نقش کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی در کاهش انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه

مقدمه

تصمیم‌گیری دربارۀ تعیین میزان بدهی و حقوق صاحبان سهام در ساختار سرمایه از مهم‌ترین وظایف مدیران است. بهینه‌بودن ساختار سرمایه برای شرکت، اهمیت بسزایی دارد؛ زیرا ساختار سرمایه در ریسک، بازده مدّنظر سهام و میزان حساسیت شرکت نسبت به شرایط خرد و کلان تجاری تأثیر می‌گذارد ]6[. ازجمله عواملی که بر ساختار سرمایه تأثیر می‌گذارد، عدم تقارن اطلاعاتی مدیران و سرمایه‌گذاران است ]26، 27[. عدم تقارن اطلاعاتی به ایجاد ساختار سرمایۀ غیر‌بهینه‌ای برای واحد تجاری منجر می‌شود ]28[.افزایش کیفیت گزارشگری مالی و ارتقای کیفیت افشای اطلاعات نیز یکی از راه‌های کاهش عدم تقارن اطلاعاتی است ]4، 19[؛ بنابراین انتظار می‌رود افزایش کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا، میزان انحراف ساختار سرمایۀ شرکت را از حالت بهینۀ آن کاهش دهد و موجب به‌کارگیری ترکیب بهینه‌تری از بدهی‌ها و حقوق صاحبان سهام در ساختار سرمایۀ واحد تجاری شود.

در پژوهش‌های پیشین داخلی، تأثیر عواملی مانند مؤلفه‌های حاکمیت شرکتی ]14، 25، 33[، انعطاف‌پذیری مالی]13[، عدم تقارن اطلاعاتی ]15، 17[و ویژگی‌های شرکت ]2-8-10-16-18-39[ بر ساختار سرمایه بررسی شده است و یا با استفاده از روش‌هایی مانند تحلیل پوششی داده‌ها^[1] (34[و الگوریتم ژنتیک^[2] ]35[به تعیین ساختار سرمایۀ بهینۀ شرکت‌ها اقدام شده است؛ با این حال، به این موضوع توجه نشده است که آیا مؤلفه‌های مدّنظر (به‌ویژه کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی) به ایجاد یک ساختار سرمایۀ بهینه کمکی می‌کند یا خیر. در این پژوهش، ابتدا با استفاده از رویکرد ساین و ویلیامز^[3] (2015) ]36[ ساختار بهینۀ سرمایه (نسبت اهرمی بهینه) برای هر شرکت و سپس انحراف ساختار سرمایۀ شرکت‌ها از حالت بهینه محاسبه و درادامه، نقش کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی در کاهش میزان انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه آزمون شده است. افزون بر این، میزان تأثیر کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی بر انحراف مثبت و منفی از سطح بهینۀ ساختار سرمایه مقایسه و آزمون شده است.

درادامه، مبانی نظری و مروری بر پیشینۀ پژوهش (شامل پژوهش‌های خارجی و داخلی)، فرضیه‌های پژوهش، روش پژوهش (شامل نحوۀ انتخاب شرکت‌های مدّنظر و نیز الگو‌ها و متغیرهای پژوهش)، یافته‌های پژوهش و در پایان، نتیجه‌گیری و پیشنهادها ارائه شده است.

