک پروژه با خالص ارزش فعلی مثبت نیاز دارد، مدیران ممکن است افزایش وجوه با قیمت تنزیل شده را نپذیرند حتی اگر به معنی صرف‌نظر از فرصت‌های خوب سرمایه‌گذاری باشد.

هوگز و همکاران (2005) نیز به همین موضوع اشاره کردند که بازار رقابت کامل، اطلاعات سهامداران بر قیمت سهام تأثیری ندارد و بنابراین، عدم تقارن اطلاعاتی در این بازار بر هزینه سرمایه یا بازده مورد انتظار سهامداران تأثیر نخواهد داشت.

نتایج تحقیق بیدل و هیلاری (2007) داد که کیفیت بالاتر اطلاعات حسابداری، عدم تقارن اطلاعاتی موجود بین افراد مطلع (آگاه) و افراد غیر مطلع (نا آگاه) را کاهش داده، موجب افزایش کارایی سرمایه‌گذاری در اقلام سرمایه‌ای بر اثر رفع عیوب محتمل ناشی از گزینش نادرست و خطر اخلاقی می‌شود.

چن و همکاران (2016) در پژوهشی نشان دادند که دو معیار اندازه‌گیری اطلاعات خصوصی در قیمت سهام، یعنی عدم تقارن قیمت و احتمال معاملات آگاهانه یک اثر قوی مثبت روی حساسیت سرمایه‌گذاری شرکت نسبت به قیمت سهام دارند. همچنین نشان داد که مدیران شرکت از اطلاعات خصوصی موجود در قیمت، برای اصول شرکت خود و تصمیم‌گیری یاد می‌گیرند.

آکینس (2012) نشان دادند که اهرم مالی و نسبت پرداخت سود سهام شرکت‌ها می‌توانند بر سرمایه‌گذاری شرکت تأثیرگذار باشند. آن‌ها توضیح دادند که شرکت‌های با جریان نقدی بالا، محدودیت مالی کمتری خواهند داشت.

مگنان و همکاران (2010) در پژوهشی حاکمیت شرکتی و عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه‌گذاران را بررسی کردند یافته‌های تحقیق نشان داد که بعضی از ویژگی‌های نظارت رسمی (هیئت‌مدیره و کمیته حسابرسی) و همچنین میزان افشای داوطلبانه حکومت، عدم تقارن اطلاعات را کاهش می‌دهد.

بتچریا و دیگران (2013) بررسی کردند که آیا کیفیت سود ضعیف، با عدم تقارن اطلاعاتی بزرگتر در بازارهای سرمایه ارتباط دارد یا نه. نتایج آن‌ها نشان داد که کیفیت سود ضعیف، به طور معنادار و فزاینده‌ای با عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر مرتبط است.

بارون (2014) نشان دادند که شرکت‌های دارای استراتژی تدافعی پوشش رسانه­ای و تحلیلی کمتری داشته و میزان افشای اطلاعات داوطلبانه آن‌ها محدود است و بیانگر این است که با کاهش میزان انتشار اطلاعات، ارزیابی سرمایه­گذاران نسبت به این که آیا مدیران محافظه­کار منابع شرکت را به نحو مناسبی سرمایه­گذاری کرده­اند یا عمداً سرمایه­گذاری کمتر از حدی را انجام داده­اند، محدود می­شود.

هریبار و یانگ (2016) به این نتیجه رسیدند که مدیران سود را بر اساس اطلاعات شخصی پیش­بینی کرده و سود برآورد شده بسیار خوش­بینانه ارائه می­شود. عدم وجود تشابه بین اطلاعات مدیران و سرمایه­گذاران منجر به قیمت‌گذاری نادرست اوراق می­شود

با بیان لین، چن و تسای (2017) شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر در بورس اوراق بهادار چین، باعث اختلاف زیاد دریافت اطلاعات بین مدیران و سرمایه‌گذاران مختلف و عدم تمایل جهت پرداخت سود نقدی می‌شود.

هریبار و یانگ (2016) در تحقیقاتشان به این نتیجه رسیدند که مدیران سود را بر اساس اطلاعات شخصی پیش‌بینی کرده و سود برآورد شده بسیار خوش‌بینانه ارائه می‌شود. عدم وجود تشابه بین اطلاعات مدیران و سرمایه‌گذاران منجر به قیمت‌گذاری نادرست اوراق می‌شود.

 

2-2- پیشینه پژوهش‌های داخلی

بخشایش در سال (1377) رابطه میان عدم تقارن اطلاعات و حساسیت سرمایه‌گذاری جریان نقدی در بورس اوراق بهادار تهران را مورد بررسی قرار داد. نتایج تحقیق نشان داد که به دلیل اینکه با افزایش عدم تقارن اطلاعاتی، هزینه تأمین مالی خارجی گرانتر از تأمین مالی داخلی می‌شود و در نتیجه شرکت‌ها برای تأمین مالی پروژه‌های سرمایه‌گذاری خود بیشتر بر وجوه نقد داخلی تکیه دارند حساسیت سرمایه‌گذاری‌ها به وجوه داخلی افزایش می‌یابد.

 خانی و قجاوند (1391) در تحقیقی با عنوان "تأثیر متغیرهای حسابداری و بازار عدم تقارن اطلاعاتی بر هزینه سرمایه سهام عادی" تأثیر دو دسته سنجه مبتنی بر بازار و مبتنی بر حسابداری را بر هزینه سرمایه با استفاده از مدل فاما و فرنچ بررسی نمودند. نتایج تحقیق آن‌ها نشان داد که معیارهای اندازه‌گیری عدم تقارن اطلاعاتی به استثنای کیفیت اقلام تعهدی بر هزینه سرمایه سهام عادی تأثیر دارد.

خوبانی (1389) در پژوهشی با عنوان "بررسی رابطه کیفیت سود با عدم تقارن اطلاعاتی" به بررسی نقش کیفیت سود در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد، کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، هیچ تأثیری بر میزان عدم تقارن اطلاعاتی ندارد. وی همچنین، دریافت که عدم تقارن اطلاعاتی در دوره پس از اعلان سود بیشتر از دوره قبل از اعلان سود است.

قائمی و همکاران (1389) تأثیر اعلان سودهای فصلی بر عدم تقارن اطلاعاتی بازار را بررسی کردند. در این تحقیق شکاف قیمت پیشنهادی خریدوفروش به عنوان معیار عدم تقارن اطلاعات در بازه 20 روز قبل تا 20 روز پس از اعلان و 10 روز قبل تا 10 روز پس از اعلان بر مبنای مدل رگرسیونی در نظر گرفته شد. نتایج حاصل از این تحقیق نشان می‌دهد که در طول دوره مورد مطالعه، پس از اعلان سودهای فصلی نسبت به قبل از اعلان آن‌ها، عدم تقارن اطلاعاتی، کاهش قابل ملاحظه‌ای نداشته است.

هاشمی و صادقی (1390) رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و سرمایه‌گذاری را مورد مطالعه قرار دادند و نتایج نشان‌دهنده این بود که رابطه معناداری بین عدم تقارن اطلاعاتی و سرمایه‌گذاری با استفاده از جریان‌های نقد عملیاتی وجود دارد.

