الگویابی عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایۀ سهام عادی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران

صالحی, حمید; سجادی, سید حسین; خدادادی, ولی; راسخ, عبدالرحمن

doi:10.22108/amf.2017.21579

تعداد نشریات	43
تعداد شماره‌ها	1,650
تعداد مقالات	13,402
تعداد مشاهده مقاله	30,206,653
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	12,075,393

الگویابی عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایۀ سهام عادی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران

مدیریت دارایی و تامین مالی

مقاله 11، دوره 5، شماره 2 - شماره پیاپی 17، تیر 1396، صفحه 167-184 اصل مقاله (667.98 K)

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2017.21579

نویسندگان

حمید صالحی^* ¹؛ سید حسین سجادی²؛ ولی خدادادی³؛ عبدالرحمن راسخ⁴

¹دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز،دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی، گروه حسابداری

²استاد حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، دانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی، گروه حسابداری

³دانشیاردانشکده اقتصاد و علوم اجتماعی، گروه حسابداری دانشگاه شهید چمران اهواز

⁴استاد آمار، دانشگاه شهید چمران اهواز، دانشکده علوم ریاضی و کامپیوتر، گروه آمار

چکیده

هدف پژوهش حاضر، الگویابی معادلات ساختاری برای بررسی تأثیر عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایۀ سهام است. پژوهش از نوع کمّی و از جنس علّی یا پسرویدادی، ازلحاظ روش اجرا در زمرۀ همبستگی و براساس هدف، از نوع کاربردی است. برای تحلیل داده‌ها دورۀ پژوهش، از روش حداقل مربعات جزئی (PLS) و از نرمافزار Smart PLS استفاده شده است. براساس اجرای آزمون‌های مختلف، الگو‌های اندازه‌گیری، پایایی، روایی همگرا و روایی واگرای مناسبی دارند. براساس معیارz، تمام مسیرهای مربوط به الگوی ساختاری به ‌غیر از مسیر ساختار صنعت به هزینۀ سرمایه و مسیر کیفیت گزارشگری به عملکرد مالی معنادار هستند. معیار R² نشان‌دهندۀ برازش قوی الگوی ساختاری، معیار Q² نشان‌دهندۀ قدرت پیش‌بینی متوسط رو به قوی الگو و معیارGOF نشان‌دهندۀ برازش قوی الگوی کلی است. نتیجۀ پژوهش نشان‌دهندۀ تأثیر مستقیم و غیرمستقیم معنادار راهبری شرکتی و تأثیر غیرمستقیم معنادار ساختار رقابتی صنعت بر هزینۀ سرمایه است، به‌گونه‌ای‌که تأثیر مستقیم راهبری شرکتی قوی‌تر از تأثیر غیرمستقیم آن است. تأثیر مستقیم ساختار صنعت بر هزینۀ سرمایه معنادار نیست.

کلیدواژه‌ها

معادلات ساختاری؛ راهبری شرکتی؛ ساختار صنعت؛ هزینۀ سرمایه؛ کیفیت گزارشگری مالی

اصل مقاله

مقدمه

برقراری تعادل بین ریسک و بازده از جمله کارکردهای مهم بازار سرمایه است. ریسک و بازده ازجمله مفاهیم اساسی در مبانی نظی مالی است که در قالب هزینۀ سرمایه نمایان می‌شود. هزینۀ سرمایه در تصمیم‌های تأمین مالی و سرمایه‌گذاری، نقش اساسی ایفا می‌کند. هزینۀ سرمایه از نظر مفهومی در ارتباط با بازده مدّنظر تعریف می‌شود؛ به‌ بیان ‌دیگر هزینۀ سرمایه به حداقل نرخ بازده مدّنظر سرمایه‌گذاران گفته می‌شود [10]. تأثیر هر متغیری بر هزینۀ سرمایۀ سهام از مجرای تأثیر آن متغیر بر ریسک پیش روی سرمایه‌گذاران‌ تعریف و تبیین‌شدنی است. سرمایه‌گذاران با توجه به ریسک اطلاعاتی [7]، ریسک نقدشوندگی [33]، ریسک ورشکستگی [24]، ریسک جریان‌های نقد شرکت [34]، ریسک نوآوری [24]، ریسک نمایندگی [28] و ریسک نظام‌مند یا بتای [33] پیش روی خود، بازده مدّنظر خود را شکل می‌دهند؛ بنابراین برای بررسی عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایه باید بررسی کردکه آیا آن عوامل در این ریسک‌ها تأثیر دارد یا خیر. تأثیر عوامل مختلف در یک یا چند فقره از ریسک‌های مزبور، در قالب تغییر هزینۀ سرمایه خود را نشان می‌دهد.