مبانی نظری

یکی از پرسش‌های اساسی در مالی شرکتی، این است که چه عواملی در ساختار سرمایۀ شرکت تأثیر می‌گذارد. به‌علاوه، پرسش دیگر، آن است که آیا ساختار سرمایۀ شرکت، بهینه است؟ در بازار‌های کارا که هیچگونه عدم تقارن اطلاعاتی وجود ندارد، ارزش شرکت از ساختار سرمایۀ آن تأثیر نمی‌پذیرد]24[؛ با این‌حال، در شرایط عدم تقارن اطلاعاتی، مسائل ناشی از پدیدۀ گزینش نامناسب^[4] در ساختار سرمایه و به‌تبع آن، در ارزش شرکت تأثیر می‌گذارد ]1، 3[. نامتقارن‌بودن اطلاعات به ایجاد ساختار سرمایۀ غیربهینه به دو شکل بیش‌اهرمی^[5] یا کم‌اهرمی^[6] منجر می‌شود. در ساختار سرمایۀ بیش (کم) اهرمی، میزان بدهی‌ها بیشتر (کمتر) از مقدار بهینۀ آن است ]37[. در این شرایط، افزایش کیفیت گزارشگری مالی و کیفیت افشا با تأثیری که در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی دارد، مشکلات مربوط به گزینش نامناسب را می‌تواند تسکین دهد و میزان انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه را کمتر کند ]20، 38[. به عقیده چانگ^[7] و همکاران (2009) شرکت‌های با کیفیت گزارشگری بهتر، در تأمین مالی، انعطاف‌پذیری بیشتری دارند و به همین دلیل، ساختار سرمایۀ آنها به حالت بهینه نزدیک‌تر است ]5[. زمانی که در بازار سرمایه، عدم تقارن اطلاعاتی وجود داشته باشد، به‌دلیل ایجاد مشکل گزینش نامناسب، شرکت‌ها نخواهند توانست نیازهای مالی خود را به‌طور کامل از بازار سرمایه تأمین کنند و این موضوع، شرکت‌ها را به سوی تأمین مالی با بازارهای بدهی سوق می‌دهد. این امر سبب می‌شود در مقایسه با حقوق صاحبان سهام، نقش بدهی‌ها در ساختار سرمایه، پررنگ‌تر شود و ساختار سرمایۀ شرکت به حالت بیش‌اهرمی برسد ]40[. در بازارهای بدهی، اعتباردهندگان برای ارائۀ اعتبارات، علاوه بر گزارش‌های مالی (که یک پیام عمومی است) از شرکت‌ها درخواست اطلاعات بیشتری می‌کنند که به‌طور معمول، شامل اطلاعات محرمانه نیز می‌شود. به همین دلیل، ساین و ویلیامز (2015) عقیده دارند در شرکت‌هایی با ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی (در مقایسه با شرکت‌هایی با ساختار سرمایۀ کم‌اهرمی)، افزایش کیفیت گزارشگری مالی و افزایش کیفیت افشا، تأثیر (کاهشی) بیشتری در انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه دارد ]36[.

در این زمینه، اسکات^[8] (1972) دریافت ساختار سرمایۀ بهینه نه‌تنها در حالت نظری؛ در عمل نیز وجود دارد. وی نشان داد صنایع مختلف به‌دلیل داشتن ریسک‌های تجاری متفاوت، ساختار سرمایۀ بهینۀ متفاوتی دارند ]32[. چانگ و همکاران (2009) دریافتند شرکت‌های دارای کیفیت بالای افشا، انعطاف‌پذیری بیشتری دربارۀ انتشار سهام دارند؛ زیرا کیفیت افشا با کاهش مشکلات مربوط به گزینش نامناسب، به ایجاد ساختار سرمایۀ بهینه‌تر برای شرکت منجر می‌شود ]5[. ونبینزبرگن و همکاران (2010) دریافتند مشکلات تأمین مالی، شرکت را به سوی ساختار سرمایۀ غیربهینه سوق می‌دهد ]37[. دی آنجلو^[9]و همکاران (2011) دریافتند شرکت‌ها برای تأمین نیاز‌های مالی، به انتشار اوراق بدهی کوتاه‌مدت اقدام می‌کنند و به‌صورت موقتی از ساختار سرمایۀ بهینه فاصله می‌گیرند. آنان نشان دادند ساختار سرمایۀ شرکت‌ها به‌صورت تدریجی، تعدیل و به ساختار سرمایۀ بهینه نزدیک می‌شود؛ امّا در یک نسبت خاص ثابت نمی‌ماند ]7[. پتاچی^[10] (2014) نشان داد زمانی که عدم تقارن اطلاعاتی زیاد می‌شود، هزینۀ سرمایه سهام افزایش می‌یابد و به همین دلیل، شرکت‌ها، نیازهای مالی خود را با دریافت اعتبارات و به‌تبع آن، افزایش بدهی‌ها، تأمین و مشکل بیش‌اهرمی‌بودن ساختار سرمایه را تجربه می‌کنند ]30[.ساین و ویلیامز (2015) نیز دریافتند افزایش کیفیت افشا سبب کاهش انحراف ساختار سرمایۀ شرکت‌ها از سطح بهینۀ خود می‌شود و این تأثیر بر شرکت‌هایی با ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی بیشتر از شرکت‌هایی با ساختار سرمایۀ کم‌اهرمی است ]36[.