خدادادی و عربی (1394) با بررسی اثر تعدیل‌کننده‌ عدم اطمینان محیطی بر رابطه‌ بین مدیریت سود و عدم تقارن اطلاعاتی، به این نتیجه رسیدند که مدیـریت سـود در شرکت‌های مورد مطالعه با عدم تقارن اطلاعاتی ارتباط مثبت معناداری دارد. همچنین، در یک محیط با عدم اطمینان بالا، شدت ارتباط مدیریت سود و عدم تقارن اطلاعاتی کاهش می­یابد. به بیان دیگر، با افزایش عدم اطمینان محیطی، مدیریت با اعمال بیشتر مدیریت سود عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می­دهد.

جمشیدی و قالیباف اصل (1397) با بررسی رفتار سرمایه‌گذاران نشان دادند که چگونه می‌توان این اصل را در زمینه مطالعه رفتار و عملکرد سرمایه‌گذاران برای یک زیرمجموعه مشخص از پنج ویژگی شخصیتی (مرکز کنترل، تمایل به حداکثر سازی، خود ارزیابی، هیجان خواهی و رفتارهای متفاوت) به کار برد. نتایج آن‌ها حاکی از این است که فراوانی معامله افراد با مرکز کنترل بیرونی و تمایل به حداکثرسازی زیاد، بیشتر است (بیشتر خریدوفروش می‌کنند) همچنین افراد با مرکز کنترل بیرونی و خودارزیابی و هیجان خواهی زیاد، تنوع پرتفوی کمتری دارند. در نهایت اینکه فراوانی معاملات بیشتر با عملکرد بهتر مرتبط است، در حالی که تنوع پرتفوی تأثیری بر عملکرد افراد ندارد.

محمدزاده و ابیضی (1399)، در تحقیقاتشان به این نتیجه رسیدند که تأثیر منفی افشای سرمایه اجتماعی بر هزینه سرمایه در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی بالا، شدیدتر است، در حالی که افشای سرمایه اجتماعی بر هزینه سرمایه در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر ندارد. در حقیقت، سرمایه اجتماعی در محیط‌هایی که تضاد منافع زیاد است کارکرد بهتری دارد.

 

3- فرضیات پژوهش

• محدودیت تأمین مالی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر دارد.
• استراتژی تهاجمی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر دارد.
• استراتژی تدافعی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر دارد.
• راهبری شرکتی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی تأثیر دارد.

 

4- روش پژوهش

روش این تحقیق مبتنی بر توصیف روابط واقعی میان داده‌های موجود است که در قالب مدل‌ بیان می‌گردد. مدل‌سازی، فرایند فرموله سازی روابط در دنیای واقعی است. از این رو باید نخست جنبه‌های واقعی روابط را شناخت و سپس مدل را طراحی کرد. بدین منظور مراحل زیر در این تحقیق انجام می‌شود:

مرحله اول: شناخت و کشف روابط میان متغیرها (منطق نظری)

مرحله دوم: تأیید و اعتبارسنجی روابط کشف شده میان متغیرها (تأیید تجربی)

مرحله سوم: مدلسازی روابط بر اساس تاییدات تجربی

 

• مدل‌ها و متغیرهای پژوهش (مدل و متغیر وابسته و مستقل)

که در آن متغیر وابسته، بازده و متغیرهای مستقل اصلی آن محدودیت مالی، استراتژی تجاری و راهبری شرکتی و عدم تقارن اطلاعات می‌باشد. برای بررسی اثر محدودیت مالی، استراتژی تجاری و راهبری شرکتی بر این رابطه، متغیرهای محدودیت مالی، استراتژی تجاری و راهبری شرکتی نیز وارد مدل می‌شود. در اینجا، محدودیت مالی، استراتژی تجاری و راهبری شرکتی خود چون دربرگیرنده عوامل بازار هستند، مستقیم و غیرمستقیم بر بازده مؤثر است. منظور از غیرمستقیم، اثر تعاملی آن با متغیر عدم تقارن اطلاعاتی است. بدین منظور مدل رگرسیون ذیل برازش می‌شود:

 

4-1- مدل فرضیات اول تا چهارم

R_i,t+1= α₀ + α₁ ROA_i,t + α₂ Size_i,t + α₃ LEV_i,t + α₃ BTM_i,t + α₄ STDOCF_i,t + α₅ STDRET_i,t + α₆ INST_i,t + α₇ BIG_i,t + λ₁ IA_i,t + λ₂ KZ_i,t + λ₃ IA_i,t × KZ_i,t + λ₄ C_Governance_i,t + λ₅ IA_i,t × C_Governance_i,t + λ₆ Strategy_i,t + λ₇ IA_i,t × Strategy_i,t + ε_{i,t (1)}                                                  

 

 

که در آن:

R_t+1 : بازده مورد انتظار سهم i طی دوره 12 ماهه بر اساس مدل ۵ عاملی (تعدیل شده فاما و فرنچ) است.

STDOCF: انحراف معیار جریان نقد عملیاتی یکی از عوامل کنترلی است و برابر با انحراف معیار ۳ ساله نسبت جریان نقد عملیاتی به مجموع دارایی‌های ابتدای دوره است.

STDRET: انحراف معیار بازده سهام یکی از عوامل کنترلی است و برابر با انحراف معیار ۳ ساله بازده سهام است.

ROA: بازده دارایی‌ها یکی از عوامل کنترلی است و برابر با نسبت سود خالص به مجموع دارایی‌های ابتدای دوره است.

Size: یکی از عوامل کنترلی است و برابر با لگاریتم طبیعی ارزش بازار سرمایه در پایان سال t است

LEV: یکی از عوامل کنترلی است و برابر با نسبت بدهی­های شرکت در سال t به مجموع دارایی­ها در پایان سال مالیt  است

BTM: متغیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهم i برای سال  t است.

INST: شرکت‌های سرمایه­گذاری، صندوق‌های بازنشستگی، نهادهای دولتی و شرکت‌های دولتی بر کل سهام منتشره شرکت بدست می­آید.

BIG: متغیر مجازی است که اگر حسابرسی شرکت توسط سازمان حسابرسی انجام گرفته باشد عدد یک و در غیر صورت صفر می‌پذیرد.

: IA متغیر عدم تقارن اطلاعاتی سهم i برای سال  t است. این متغیر به چند طریق اشاره شده در بالا محاسبه می‌شود که می‌تواند شکاف بین خریدوفروش یا توزیع مؤثر باشد.

 

الف) شکاف بین خریدوفروش، به صورت رابطه 2 محاسبه می­شود:

×Order size	APi,t-BPi,t	SPREADi,t=
	Pi,t

(2)

که در آن:

 BP_i,t: قیمت پیشنهادی خرید سهم شرکت i در لحظه‌ی t

 AP_i,t: قیمت پیشنهادی فروش سهم شرکت i در لحظه‌ی t

 Order Size: اندازه سفارش سهم

 P: قیمت میانی مظنه‌ها

ب) توزیع مؤثر به صورت رابطه 3 محاسبه می­شود:

2Dit(Priceit-Midit)	Percentage effective spread =
Midit100

(3)

که در آن Price_it قیمت معامله برای سهم i در لحظه t؛ Mid_it نقطه‌ی میانی قیمت‌های مظنه خریدی و فروش قبل از زمان t و D_it یک متغیر دوگانه است که اگر سفارش خرید باشد، 1 و اگر سفارش فروش باشد، 1- است.