تا به‌ حال، پژوهش‌های بسیار زیادی دربارۀ هزینۀ سرمایه انجام‌ شده است. بخشی از مبانی مربوط به هزینۀ سرمایه، چگونگی برآورد و محاسبۀ هزینۀ سرمایه را بررسی کرده است. حاصل این پژوهش‌ها، ارائۀ الگوهایی متنوع و متفاوت برای محاسبۀ هزینۀ سرمایه بوده است [16]؛ اما طیف وسیعی از پژوهش‌های انجام‌شده دربارۀ هزینۀ سرمایه، تأثیر عوامل مختلف بر هزینۀ سرمایه را بررسی و کنکاش کرده‌اند. بررسی این پژوهش‌ها نشان می‌دهد افزون بر سه عامل مندرج در الگوی فاما و فرنچ، عواملی نظیر کیفیت گزارشگری مالی، کیفیت راهبری شرکتی، ساختار صنعت و عملکرد مالی شرکت نیز بر هزینۀ سرمایه تأثیر دارند. بوزک و بوزک^{^[1]} (2011) در مطالعۀ خود نشان دادند هزینۀ سرمایه با افزایش کیفیت راهبری شرکتی کاهش می‌یابد. ژو^{^[2]} (2014) به این نتیجه دست یافت که راهبری شرکتی قوی، رابطۀ منفی و معنادار با هزینۀ سرمایه دارد. هاشم و سیو^{^[3]} (2015) دریافتند صنایع رقابتی به‌طور میانگین، بازده تعدیل‌شده از بابت ریسک و درنتیجه هزینۀ سرمایۀ بیشتری نسبت به صنایع متمرکز دارند. نمازی و ابراهیمی (2012) به این نتیجه رسیدند که هرچه رقابت در بازار محصول بین صنایع بیشتر باشد، بازده سهام و درنتیجه هزینۀ سرمایه نیز بیشتر خواهد بود. باتاچارا^{^[4]} و همکاران (2012) به این نتیجه دست یافتند که کیفیت سود هم به‌طور مستقیم و هم به‌طور غیرمستقیم و از مجراهای عدم تقارن اطلاعاتی و بتا، بر هزینۀ سرمایه، تأثیری معنی‌دار می‌گذارد، به‌گونه‌ای که تأثیر مستقیم قوی‌تر است. فالکندر^{^[5]} و همکاران (2006) نشان دادند شرکت‌های سهامی که عملکرد مطلوبی را نشان می‌دهند، از هزینۀ سرمایۀ پایین‌تر، بهره‌مند می‌شوند. جان استون^{^[6]} (2016) دریافت گزارشگری مالی بهتر موجب می‌شود سرمایه‌گذاران در پیش‌بینی جریان‌های نقد آینده مطمئن‌تر رفتار کنند و درنتیجه ریسک مدّنظر آنان کاهش یابد. کاهش ریسک مزبور موجب کاهش بازده مدّنظر آنان و هزینۀ سرمایۀ شرکت می‌شود.

آنچه از بررسی مبانی گذشته استنباط می‌شود، این است که پژوهش‌های انجام‌شده، تأثیر متغیرهای پیش‌گفته را به‌طور موردی و انفرادی در هزینۀ سرمایه بررسی کرده‌اند و هیچ‌کدام الگویی جامع برای بررسی عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایه پیشنهاد و ارائه نکرده‌اند. براساس پژوهش‌های گذشته می‌توان دریافت متغیرهای راهبری شرکتی، ساختار رقابتی صنعت، کیفیت گزارشگری مالی و عملکرد مالی بنگاه اقتصادی در هزینۀ سرمایه تأثیر دارند. همچنین مبانی پیشین نشان می‌دهد کیفیت گزارشگری مالی و عملکرد مالی، خود تحت تأثیر راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت قرار دارند. بررسی رابطۀ انفرادی متغیرهای مزبور با هزینۀ سرمایه را مبانی نظری پیشین انجام داده و تأیید کرده‌اند؛ اما تاکنون الگویی جامع ارائه نشده است که رابطۀ ساختاری بین این متغیرها با یکدیگر و نیز رابطۀ این متغیرها را با هزینۀ سرمایه تبیین کند؛ بنابراین توجه این پژوهش به این نکته معطوف شده است که آیا برای بررسی همزمان تأثیر برخی متغیرهای پیش‌گفته در هزینۀ سرمایه می‌توان الگویی ارائه داد؟ علاوه بر این، اگر بتوان کیفیت گزارشگری مالی را نمایندۀ محیط اطلاعاتی و عملکرد مالی را نمایندۀ محیط عملیاتی بنگاه اقتصادی دانست، پرسش دیگر پژوهش حاضر این است که علاوه بر تأثیر مستقیم راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت در هزینۀ سرمایه که با مبانی نظری گذشته تأیید شده است، آیا این دو متغیر از مجرای محیط اطلاعاتی و محیط عملیاتی نیز در هزینۀ سرمایه می‌توانند تأثیر بگذارند؟ به بیان بهتر آیا تأثیر راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت در هزینۀ سرمایه، مستقیم و بی‌واسطه است، یا از مجرای محیط اطلاعاتی و محیط عملیاتی بنگاه اقتصادی،تأثیر غیرمستقیم نیز دارند؟ یا اینکه تأثیر این دو متغیر در هزینۀ سرمایه را هم به‌طور مستقیم و هم به‌طور غیرمستقیم و از مجرای کیفیت گزارشگری مالی و عملکرد مالی بنگاه اقتصادی می‌توان تبیین کرد؟ نوآوری خاص پژوهش حاضر نیز در همین نکته نهفته است؛ به بیان دیگر پژوهش حاضر با بررسی تأثیر راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت در هزینۀ سرمایه از مجرای محیط اطلاعاتی و محیط عملیاتی بنگاه اقتصادی، به یک نوآوری خاص دست زده است. این پژوهش، هدفی فرعی و ثانویه نیز دارد. مبانی نظری پیشین، ساختار رقابتی صنعت را یکی از ساز وکارهای راهبری شرکتی معرفی کرده است. قراردادن ساختار رقابتی صنعت در کنار راهبری شرکتی به‌صورت متغیر مستقل دوم در این پژوهش، با این قصد است که ادعای مبانی گذشته را مبنی بر جانشین‌بودن ساختار رقابتی صنعت به‌جای راهبری شرکت بتوان آزمود.