در پژوهش‌های داخلی، به عوامل انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه، توجه چندانی نشده و بیشتر عوامل مؤثر در ساختار سرمایه بررسی شده است. در این زمینه، کردستانی و نجفی عمران (1387) نشان دادند مطابق نظریۀ سلسله‌مراتبی^[11]، رابطۀ معناداری بین سودآوری و ساختار سرمایه وجود دارد ]19[. ستایش و غیوری‌مقدم (1388) با استفاده از تکنیک تحلیل پوششی داده‌ها، ساختار سرمایۀ بهینه را برای شرکت‌ها محاسبه و ادعا کردند شرکت‌ها به ساختار سرمایۀ بهینۀ خود نزدیک شده و  موجب افزایش ارزش شرکت و ثروت سهامداران می‌شوند ]34[. ستایش و همکاران (1388) نیز با استفاده از تکنیک الگوریتم ژنتیک به محاسبۀ ساختار سرمایۀ بهینه اقدام کردند و دریافتند با استفاده از کمترین مقدار بدهی در ساختار سرمایه، بیشترین سودآوری ایجاد می‌شود ]35[. یحیی‌زاده‌فر و همکاران (1389) دریافتند سودآوری، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام و نسبت آنی، رابطۀ منفی و اندازۀ شرکت و نسبت پوشش هزینه‌های مالی، رابطۀ مثبت و معناداری با ساختار سرمایۀ شرکت دارد ]39[؛ با این حال، سجادی و همکاران (1390) نشان دادند عواملی مانند نسبت آنی، نسبت پوشش بهره و رشد شرکت با ساختار سرمایه، رابطۀ منفی و معنادار دارند و بین ساختار سرمایه و اندازۀ شرکت، رابطۀ معناداری وجود ندارد ]31[. ستایش و همکاران (1390) دریافتند بین هزینه‌های نمایندگی و ساختار سرمایه، رابطۀ معناداری وجود دارد ]33[. کریمی و اشرفی (1390) نشان دادند مالکیت نهادی، رابطۀ معناداری با ساختار سرمایه دارد ]14[. یافته‌های کاشانی‌پور و مؤمنی یانسری (1391) و کردستانی و فدایی کلورزی (1391) نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ معنادار بین عدم تقارن اطلاعاتی و ساختار سرمایه است ]15، 17[.

مقدم و مؤمنی یانسری (1391) دریافتند دوگانگی وظیفۀ مدیرعامل و اندازۀ هیأت مدیره در ساختار سرمایه، تأثیر معناداری دارد ]25[. حقیقت و بشیری (1391) با سنجش انعطاف‌پذیری مالی با مراحل چرخۀ عمر دریافتند انعطاف‌پذیری مالی شرکت‌ها در ساختار سرمایۀ آنها تأثیر دارد ]13[. اعتمادی و منتظری (1392) با تأکید بر رقابت بازار تولید نشان دادند سودآوری، میزان دارایی‌های وثیقه‌ای و نسبت جاری، در ساختار سرمایه تأثیر می‌گذارند ]8[. آقایی و همکاران (1393) دریافتند در شرکت‌های کوچک، مؤلفه‌های سودآوری، رشد و اندازۀ شرکت، رابطۀ معناداری با ساختار سرمایه دارند؛ در حالی که، در شرکت‌های متوسط، مؤلفه‌های سودآوری، نسبت دارایی‌های ثابت مشهود و اندازۀ شرکت با ساختار سرمایه در ارتباط هستند ]2[. خلیفه سلطانی و همکاران (1393) با استفاده از تحلیل توبیت^[12]، عوامل مؤثر در ساختار سرمایه را از دیدگاه نظریه‌های سلسه‌مراتبی، توازی ایستا^[13] و نمایندگی^[14] بررسی کردند و نشان دادند فرصت‌های رشد، اندازۀ شرکت و دارایی‌های مشهود، سودآوری و نقدینگی با ساختار سرمایه، ارتباط معناداری دارند ]16[. فتحی و همکاران (1393) با استفاده از رویکرد فراتحلیل^[15]، تأثیر برخی عوامل سطح شرکت را در ساختار سرمایه بررسی کردند و نشان دادند اندازۀ شرکت، ساختار دارایی‌ها، فرصت‌های رشد، سودآوری، نقدینگی و نوسان‌پذیری، نقش تعیین‌کننده‌ای در تبیین ساختار سرمایه بر عهده دارند ]10[.