شاخص امتیاز محیطی راهبری شرکت i است که از طریق الگوی 4 و بر اساس تحلیل پوششی داده‌ها امتیازبندی و محاسبه می­شود:

PRICE = F(Constant + INDEPENDENCEi,t + DUALi,t +INST OWNi,t + COMPETITIONi,t +BOARD MEMBERi,t + COMPENSATIONi,t +BIG OWNi,t + DEBT RATIOi,t +MARKET VALUEi,t + εi,t

(4)

: KZ برای محاسبه محدودیت در تأمین مالی واحد تجاری از معیار کاپلان و زینگالس (1997) استفاده شده است که الگوی تعدیل شده آن در بورس اوراق بهادار تهران و به شرح زیر مورد استفاده قرار گرفته است. شرکت­هایی که در پنجک چهارم و پنجم قرار می­گیرند جز شرکت‌های دارای محدودیت مالی محسوب می­شوند.

 

 

در الگوی مذکور C بیانگر نسبت موجودی نقد، DIV سود تقسیمی، LEV اهرم مالی و MTB نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری می­باشد.

در این پژوهش برای طبقه­بندی شرکت­ها به گروه­های استراتژی از معیاری استفاده می­شود که دربرگیرنده محتمل­ترین استراتژی تجاری است که توسط شرکت‌های نمونه تأیید شده است. برای ایجاد نمره استراتژی از 4 پارامتر ارائه شده در تحقیقات قبلی از جمله هاگینز و همکاران (2015) و به شرح جدول 1 استفاده شده است:

جدول 1- معیارهای اندازه‌گیری استراتژی تجاری شرکت

ردیف	شرح
1	درصد تغییر در فروش کل
2	نسبت هزینه عمومی، اداری و فروش به فروش کل
3	نسبت تعداد کارکنان به فروش کل
4	انحراف معیار تعداد کارکنان در سال

منبع: یافته‌های پژوهشگر

شاخص­های عنوان شده برای هر سال کوانتیل­بندی شده و بر اساس کوانتیل مربوطه به شرکت­ها امتیاز 1 تا 5 داده می­شود. حداکثر نمره استراتژی که هر شرکت می­تواند کسب نماید 20 و حداقل نمره استراتژی یک شرکت 4 است. بر این اساس شرکت­هایی با امتیاز بالاتر از 17 دارای استراتژی جسورانه (تهاجمی) بوده و شرکت­هایی با امتیاز بین 4 تا 7 دارای استراتژی محافظه­کارانه (تدافعی) هستند.

 

4-2- جامعه آماری

این تحقیق از نظر قلمرو موضوعی، در حوزه تحقیقات اثباتی و در طبقه‌ی تحقیقات بازار سرمایه قرار می‌گیرد. قلمرو موضوعی در حوزه اقتصادی، در ردیف تئوری‌های رقابت و اقتصاد اطلاعات است. از نظر قلمرو مکانی، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. از نظر قلمرو زمانی نیز دوره 10 ساله 1389 الی 1398 را در برمی‌گیرد.

جامعه آماری این تحقیق شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که از سال 1389 به بعد در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند. جامعه آماری با اعمال محدودیت‌هایی که آن هم به واسطه‌ای انقطاع زمانی مشخص برای انجام آزمون و استخراج قیمت‌ها است، محدود می‌شود؛ به عبارت دیگر، نمونه‌ی آماری شامل جامعه آماری مفروض است که با محدودیت‌های زیر، مفروض می‌شوند:

• سال مالی آن‌ها به 29 اسفند ختم شود. این محدودیت به آن سبب است که قابلیت مقایسه جهت انتخاب و تشکیل پرتفوی‌ها در اختیار باشد. همچنین مبنایی برای انتخاب تاریخ استخراج قیمت‌های سهم موجود باشد.
• در طی سال‌های 1389 تا 1398 نماد معاملاتی آن‌ها برای بیش از یک سوم روزهای معاملاتی سال بسته نشده باشد. این محدودیت نیز به‌واسطه‌ی اندازه‌گیری متغیرها، به‌ویژه متغیر راهبری شرکتی است. بسته بودن نماد معاملاتی یک سهم برای مدت طولانی، خود موجب کاهش معاملات و کاهش تمایل به افشای اطلاعات بااهمیت سهم می‌شود.
• شرکت از جمله صنایع واسطه‌گری مالی و لیزینگ‌ها نباشد. علت این امر، آن است که این شرکت‌ها خود به عنوان سرمایه‌گذاران نهادی فعال در بازار سرمایه محسوب شده و اثر فعالیت‌ آن‌ها در مدل‌ها دیده شده است. ضمن اینکه این شرکت‌ها تابع مکانیزم‌های خاص متفاوت با سایر شرکت‌های فعال در صنایع هستند.

 

 

5- یافته‌های پژوهش (آمار توصیفی و نتایج فرضیات)

5- 1- آمار توصیفی

برای ارائه‌ی یک نمای کلی از خصوصیات مهم متغیرهای محاسبه شده، در جدول زیر برخی از آمارهای توصیفی این متغیرها، شامل میانگین، میانه، انحراف معیار، حداقل و اکثر مشاهدات ارائه شده است:

 

جدول 2- آمار توصیفی متغیرهای تحقیق

متغیرها	میانگین	میانه	انحراف معیار	حداکثر	حداقل
شاخص­های عدم تقارن اطلاعاتی
شکاف خریدوفروش	0172/۰-	0142/۰-	0198/0	۰۰۰۰/0	3004/۰-
توزیع مؤثر	0566/۰	0475/۰	0523/۰	9177/۰	0003/۰-
متغیرهای مؤثر بر محیط اطلاعاتی حسابداری
اهرم مالی	6563/0	6633/0	2160/0	8242/1	0970/0
ارزش دفتری به بازار	8776/0	8935/0	3617/0	5891/1	3893/0-
انحراف معیار بازده	3791/0	3174/0	2408/0	9778/0	0000/0
انحراف معیار جریان نقد عملیاتی	0152/0	0104/0	0143/0	1202/0	0000/0
بازده دارایی­ها	1340/0	0571/0	2164/0	1851/1	4321/0-
اندازه شرکت	8491/5	7911/5	628/0	5201/8	2465/4
مالکیت نهادی	7260/0	8192/0	2617/0	9906/0	0101/0
اندازه موسسه حسابرسی	2408/0	0001/0	4271/0	0008/1	0000/0
شاخص­های مبتنی بر فرضیات
محدودیت مالی	1401/0	0000/0	3473/0	0000/1	0000/0
استراتژی تهاجمی	2032/0	0000/1	4892/0	0000/1	0000/0
استراتژی تدافعی	6314/0	0000/1	4824/0	0000/1	0000/1
راهبری شرکتی	0825/0	0809/0	0535/0	2933/0	0002/0
شاخص بازده مازاد
هزینه سرمایه	1011/۰	0655/۰	2778/۰	8976/۰	7954/۰-