با توجه به اهداف پژوهش و مطالب ارائه‌شده در بخش مبانی‌نظری، درمجموع، انتظار می‌رود افزایش کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی، موجب کاهش انحراف ساختار سرمایۀ شرکت‌ها از سطح بهینۀ خود شود. برای بررسی این حدس‌ها، فرضیه‌های زیر تنظیم و آزموده شده‌اند:

فرضیۀ اول: کیفیت افشا، تأثیر منفی و معناداری در انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه دارد.

فرضیۀ دوم: کیفیت اقلام تعهدی، تأثیر منفی و معناداری در انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه دارد.

براساس مبانی نظری ارائه‌شده، به‌دلیل وجود عدم تقارن اطلاعاتی در بازارهای سرمایه و ایجاد پدیدۀ گزینش نامناسب، در ساختار سرمایۀ شرکت‌ها، بدهی‌ نقش پررنگ‌تری نسبت به حقوق صاحبان سهام دارد. به همین دلیل، انتظار می‌رود در شرکت‌هایی با ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی (در قیاس با کم‌اهرمی)، افزایش کیفیت افشا و کیفیت گزارشگری مالی، تأثیر (کاهشی) قوی‌تری در انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه داشته باشد. برای مقایسه و آزمون تأثیر کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت افشا بر انحراف مثبت (بیش‌اهرمی) و منفی (کم‌اهرمی) از ساختار سرمایۀ بهینه، فرضیه‌های زیر تدوین شده‌ است:

فرضیۀ سوم: تأثیر کیفیت افشا بر انحراف مثبت از ساختار سرمایۀ بهینه، قوی‌تر از تأثیر آن در انحراف منفی از ساختار سرمایۀ بهینه است.

فرضیۀ چهارم: تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر انحراف مثبت از ساختار سرمایۀ بهینه، قوی‌تر از تأثیر آن در انحراف منفی از ساختار سرمایۀ بهینه است.

روش پژوهش

برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، از تحلیل رگرسیون با داده‌های تابلویی استفاده شده است. داده‌های استفاده‌شده در این پژوهش به روش کتابخانه‌ای از بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین، نسخۀ الکترونیکی صورت‌های‌ مالی^[16] و سایت بانک مرکزی^[17] گردآوری و برای تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌های پژوهش، از نرم‌افزارهای ایویوز^[18] و استتا^[19] استفاده شده است. جامعۀ پژوهش شامل تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 12 ساله 1382 تا پایان 1393 است که پایان سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند‌ماه است و در طول دورۀ مطالعه، تغییر سال مالی نداشته باشند و از شرکت‌های فعال در صنایع بیمه‌ای، بانکی و سرمایه‌گذاری مالی نباشند. با اعمال شرایط ذکرشده، 123 شرکت برای آزمون فرضیه‌های پژوهش انتخاب شده است. پس از گردآوری داده‌های لازم، در مرحلۀ اوّل برای تعیین نسبت بهینۀ ساختار سرمایه، با پیروی از ساین و ویلیامز (2015) الگوی (1) برآورد شده است ]36[.

(1)

که در آن، TDA نسبت بدهی‌ها به مجموع دارایی‌ها (که نشان‌دهندۀ ساختار سرمایه است)، IOB نسبت هزینه‌های مالی به کل دارایی‌ها، COL نسبت مجموع موجودی‌های مواد، کالا و دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌ها، LTA لگاریتم مجموع دارایی‌ها، MTB نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام، PROFIT نسبت سود عملیاتی به مجموع دارایی‌ها، INF نرخ تورم (درصد تغییرات شاخص قیمت مصرف‌کننده) و INDLEV متوسط نسبت اهرمی (نسبت بدهی‌ها به دارایی‌ها) صنعتی است که شرکت در آن صنعت فعالیت می‌کند. پس از برآورد الگوی (1)، باقیمانده‌های آن استخراج شده است. باقیمانده‌های مثبت (CS^Upper) نشان‌دهندۀ انحراف مثبت از ساختار سرمایۀ بهینه و به شرکت‌هایی مربوط است که برای تأمین مالی، بیشتر از مقدار بهینه از بدهی‌ها استفاده می‌کنند و ساختار سرمایۀ آنها از نوع بیش‌اهرمی است. افزون بر این، باقیمانده‌های منفی (CS^Under) نشان‌دهندۀ انحراف منفی از ساختار سرمایۀ بهینه است و نشان می‌دهد در ساختار سرمایۀ شرکت، مبلغ بدهی‌ها کمتر از میزان بهینۀ خود و ساختار سرمایه از نوع کم‌اهرمی است. قدرمطلق باقیمانده‌های الگو (SubOpCS) نیز نشان‌دهندۀ میزان کل انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه^[20] است.

برای محاسبۀ معیار کیفیت اقلام تعهدی، ابتدا الگوی مک نیکولز^[21] (2002) برآورد شده است ]22[:

(2)

که در آن WC تغییر در سرمایه در گردش، CFO _it-1، CFO _itو CFO _it+1 به‌ترتیب، جریان‌های نقدی عملیاتی دورۀ قبل، دورۀ جاری و دورۀ بعد است،  ΔSALEتغییر در درآمد فروش و PPE اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات است. برای همگن‌کردن تمام متغیرهای الگوی (2) نیز از مجموع دارایی‌های ابتدای دوره استفاده شده است. پس از برآورد الگوی (2) باقیمانده‌ها استخراج و با پیروی از مک نیکولز (2002) مقدار منفی انحراف معیار باقیمانده‌ها برای هر شرکت به‌عنوان معیار سنجش کیفیت اقلام تعهدی (AQ) در نظر گرفته شده است. با این تعریف، مقادیر بزرگ‌تر (کوچک‌تر) AQ نشان‌دهندۀ کیفیت بالاتر (پایین‌تر) اقلام تعهدی است ]22[.

درادامه، با پیروی از ساین و ویلیامز (2015) برای آزمون فرضیه‌های اوّل و دوم پژوهش، الگوی (3) و برای آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم پژوهش، الگو‌های (4) و (5) برآورد شده‌اند ]36[.