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با بررسی نتایج کمی آمار توصیفی متغیرهای تحقیق و با توجه به نگاره فوق ارزش 017/۰- و 056/0 برای میانگین عدم تقارن اطلاعاتی (شکاف خریدوفروش و توزیع مؤثر) است. به عبارتی، قیمت پیشنهادی خرید در بین شرکت‌های مورد مطالعه پایین‌تر از قیمت پیشنهادی فروش می­باشد چرا که میانگین به دست آمده دارای فاصله معناداری از حداکثر قیمت پیشنهادی ممکن است. میانگین محدودیت مالی بیانگر محدود بودن میزان نقدینگی نگهداری شده توسط شرکت‌های مورد مطالعه است که با توجه به محدودیت تأمین مالی 14 درصدی آن‌ها قابل توجیه است. با بررسی میانگین استراتژی­های تجاری می­توان ابراز داشت که بخش عمده­ای از شرکت‌های مورد مطالعه (63 درصد)، استراتژی محافظه­کارانه را بکار گرفته­اند که می­تواند ناشی از نوسانات موجود در بازار سرمایه باشد. میانگین 0825/0 راهبری شرکتی بیانگر انحراف محدود از مدل استاندارد راهبری شرکتی در بین شرکت‌های مورد مطالعه است. میانگین متغیرهای انحراف معیار بازده و انحراف معیار جریان نقد به ترتیب برابر با 3791/۰ و 0143/0 می­باشد. به عبارتی، چون متغیر محاسبه شده، خطای برآورد در نگاشت جریان‌های نقدی را ثبت می‌کند، ارزش کوچکتر نشان‌دهنده‌ی کیفیت و پایداری بهتر جریانات نقدی است. میانگین متغیر درصد مالکیت نهادی برابر با 7260/۰ است.

برای بررسی فرضیات اول تا چهارم پژوهش، از الگوی رگرسیونی زیر استفاده شده است به نحوی که برای هر فرضیه به صورت جداگانه برازش می­گردد:

(5)

R_i,t+1= α₀ + α₁ ROA_i,t + α₂ Size_i,t + α₃ LEV_i,t + α₃ BTM_i,t + α₄ STDOCF_i,t + α₅ STDRET_i,t + α₆ INST_i,t + α₇ BIG_i,t + λ₁ IA_i,t + λ₂ KZ_i,t + λ₃ IA_i,t × KZ_i,t + λ₄ C_Governance_i,t + λ₅ IA_i,t × C_Governance_i,t + λ₆ Strategy_i,t + λ₇ IA_i,t × Strategy_i,t + ε_i,t

 

برای برآورد الگوی مزبور طی دوره­ی زمانی 1389-1398 در چارچوب داده­های ترکیبی، ابتدا از آزمون چاو مقید استفاده شده است. این آزمون تعیین‌کننده­ی استفاده از مدل Pooled یا مدل اثرات ثابت است. اگر آماره F در سطح خطای 5 درصد، معنی­دار باشد، فرضیه­ی صفر (مدل Pooled) رد می­شود و مدل اثرات ثابت پذیرفته می­شود. نتایج آزمون چاو در جدول 3 ارائه شده است.

همان­ طور که در جدول مشاهده می­شود، آماره­ی F در سطح خطای 5 درصد برای الگوها معنی­دار نشده است، بنابراین، آزمون چاو، مشابه بودن عرض از مبدأ در تمام دوره­ها را به طور قوی رد نکرده است. از این رو، در این آزمون روش pooled پذیرفته می­شود.

 

 

 

 

جدول 3- نتایج آزمون F لیمر برای الگوهای تحقیق

معیار عدم تقارن اطلاعاتی	معیار فرضیه	آماره	سطح خطا	روش پذیرفته شده
شکاف خریدوفروش	محدودیت مالی	0032/1	4784/0	داده­های تلفیقی
شکاف خریدوفروش	راهبری شرکتی			داده­های تلفیقی
شکاف خریدوفروش	استراتژی جسورانه			داده­های تلفیقی
شکاف خریدوفروش	استراتژی محافظه‌کارانه			داده­های تلفیقی
توزیع مؤثر	محدودیت مالی	0452/1	3611/0	داده­های تلفیقی
توزیع مؤثر	راهبری شرکتی			داده­های تلفیقی
توزیع مؤثر	استراتژی جسورانه			داده­های تلفیقی
توزیع مؤثر	استراتژی محافظه‌کارانه			داده­های تلفیقی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6- نتایج آزمون فرضیات تحقیق

فرضیه اول: محدودیت مالی و قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی

در پژوهش حاضر، از آزمون دوربین- واتسون و وولدریچ جهت تشخیص خودهمبستگی مدل استفاده شده است. علاوه بر این، از آزمون فیشر جهت بررسی معناداری کل مدل استفاده شده است. جدول 4 نتایج حاصل از برآورد مدل­های تحقیق را نشان می­دهد.

 

جدول 4 – نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات

توزیع مؤثر				شکاف خریدوفروش
VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	متغیر
09/1	04/0	042/2	627/0	06/1	022/0	293/2	331/0	عدم تقارن اطلاعاتی (IA)
06/1	997/0	003/0-	001/0-	12/1	172/0	362/1	044/0	محدودیت مالی (KZ)
12/1	992/0	011/0-	008/0-	21/1	058/0	89/1-	693/0-	IA × KZ
06/1	004/0	898/2	073/0	12/1	002/0	041/3	07/0	اندازه موسسه حسابرسی
50/1	001/0	810/4	048/0	09/1	00/0	927/4	053/0	ارزش دفتری به بازار
09/1	443/0	767/0	052/0	06/1	466/0	731/0	058/0	مالکیت نهادی
10/1	940/0	076/0	003/0	08/1	983/0	021/0-	004/0-	اهرم مالی
64/1	762/0	303/0-	015/0-	66/1	923/0	098/0-	009/0-	بازده دارایی
05/1	617/0	502/0	024/0	07/1	534/0	625/0-	036/0	اندازه شرکت
05/1	364/0	907/0-	614/0-	04/1	335/0	96/0-	64/0-	انحراف معیار جریان نقد
62/1	00/0	845/3-	112/0-	64/1	00/0	842/3-	11/0-	انحراف معیار بازده
-	786/0-	272/0-	094/0-	-	691/0	4/0-	141/0-	جز ثابت
		1764/0				1737/0		ضریب تعیین
		1311/0				1295/0		ضریب تعیین تعدیل شده
		646/1(236/0)				481/1(223/0)		آماره وولدریج
		300/1(254/0)				917/1(208/0)		آزمون ناهمسانی
		4695/2				4701/2		آماره دوربین واتسون
		2182/2				2065/2		آماره F
		0064/0				0073/0		احتمال آماره F
*،**،*** به ترتیب بیانگر معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصد می­باشند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

مطابق جدول 4، عدم تقارن اطلاعاتی که بر حسب معیار شکاف خریدوفروش و توزیع مؤثر اندازه‌گیری شده است، به طور متوسط قیمت‌گذاری می‌شود. ضریب عدم تقارن اطلاعات (λ1) در مدل، مثبت و معنی‌دار می‌باشد. ضریب محدودیت مالی (λ2) معنی‌دار نمی­باشد. ضرایب متغیرهای عدم تقارن اطلاعاتی (λ1) و محدودیت مالی (λ2) در واقع اثرات مجزای این دو متغیر را نشان می‌دهد.