که با توجه به اهداف پژوهش، در الگو‌های (4) و (5) از قدر مطلق مقادیر متغیرهای CS^Upper و CS^Under به‌عنوان متغیر وابسته استفاده شده است. افزون بر این، DQ معیار کیفیت افشا است که با پیروی از مهدوی و همکاران (1393) و مهرانی و پروایی (1393)، معادل لگاریتم امتیازات کلی کیفیت افشا در نظر گرفته شده است ]21، 23[. سازمان بورس اوراق بهادار تهران، امتیازهای کیفیت افشا را در قالب گزارش «رتبه‌بندی شرکت‌ها از نظر کیفیت افشا و اطلاع رسانی مناسب» از سال 1382 تاکنون در سایت کدال منتشر می‌کند. سایر متغیرها نیز پیش از این تعریف شده‌اند. منفی و معناداربودن ضرایب متغیر‌های DQ و AQ در الگوی (3) به‌ترتیب به معنای ردنشدن فرضیه‌های اول و دوم پژوهش است. برای آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم، ابتدا هر دو الگوی (4) و (5) برآورد شده‌اند؛ سپس برای آزمون فرضیۀ چهارم (پنجم) پژوهش، ضریب متغیر کیفیت افشا (کیفیت اقلام تعهدی) در الگو‌های (4) و (5) با استفاده از آزمون پترنوستر^[22] و همکاران (1998) مقایسه شده است ]29[. در صورتی که ضریب متغیر کیفیت افشا (کیفیت اقلام تعهدی) در الگوی (4) به‌صورت معناداری از الگوی (5) بزرگ‌تر باشد، فرضیۀ سوم (چهارم) پژوهش رد نمی‌شود.

یافته‌ها

آماره‌های توصیفی پژوهش نشان می‌دهد میانگین (میانه) متغیرهای کل انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه 047/0 (036/0)، انحراف مثبت از ساختار سرمایۀ بهینه 022/0 (000/0) و انحراف منفی از ساختار سرمایۀ بهینه 025/0- (000/0) است. نتایج نشان می‌دهد میزان انحراف ساختار سرمایۀ شرکت‌ها از سطح بهینۀ خود، از لحاظ آماری، عدد معناداری نیست. این موضوع از تقسیم‌کردن مقدار میانگین انحراف از ساختار بهینۀ سرمایه، ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی و ساختار سرمایۀ کم‌اهرمی بر مقدار انحراف معیار آنها حاصل می‌شود که به‌ترتیب برابر 041/0، 034/0 و 041/0 است. افزون بر این، میانگین (میانه) لگاریتم امتیاز کیفیت افشا برابر 948/3 (100/4) است و نشان می‌دهد شرکت‌های مدّنظر، به‌طور معمول، کیفیت افشای مناسبی دارند. میانگین (میانه) نسبت بدهی‌ها به دارایی‌ها 642/0 (646/0) نشان می‌دهد بدهی‌ها حدود 65 درصد از ساختار سرمایۀ شرکت‌های مدّنظر را تشکیل می‌دهد و نقش پررنگ‌تری از حقوق صاحبان سرمایه دارد. میانگین (میانه) کیفیت اقلام تعهدی 092/0- (081/0-) نسبت هزینه‌های مالی به کل دارایی‌ها 035/0 (032/0)، نسبت مجموع موجودی‌های مواد،کالا و دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌ها 512/0 (517/0)، لگاریتم مجموع دارایی‌ها 717/5 (678/5)، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام 403/2 (823/1)، نسبت سود عملیاتی به مجموع دارایی‌ها 149/0 (137/0)، نرخ تورم 176/0 (152/0)، نسبت اهرمی صنایع 644/0 (656/0)، تغییرات سرمایه در گردش 105/0 (116/0)، جریان وجوه نقد عملیاتی 141/0 (129/0)، تغییرات درآمد فروش 174/0 (166/0) و اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات 229/0 (279/0) است. میانگین نسبت اهرمی صنایع نیز نشان می‌دهد به‌طور متوسط، بیش از 50 درصد سرمایۀ شرکت‌های فعال در هر صنعت، از محل بدهی‌ها تأمین شده است.

قبل از برآورد الگو‌ها، ابتدا با استفاده از آزمون‌های چاو^[23]، بروش-پاگان^[24] و هاسمن^[25]، الگوی مناسب برآورد هر الگو مشخص شده است. در برآورد الگوی (1) معناداری آماره‌های چاو (589/7)، بروش-پاگان (155/135) و هاسمن (413/83) نشان می‌دهد الگوی ذکرشده با به‌کارگیری الگوی آثار ثابت^[26] برآورد شده است؛ با این حال، دربارۀ الگو‌های (2) تا (5)، عدم معناداری آماره‌های چاو (به‌ترتیب 116/1، 812/0، 416/1 و 783/1) و بروش-پاگان (به‌ترتیب 016/0، 259/0، 089/1 و 229/0) نشان می‌دهد الگو‌های ذکرشده با استفاده از الگوی آثار مشترک (داده‌های تلفیقی^[27]) برآورد شده‌ا است. برای محاسبۀ مقدار انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه، الگوی (1) برآورد ‌ و نتایج آن در جدول (1) ارائه شده است.

جدول (1) نتایج برآورد الگوی (1) و محاسبۀ انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه

نتایج نشان می‌دهد ضریب متغیرهای نسبت هزینه‌های مالی به کل دارایی‌ها (043/0)، نسبت مجموع موجودی‌های مواد، کالا و دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌ها (050/0) و متوسط نسبت اهرمی صنایع (164/0) در سطح 5 درصد و ضریب متغیرهای نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام (009/0-) و نسبت سود عملیاتی به مجموع دارایی‌ها (137/0-) در سطح 1 درصد معنادار هستند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس^[28] نیز نشان می‌دهد متغیرهای مستقل الگوی (1) مشکل همخطی^[29] ندارد. معناداری آمارۀ فیشر (214/17) نشان‌دهندۀ معناداری کلی الگوی (1) است. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای مستقل الگوی (2) حدود 74 درصد از تغییرات متغیر وابسته (ساختار سرمایه) را تبیین می‌کند. مقدار آمارۀ دوربین-واتسون^[30] (005/2) و عدم معناداری آمارۀ وولدریج^[31] (621/2) نشان می‌دهد باقیمانده‌های الگوی (1) خودهمبستگی‌سریالی^[32] ندارند. عدم معناداری آمارۀ نسبت راست‌نمایی^[33] (688/11) نشان‌دهندۀ نبود مشکل ناهمسانی واریانس^[34] در اجزای اخلال الگوی (1) است؛ بنابراین نتایج برآورد الگوی (1) کاذب نیست و برای محاسبۀ مقدار انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه می‌توان بدان اتکا کرد. پس از برآورد الگوی (1)، قدرمطلق باقیمانده‌ها (که نشان‌دهندۀ میزان کل انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه است) محاسبه شده است. به علاوه باقیمانده‌های مثبت (منفی) استخراج شده‌ است که  انحراف مثبت (منفی) از سطح بهینۀ ساختار سرمایه را نشان می‌دهد. برای محاسبۀ کیفیت اقلام تعهدی، الگوی (2) برآورد و نتایج آن در جدول (2) ارائه شده است.

جدول (2) نتایج برآورد الگوی (2) و محاسبۀ کیفیت اقلام تعهدی

نتایج نشان می‌دهد عرض از مبدأ (162/0) و ضریب متغیرهای جریان وجوه نقد عملیاتی دورۀ گذشته (204/0)، تغییرات درآمد فروش (088/0) و اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات (289/0-) در سطح 1 درصد و ضریب متغیرهای جریان وجوه نقد عملیاتی دورۀ جاری (108/0) و دورۀ آینده (086/0) در سطح 5 درصد معنادار است. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس نشان می‌دهد در بین متغیرهای مستقل الگوی (2) مشکل همخطی وجود ندارد. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای مستقل الگوی (2) حدود 67 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کند. مقدار آمارۀ دوربین-واتسون (991/1) و معنادارنبودن آمارۀ وولدریج (407/2) نشان می‌دهد بین پسماندهای الگوی (2) مشکل خودهمبستگی‌سریالی وجود ندارد. همچنین معنادارنبودن آمارۀ نسبت راست‌نمایی (125/8) نشان‌دهندۀ نبود مشکل ناهمسانی واریانس در اجزای اخلال الگوی (2) است؛ بنابراین برای محاسبۀ کیفیت اقلام تعهدی  به نتایج برآورد الگوی (2) می‌توان اتکا کرد. پس از برآورد الگوی (2)، مقدار منفی انحراف معیار باقیمانده‌ها برای هر شرکت در بازه زمانی مدّنظر، به‌عنوان معیار سنجش کیفیت اقلام تعهدی محاسبه شده است. برای بررسی تأثیر کیفیت افشا وکیفیت اقلام تعهدی در میزان انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه، الگوی (3) برآورد و نتایج آن در جدول (3) گزارش شده است.