همچنین برای آزمون نقش محدودیت مالی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات، ضریب مورد نظر، ضریب ارتباط متقابل بین محدودیت مالی و عدم تقارن اطلاعاتی یعنی λ3 است. این ضریب در واقع جزء قیمت‌گذاری اضافی مازاد بر عوامل مجزا را نشان می‌دهد. بر مبنای فرضیات و طرح نظری مسئله تحقیق، قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، در شرایط محدودیت مالی بالا کاهش می‌یابد، بنابراین انتظار بر منفی بودن ضریب 3λ است. در حقیقت ضریب منفی در این ارتباط متقابل نشان‌دهنده‌ی آن است که با افزایش محدودیت مالی، سطح قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی کاهش می‌یابد. نتایج جدول 4، نشان می‌دهد که فقط برای مدل شکاف خریدوفروش، ضریب 3λ منفی و در سطح خطای 5 درصد معنی‌دار می‌باشد. این نشان می‌دهد که قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات در سطوح با محدودیت مالی بالاتر، کمتر است. نتایج این آزمون نشان می‌دهد که با توجه به معنی‌دار شدن ضریب، محدودیت مالی قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی را تحت تأثیر قرار می‌دهد.

این نتیجه مطابق با پیش‌بینی تحقیق (یعنی قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی با محدودیت مالی بالاتر کاهش می‌یابد) و نیز نتیجه مطالعات سایر محققانی همچون بیدل و همکاران (2010) است.

فرضیه دوم: راهبری شرکتی و قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی

مطابق جدول 5، عدم تقارن اطلاعاتی که بر حسب معیار شکاف خریدوفروش و توزیع مؤثر اندازه‌گیری شده است، به طور متوسط قیمت‌گذاری می‌شود. ضریب عدم تقارن اطلاعات (λ1) در مدل، مثبت می‌باشد. ضریب راهبری شرکتی (λ2) معنی‌دار می­باشد. ضرایب متغیرهای عدم تقارن اطلاعاتی (λ1) و راهبری شرکتی (λ2) در واقع اثرات مجزای این دو متغیر را نشان می‌دهد.

 

جدول 5 - نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات

توزیع مؤثر				شکاف خریدوفروش
VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	متغیر
08/1	101/0	648/1	618/0	06/1	202/0	282/1	359/0	عدم تقارن اطلاعاتی (IA)
41/1	022/0	202/2	389/0	10/1	016/0	373/2	661/0	راهبری شرکتی (CG)
43/1	00/0	539/3-	076/18-	05/1	823/0	224/0-	470/0-	IA × CG
07/1	004/0	668/2	040/0	11/1	005/0	627/2	038/0	اندازه موسسه حسابرسی
52/1	00/0	785/3	081/0	09/1	00/0	711/3	072/0	ارزش دفتری به بازار
07/1	538/0	621/0-	021/0-	06/1	617/0	494/0-	018/0-	مالکیت نهادی
10/1	00/0	050/7-	185/0-	08/1	00/0	461/6-	184/0-	اهرم مالی
61/1	479/0	713/0	022/0	66/1	364/0	912/0	027/0	بازده دارایی
07/1	811/0	239/0-	003/0-	07/1	874/0	161/0	003/0	اندازه شرکت
05/1	00/0	685/5-	433/1-	04/1	00/0	726/4-	320/1-	انحراف معیار جریان نقد
62/1	636/0	478/0-	011/0-	64/1	409/0	825/0-	022/0-	انحراف معیار بازده
-	158/0	413/1	140/0	-	454/0	750/0	089/0	جز ثابت
		0979/0				1007/0		ضریب تعیین
		0864/0				0898/0		ضریب تعیین تعدیل شده
		744/1(197/0)				374/1(2007/0)		آماره وولدریج
		697/1(156/0)				108/1(427/0)		آزمون ناهمسانی
		9831/1				0049/2		آماره دوربین واتسون
		4190/2				6979/8		آماره F
		0000/0				0000/0		احتمال آماره F

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همچنین برای آزمون نقش راهبری شرکتی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات، ضریب مورد نظر، ضریب ارتباط متقابل بین راهبری شرکتی و عدم تقارن اطلاعاتی یعنی λ3 است. این ضریب در واقع جزء قیمت‌گذاری اضافی مازاد بر عوامل مجزا را نشان می‌دهد. بر مبنای فرضیات و طرح نظری مسئله تحقیق، قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، در شرایط راهبری شرکتی بالا کاهش می‌یابد، بنابراین انتظار بر منفی بودن ضریب 3λ است. در حقیقت ضریب منفی در این ارتباط متقابل نشان‌دهنده‌ی آن است که با افزایش راهبری شرکتی، سطح قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی کاهش می‌یابد. نتایج جدول 5، نشان می‌دهد که فقط برای مدل توزیع مؤثر، ضریب 3λ منفی و در سطح خطای 5 درصد معنی‌دار می‌باشد. این نشان می‌دهد که قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات در سطوح با راهبری شرکتی بالاتر، کمتر است. نتایج این آزمون نشان می‌دهد که با توجه به معنی‌دار شدن ضریب، راهبری شرکتی قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی را تحت تأثیر قرار می‌دهد.

 

فرضیه سوم: استراتژی جسورانه و قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی

مطابق جدول 6، عدم تقارن اطلاعاتی که بر حسب معیار شکاف خریدوفروش و توزیع مؤوثر اندازه‌گیری شده است، به طور متوسط قیمت‌گذاری می‌شود. ضریب عدم تقارن اطلاعات (λ1) در مدل، مثبت می‌باشد. ضریب استراتژی جسورانه (λ2) می­باشد. ضرایب متغیرهای عدم تقارن اطلاعاتی (λ1) و استراتژی جسورانه (λ2) در واقع اثرات مجزای این دو متغیر را نشان می‌دهد.

همچنین برای آزمون نقش استراتژی جسورانه بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات، ضریب مورد نظر، ضریب ارتباط متقابل بین استراتژی جسورانه و عدم تقارن اطلاعاتی یعنی λ3 است. این ضریب در واقع جزء قیمت‌گذاری اضافی مازاد بر عوامل مجزا را نشان می‌دهد. بر مبنای فرضیات و طرح نظری مسئله تحقیق، قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، در شرایط استراتژی جسورانه افزایش می‌یابد، بنابراین انتظار بر مثبت بودن ضریب 3λ است. در حقیقت ضریب مثبت در این ارتباط متقابل نشان‌دهنده‌ی آن است که استراتژی جسورانه، سطح قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی را افزایش می‌یابد. نتایج جدول، نشان می‌دهد که فقط برای مدل توزیع مؤثر، ضریب 3λ مثبت و در سطح خطای 5 درصد معنی‌دار می‌باشد. این نشان می‌دهد که قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات در سطوح با استراتژی جسورانه، بیشتر است. نتایج این آزمون نشان می‌دهد که با توجه به معنی‌دار شدن ضریب، استراتژی جسورانه قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی را تحت تأثیر قرار می‌دهد.