جدول (3) نتایج برآورد الگوی (3) و آزمون فرضیه‌های اول و دوم

نتایج نشان می‌دهد عرض از مبدأ (042/0) و ضریب دو متغیر کیفیت افشا (158/0-) و کیفیت اقلام تعهدی (086/0-) در سطح 1 درصد معنادار است. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس نشان می‌دهد دو متغیر کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی با هم همخط نیستند. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی، حدود 32 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کند. مقدار آمارۀ دوربین-واتسون (766/1) و معنادارنبودن آمارۀ وولدریج (461/0) نشان می‌دهد بین پسماندهای الگوی (3) مشکل خودهمبستگی‌سریالی وجود ندارد. افزون بر این، عدم معناداری آمارۀ نسبت راست‌نمایی (921/15) نشان‌دهندۀ نبود مشکل ناهمسانی واریانس در اجزای اخلال الگوی (3) است؛ بنابراین برای آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش  به نتایج برآورد الگوی (3) می‌توان اتکا کرد. رابطۀ منفی و معنادار دو متغیر کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی با متغیر وابسته، نشان می‌دهد با افزایش کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی، میزان انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه کاهش می‌یابد و ساختار سرمایۀ شرکت‌ها به حالت بهینۀ خود نزدیک می‌شود. این موضوع به معنای ردنشدن فرضیه‌های اول و دوم پژوهش است.

برای بررسی تأثیر کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی بر انحراف مثبت و انحراف منفی از ساختار سرمایۀ بهینه، الگو‌های (4) و (5) برآورد و نتایج آنها در جدول (4) گزارش شده است. در هر دو الگو، مقدار آمارۀ دوربین-واتسون (به‌ترتیب، 733/1 و 811/1) و معنادارنبودن آمارۀ وولدریج (به‌ترتیب، 114/2 و 557/2) نشان می‌دهد مشکل خودهمبستگی‌سریالی بین باقیمانده‌ها وجود ندارد. همچنین عدم معناداری آمارۀ نسبت راست‌نمایی در هر دو الگو (به‌ترتیب، 009/8 و 226/11) نشان‌دهندۀ نبود مشکل ناهمسانی واریانس در پسماندهای الگو‌ها است. افزون بر این، مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس نشان می‌دهد متغیرهای کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی در الگو‌های (4) و (5)، مشکل همخطی ندارد. نتایج برآورد الگوی (4) نشان می‌دهد عرض از مبدأ (049/0) و ضریب متغیرهای کیفیت افشا (216/0-) و کیفیت اقلام تعهدی (105/0-) در سطح 1 درصد معنادار است. ضریب تعیین تعدیل‌شده بیان می‌کند متغیرهای مستقل الگوی (4) حدود 41 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کند. نتایج نشان می‌دهد با افزایش کیفیت افشا و کیفیت اقلام تعهدی، اندازۀ انحراف مثبت از ساختار سرمایۀ بهینه کاهش می‌یابد و ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی شرکت‌ها به حالت بهینه تمایل پیدا می‌کند. نتایج برآورد الگوی (5) نشان می‌دهد عرض از مبدأ (037/0) و ضریب متغیر کیفیت اقلام تعهدی (090/0-) در سطح 1 درصد معنادار است؛ ولی ضریب متغیر کیفیت افشا (048/0-) معنادار نیست. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای مستقل الگوی (5) حدود 29 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند. نتایج نشان می‌دهد با افزایش کیفیت اقلام تعهدی، اندازۀ انحراف منفی از ساختار سرمایۀ بهینه کاهش می‌یابد و ساختار سرمایۀ کم‌اهرمی شرکت‌ها به میزان بهینه نزدیک می‌شود.

جدول (4) نتایج برآورد الگو‌های (4) و (5)