 

 

 

 

 

جدول 6 -نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات

توزیع مؤثر				شکاف خریدوفروش
VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	متغیر
09/1	833/0	215/0	074/0	06/1	012/0	547/2	343/0	عدم تقارن اطلاعاتی (IA)
14/1	827/0	224/0	007/0	23/1	501/0	674/0	014/0	استراتژی جسورانه (ASTRATEGY)
60/1	007/0	703/2	207/1	17/1	994/0	007/0	001/0	IA × ASTRATEGY
06/1	006/0	760/2	070/0	11/1	004/0	892/2	038/0	اندازه موسسه حسابرسی
51/1	00/0	322/5	048/0	09/1	00/0	393/4	083/0	ارزش دفتری به بازار
08/1	426/0	799/0	055/0	06/1	673/0	424/0-	016/0-	مالکیت نهادی
10/1	956/0	054/0	003/0	08/1	00/0	383/6-	176/0-	اهرم مالی
64/1	781/0	280/0-	013/0-	66/1	571/0	574/0	017/0	بازده دارایی
05/1	581/0	553/0	027/0	07/1	712/0	370/0	005/0	اندازه شرکت
05/1	374/0	890/0-	602/0-	04/1	00/0	373/3-	259/1-	انحراف معیار جریان نقد
62/1	00/0	865/3-	101/0-	64/1	008/0	650/2-	056/0-	انحراف معیار بازده
-	736/0	337/0-	122/0-	-	335/0	966/0	108/0	جز ثابت
		1779/0				0861/0		ضریب تعیین
		1346/0				0738/0		ضریب تعیین تعدیل شده
		638/1(212/0)				564/1(1911/0)		آماره وولدریج
		618/1(156/0)				71/1(105/0)		آزمون ناهمسانی
		4739/2				1658/2		آماره دوربین واتسون
		2430/1				2322/7		آماره F
		0471/0				0000/0		احتمال آماره F
*،**،*** به ترتیب بیانگر معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصد می­باشند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

فرضیه چهارم: استراتژی محافظه­کارانه و قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی

مطابق جدول 7، عدم تقارن اطلاعاتی که بر حسب معیار شکاف خریدوفروش و توزیع مؤثر اندازه‌گیری شده است، به طور متوسط قیمت‌گذاری می‌شود. ضریب عدم تقارن اطلاعات (λ1) در مدل، مثبت می‌باشد. ضریب استراتژی محافظه‌کارانه (λ2) می­باشد. ضرایب متغیرهای عدم تقارن اطلاعاتی (λ1) و استراتژی محافظه‌کارانه (λ2) در واقع اثرات مجزای این دو متغیر را نشان می‌دهد.

 

جدول 7 نتایج حاصل از برآورد مدل قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات

توزیع مؤثر				شکاف خریدوفروش
VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	VIF	سطح معناداری	آماره t	ضریب	متغیر
09/1	033/0	177/2-	187/1-	08/1	003/0	192/3	487/0	عدم تقارن اطلاعاتی (IA)
04/1	120/0	518/1	024/0	15/1	111/0	584/1	037/0	استراتژی محافظه‌کارانه (CSTRATEGY)
25/1	02/0	297/2-	693/1-	84/1	044/0	015/2-	503/0-	IA × CSTRATEGY
06/1	004/0	932/2	044/0	11/1	008/0	652/2	041/0	اندازه موسسه حسابرسی
51/1	014/0	589/2	088/0	09/1	011/0	585/2	087/0	ارزش دفتری به بازار
09/1	286/0	73/1-	025/0-	05/1	446/0	762/0-	02/0-	مالکیت نهادی
10/1	00/0	189/7-	182/0-	08/1	001/0	377/7-	182/0-	اهرم مالی
64/1	612/0	508/0	015/0	66/1	643/0	463/0	019/0	بازده دارایی
05/1	829/0	218/0	003/0	04/1	787/0	270/0	014/0	اندازه شرکت
05/1	005/0	978/2-	363/1-	05/1	016/0	421/2-	27/1-	انحراف معیار جریان نقد
63/1	079/0	761/1-	053/0-	64/1	039/0	072/2-	069/0-	انحراف معیار بازده
-	083/0	728/1	146/0	-	211/0	289/1	128/0	جز ثابت
		0744/0				0771/0		ضریب تعیین
		0630/0				0643/0		ضریب تعیین تعدیل شده
		324/1(402/0)				113/1(511/0)		آماره وولدریج
		218/1(280/0)				519/1(157/0)		آزمون ناهمسانی
		1470/2				1470/2		آماره دوربین واتسون
		1932/6				4430/6		آماره F
		0000/0				0000/0		احتمال آماره F
*،**،*** به ترتیب بیانگر معناداری در سطح خطای ۱، ۵ و ۱۰ درصد می­باشند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همچنین برای آزمون نقش استراتژی محافظه‌کارانه بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، ضریب مورد نظر، ضریب ارتباط متقابل بین استراتژی محافظه‌کارانه و عدم تقارن اطلاعاتی یعنی λ3 است. این ضریب در واقع جزء قیمت‌گذاری اضافی مازاد بر عوامل مجزا را نشان می‌دهد. بر مبنای فرضیات و طرح نظری مسئله تحقیق، قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، در شرایط استراتژی محافظه‌کارانه کاهش می‌یابد، بنابراین انتظار بر منفی بودن ضریب 3λ است. در حقیقت ضریب منفی در این ارتباط متقابل نشان‌دهنده‌ی آن است که استراتژی محافظه‌کارانه، سطح قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی کاهش می­یابد. نتایج جدول 7، نشان می­دهد که برای مدل شکاف خریدوفروش و توزیع مؤثر، ضریب 3λ منفی و در سطح خطای 5 درصد معنی‌دار می­باشد. این نشان می‌دهد که قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعات در سطوح با استراتژی محافظه‌کارانه، کمتر است. نتایج این آزمون نشان می‌دهد که با توجه به معنی‌دار شدن ضریب، استراتژی محافظه‌کارانه قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی را تحت تأثیر قرار می‌دهد.

 

بررسی فرضیات با رویکرد معادلات ساختاری

مدل­یابی معادلات ساختاری یک رویکرد جامع برای آزمون فرضیات، درباره­ی روابط متغیرهای مشاهده شده و مکنون است. در این بخش از پژوهش از مدل­یابی معادلات ساختاری با کمک روش حداقل مربعات جزیی و نرم‌افزار smart Pls جهت آزمون فرضیات و صحت مدل استفاده شده است. مزیت این نرم‌افزار نسبت به دیگر نرم‌افزارهای مشابه، نداشتن محدودیت ناشی از تعداد نمونه می­باشد.

مدل­یابی ساختاری به وسیله­ی برآورد مسیر بین متغیرها و تعیین شاخص­های برازش مدل بررسی شود. روش برآورد ناپارامتری است. از این‌رو شاخص­های بدست آمده همگی کیفیت برازش را نشان می­دهند. به این معنی که این شاخص­ها، عددی بین صفر تا 1 می‌باشند و هرچه مقدار آن‌ها به یک نزدیکتر باشد، نشان‌دهنده برازش بهتر مدل می­باشد (همانند شاخص ضریب تعیین در رگرسیون). این شاخص­ها به ترتیب مطلق و نسبی (معیاری برای نزدیک بودن مقادیر برآورد شده متغیر وابسته از طریق مدل برازش شده، نسبت به داده‌های اصلی) و همچنین مدل بیرونی (اندازه‌گیری متغیرها از طریق تحلیل عاملی و روایی سازه­ها) و مدل درونی (برازش مدل ساختاری) نامیده می­شوند. همانطور که در جدول زیر ملاحظه می­شود همگی نمایانگر برازندگی کیفیت مدل می­باشند.

 

جدول 8- شاخص‌های نیکویی برازش

شاخص	مقدار
مطلق	818/0
نسبی	954/0
مدل بیرونی	982/0
مدل درونی	983/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

نتایج حاصل از مدل‌سازی ساختاری فرضیات و متغیرهای تحقیق به شرح زیر می­باشد:

 

جدول 9- نتایج حاصل از معادلات ساختاری

ضریب رگرسیونی	احتمال	نتیجه
عدم تقارن اطلاعات	ï	هزینه سرمایه	07/0-	064/0	تأیید
محدودیت مالی	ï	هزینه سرمایه	29/0	000/0	تأیید
راهبری شرکتی	ï	هزینه سرمایه	28/0	089/0	تأیید
استراتژی تجاری	ï	هزینه سرمایه	43/0	000/0	تأیید

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

اولین گام در آزمون مدل­های تعدیل­گر شناسایی وجود یا عدم وجود متغیر تعدیل گر است. برای پاسخ به وجود یا عدم وجود متغیر تعدیل‌گر حسب مقیاس­ متغیرهای مستقل، تعدیل­گر و وابسته، چهار آزمون رایج شامل: آزمون معناداری تغیر ضریب تعیین، آزمون چاو، آزمون همگنی شیب‌ها و آزمون تحلیل واریانس عاملی استفاده می­شود.

در نهایت، با توجه به فرضیات و روابط بین خروجی­های نرم‌افزار معادله 6 استخراج می­گردد:

 

مدل استخراجی:

 

(6)

تعریف متغیرها در بالا آورده شده است.

 

7- بحث و نتیجه‌گیری

در این پژوهش به‌صورت نظری و تجربی به بررسی عدم تقارن اطلاعاتی با توجه به نقش تعدیل شوندگی ویژگی­های مالی و محیطی در بازار سرمایه ایران در شرکت‌های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته شده است.

 تفاوت اطلاعاتی در اثر عدم تقارن اطلاعاتی که در ساختار شرکت‌های سهامی پیچیده بین مدیریت و گروه ذی‌نفعان وجود دارد ایجاد می‌شود. جریان اطلاعات، پارامتر کلیدی در یک فعالیت اقتصادی است و به عنوان یک عامل اصلی در ظهور، ثبات و کارایی بازارهای سرمایه عمل می‌کند (استیگلیز، 2004). جریان اطلاعات در محیط بازار، رفتار فعالان بازار را تحت تأثیر قرار می‌دهد. طبیعی است که افراد فعال در بازار، سهم متفاوتی از این گردش اطلاعات داشته باشند. به لحاظ تجربی نیز واضح است که افراد، اطلاعات متفاوت دارند. اطلاعاتی که آن‌ها دارند، رفتارشان را در بسیاری از مواقع تحت تأثیر قرار می‌دهد. این خود گویای عدم تقارن اطلاعاتی بین دو طرف یک معامله است (لائوری، 2003). این عدم تقارن اطلاعاتی ناشی از گردش متفاوت اطلاعات در میان فعالان بازار است.

محیط اطلاعاتی که سرمایه‌گذاران در آن داد و ستد می‌کنند، پیوسته با انتشار (جریان) اطلاعات تغییر می‌یابد. این تغییر در جریان اطلاعات، منجر به تجدید ارزیابی ریسک توسط سرمایه‌گذاران می­شود. استفاده از اطلاعات مالی و حسابداری به منظور برقراری توازن بین ریسک و بازده، منجر به بهبود تصمیم‌گیری سرمایه‌گذاران می‌شود؛ زیرا اغلب تصمیمات مالی در حالت عدم اطمینان اتخاذ می‌شود و اطلاعات در این گونه موارد، نقش مهمی در کاهش عدم اطمینان خواهد داشت. ناهمگنی میان تفاسیر سرمایه‌گذاران و نابرابری اطلاعاتی ناشی از بی­قاعدگی‌ها در گردآوری و پردازش اطلاعات در نتیجه‌ی روش‌های مورد استفاده و مهارت‌های مختلف به کار گرفته شده نیز خود عامل دیگری در محیط اطلاعاتی حسابداری است.

نتایج فرضیه اول تحقیق مبنی بر اثر محدودیت مالی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، تأیید شده است. در این راستا می­توان ابراز داشت که عدم تقارن اطلاعاتی هزینه سرمایه شرکت را افزایش می‌دهد چرا که معامله‌گران کمتر مطلع تشخیص می‌دهند که در یک وضعیت بد اطلاعاتی قرار دارند و در نتیجه دارایی‌های کمتری نگهداری می‌کنند. این به نوبه‌ی خود قیمت اوراق بهادار با درجه‌ی بالایی از اطلاعاتی خصوصی را به سمت پایین هدایت می‌کند. سهامداران در شرایط وجود محدودیت مالی و نیاز به تأمین منابع، محدودیت­های بیشتری را نسبت به برآوردها و خوش­بینی مدیران لحاظ می­کنند به نحوی که احتمال شکست کاهش یافته و قیمت سهام به قیمت واقعی نزدیک­تر شود. نتایج حاصل از یافته­های فرضیه اول با تحقیقات تان (2017) هماهنگی دارد.

نتایج فرضیه دوم تحقیق مبنی بر اثر راهبری شرکتی بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، تأیید شده است. در این راستا می­توان ابراز داشت که راهبری شرکتی نظارت اثربخش توسط مدیران و قراردادها را به عنوان بخشی از سازوکارهای راهبری شرکتی، تسهیل می­کند. راهبری شرکتی منجر به افزایش شفافیت اطلاعاتی و مخابره اخبار مساعد به بازار سرمایه شده به نحوی که احتمال گزینش نادرست توسط سرمایه­گذاران کاهش یافته و قیمت سهام به قیمت واقعی نزدیک­تر شود. نتایج حاصل از یافته­های فرضیه دوم با تحقیقات تان (2017) هماهنگی دارد.

نتایج فرضیه سوم تحقیق مبنی بر اثر استراتژی تهاجمی (جسورانه) بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، تأیید شده است. در این راستا می­توان ابراز داشت که استراتژی جسورانه اختیارات بیشتری برای مدیران فراهم می­کند، زیرا دنبال کردن استراتژی مبتنی بر بازار و نوآورانه نیازمند سرمایه­گذاری در چندین تکنولوژی جدید است تا موجب طراحی محصولات و اکتشاف بازارهای جدید شود. با توجه به تأکید بر کشف ایده­های جدید و استراتژی­های تهاجمی، کنترل رفتارهای مدیریت دشوار است. نتایج حاصل از یافته­های فرضیه سوم با تحقیقات کونانت، موکوا و وارادارجین (1990) هماهنگی دارد.

نتایج فرضیه چهارم تحقیق مبنی بر اثر استراتژی تدافعی (محافظه‌کارانه) بر قیمت‌گذاری عدم تقارن اطلاعاتی، تأیید شده است. مدیران محافظه­کار برای به حداکثر رساندن بهره­وری تولید، به طور مداوم بر تقویت توانایی­های فنی و اداری در فناوری فعلی خود تمرکز می­کنند. تمایل و رویکرد مدیران محافظه­کار منجر به افزایش توانایی آن‌ها برای از بین بردن سرمایه­گذاری­های غیر مرتبط می­گردد. شرکت‌های دارای استراتژی محافظه­کارانه، با کاهش اختیارات مدیریتی، اعمال قوانین و اتخاذ رویه­های سخت­گیرانه در فعالیت­های تجاری خود (برای کاهش ریسک)، باعث ایجاد انگیزه در مدیران برای کاهش قیمت­گذاری عدم تقارن اطلاعاتی می­شوند.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

[1]- گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.      [e-mail]

[2]- گروه حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران، نویسنده مسئول.    [e-mail]

 

[i] Debreu

[ii] Arrow

[iii] Stigler

[iv] Bhattacharya

[v] Investor Recognition Hypothesis

^[vi] Merton

مراجع

• بخشایش، مریم، (1377)، "بررسی رابطه میان عدم تقارن اطلاعاتی و حساسیت سرمایه‌گذاری جریان نقدی در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد واحد یزد.
• جمشیدی، ناصر و حسن قالیباف اصل، (1397)، "بررسی تأثیر شخصیت سرمایه‌گذاران بر رفتار معاملاتی و عملکرد سرمایه‌گذاری آنان شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه علمی-پژوهشی تحقیقات مالی، 20(1)، صص 75-90
• خانی، عبدالله و زیبا قجاوند، (1391)، "تأثیر طیف رقابتی بازار بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه عادی"، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، سال چهارم، شماره چهارم، شماره پیاپی (14)، صص 67-88
• خوبانی، محمد علی، (1389)، "بررسی رابطه‌ی کیفیت سود با عدم تقارن اطلاعاتی"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، موسسه آموزش عالی، غیر انتفاعی رجاء قزوین.
• قائمی، محمد حسین، محمد رحیم پور، روح الله نوذری و بهزاد روحی، (1389)، "اعلان سودهای فصلی و عدم تقارن اطلاعاتی"، مجله پیشرفت‌های حسابداری، دوره 2، شماره 2، صص 31-50
• خدادادی، ولی و مهدی عربی، (1394)، "اثر تعدیل‌کننده‌ عدم اطمینان محیطی بر رابطه‌ بین مدیریت سود و عدم تقارن اطلاعاتی"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 7، شماره 26، صص 51-66
• محمد زاده، حیدر و عیسی ابیضی، (1399)، "تأثیر سرمایه اجتماعی بر هزینه سرمایه با تأکید بر عدم تقارن اطلاعاتی"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 12، شماره 46، صص 203-232
• هاشمی، سید عباس و محمد صادقی، (1390)، " رابطه عدم تقارن اطلاعاتی و سرمایه‌گذاری در دارایی‌های سرمایه‌ای"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 3، شماره 90، صص 49-67
• Akerlof,G., Michael Spence and Joseph Stiglitz, (1970), “Markets with Asymmetric Information”, At URL:http://www. Nobelprize. org Economist.
• Arrow, K. J, (1964), “The Role of Securities in the Optimal Allocation of Risk-bearing”, The Review of Economic Studies, 31(2), PP. 91-96.
• Akins, B., Ng, J. & Verdi, R, (2012), “Investor Competition over Information and the Pricing of Information Asymmetry”, The Accounting Review, 87(1), PP. 35–58
• Barron, O. E., Sheng, X., & Thevenot, M, (2014), “The Information Environment and Cost of Capital”, Available at SSRN 2099825.
• Bhattacharya, N., Desai, H., & Venkataraman, K, (2013), “Does Earnings Quality Affect Information Asymmetry? Evidence from Trading Costs”, Contemporary Accounting Research, 30(2), PP. 482-516.
• Biddle, G., Hilary, G., Verdi, R.S, (2010), “How Does Financial Reporting Quality Relate toInvestment Efficiency?”, Journal of Accounting and Economics, 49(1-2), PP. 58-74.
• Conant, Jeffrey S. Mokwa, Michael P & Varadarajan, P. Rajan, (1990), "Strategic Types, Distinctive Marketing Competencies and Organizational Performance: a Multiple Measures-Based Study", Strategic Management Journal, 11(3), PP. 365-383
• Chen, C., Xiumin, M., Roychowdhury, S., Xin, W., & Matthew, B, (2016), “Clarity Begins at Home: Internal Information Asymmetry and External Communication Quality”, Forthcoming the Accounting Review, 93(1), PP. 71-101.
• Debreu, G, (1959), “Theory of Value: An Axiomatic Analysis of Economic Equilibrium”, (No. 17). Yale University Press
• Glosten, L. R., & Milgrom, P. R, (1985), “Bid, Ask and Transaction Prices in a Specialist Market with Heterogeneously Informed Traders”, Journal of Financial Economics, 14(1), PP. 71-100
• Hasbrouck, J., & Seppi, D. J, (2001), “Common Factors in Prices, Order Flows, and Liquidity”, Journal of financial Economics, 59(3), PP. 383-411.
• Higgins, D., T.C. Omer, and J.D. Phillips, (2015), “The Influence of a Firm’s Business Strategy on its Tax Aggressiveness”, Contemporary Accounting Research 32, PP. 674–702.
• Hribar, P. and H. Yang, (2016), “CEO Overconfidence and Management Forecasting”, Contemporary Accounting Research, Vol. 33, No. 1, PP. 204–27.
• Hughes, J. S., Liu, J., & Liu, J, (2007), “Information Asymmetry, Diversification, and Cost of Capital”, The Accounting Review, 82(3), PP. 705-729.
• Kim, O., & Verrecchia, R. E, (1994), “Market Liquidity and Volume around Earnings Announcements”, Journal of Accounting and Economics, 17(1-2), PP. 41-67.
• Lauri, A, (2003), “Asymmetric Information: Theory and Applications”, Tu-91. 167 Seminar in Strategy and International Business.
• Lin, T., Y. Chen,and H. Tsai, (2017), “The Relationship among Information Asymmetry, Dividend Policy and Ownership Structure”, Finance Research Letters20, PP. 1-12.
• Merton, R., (1987), “A Simple Model of Capital Market Equilibrium with Incomplete Information”, Journal of Finance 42, PP. 483–510.
• Myers, S. C. and N. S. Majluf, (1984), “Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information that Investors Do Not Have”, Journal of Financial Economics, Vol. 13, No. 2, 187–221.
• Patel, K., R. A. Pereira, and K. V. Zavodov,(2009), “Mean‐Reversion in REITs Discount to NAV & Risk Premium”, Journal of Real Estate Finance and Economics, Vol. 39, No. 3, PP. 229–47.
• Richardson, V. J, (2000), “Information Asymmetry and Earnings Management: Some Evidence”, Review of Quantitative Finance and Accounting, 15(4), PP. 325-347.
• Scott, W. R, (2013), “Financial Accounting Theory”, Upper Saddle River, NJ: Prentice hall.
• Stigler, G. J, (1961), “The Economics of Information”, The Journal of Political Economy, PP. 213-225.
• Tan, K. J. K, (2017), “Why Do Overconfident REIT CEOs Issue More Debt? Mechanisms and Value Implications”, Abacus, 53: 319–348. doi: 10.1111/abac.12111.

 

 

 

یادداشت‌ها