با توجه به اینکه در ایران نرخ هزینۀ تأمین مالی با بدهی (نرخ بهره) رقابتی نیست و معمولاً با سیستم بانکی و به‌صورت دستوری تعیین می‌شود، در این پژوهش از میان اجزای هزینۀ سرمایه، تنها هزینۀ حقوق صاحبان سهام، مدّنظر قرار گرفته است و در این پژوهش منظور از هزینۀ سرمایه، هزینۀ حقوق صاحبان سهام است.

مبانی نظری

پژوهش‌های تجربی اخیر در بازارهای مختلف نشان می‌دهد افزون بر عوامل ریسکی سنتی نظیر اندازه شرکت، بتا، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار، رشد سود و اهرم، عوامل دیگری نظیر راهبری شرکتی [10] و [39]، ساختار صنعت [26]، کیفیت گزارشگری مالی [9]،[3] و عملکرد مالی [17] نیز در بازده سهام و درنتیجه در هزینۀ سرمایه تأثیر دارند؛ بنابراین هزینۀ سرمایه افزون بر عوامل ریسکی نظری، به‌طور مستقیم و غیرمستقیم تحت تأثیر راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت است.

ساختار رقابتی بازار محصول از دو مجرای عمده بر بازده سهام و درنتیجه در هزینۀ سرمایه می‌تواند تأثیر بگذارد [36]. این مجراها مبتنی بر فرضیۀ تخریب خلاقانه^{^[7]}و فرضیۀ موانع ورود^{^[8]} است. براساس فرضیۀ تخریب خلاقانه، رقابت باعث ایجاد ریسک نوآوری می‌شود و براساس فرضیۀ موانع ورود، رقابت، ریسک ورشکستگی را افزایش می‌دهد؛ بنابراین انتظار می‌رود با افزایش میزان رقابت بین شرکت‌های عضو صنعت، میزان بتای سهام آنها افزایش یابد؛ بنابراین درنتیجۀ این موضوع، هزینۀ سرمایۀ این شرکت‌ها بیشتر خواهد شد. هدف راهبری شرکتی کاهش مشکلات نمایندگی با افزایش نظارت بر اقدامات مدیر، محدودکردن رفتار فرصت‌طلبانۀ مدیران و کاهش ریسک اطلاعاتی تحمیلی بر سهامداران است [4]. براساس فرضیۀ نظارت فعال^{^[9]}، راهبری شرکتی قوی موجبات نظارت فعال بر عملیات و مدیریت شرکت را فراهم می‌کندکه این موضوع موجب کاهش ریسک و درنتیجه، هزینۀ سرمایۀ شرکت می‌شود [23]. از دیدگاه نظری، راهبری شرکتی ضعیف موجب افزایش ریسک نمایندگی می‌شود. افزایش ریسک نمایندگی، عدم اطمینان جریان‌های نقدی آینده را افزایش می‌دهد [27]. افزایش ریسک جریان‌های نقدی آیندۀ شرکت، موجب افزایش هزینۀ سرمایه شرکت می‌شود.

کیفیت گزارشگری مالی و عملکرد مالی شرکت نیز در هزینۀ سرمایه تأثیر دارد. افزایش کیفیت گزارشگری مالی و در پی آن افزایش کیفیت اطلاعات مالی، ریسک نظام‌مند (بتا) را کاهش می‌دهد [33]. افشای اطلاعات باکیفیت و دقیق از مجرای کاهش نااطمینانی، هزینۀ سرمایه را کاهش می‌دهد [9]. افزون بر این، کیفیت بیشتر اطلاعات، ریسک نقدشوندگی سهام را کاهش می‌دهد که این موضوع به کاهش هزینۀ سرمایه منجر می‌شود [19]. شرکت‌های سهامی که عملکرد مطلوبی را نشان می‌دهند، اطمینان تأمین‌کنندگان سرمایۀ خود را افزایش می‌دهند؛ بنابراین سطح ریسک خود را در دیدگاه آنها، پایین می‌آورند. درنتیجه شرکت عدم اطمینان سرمایه‌گذار را کاهش می‌دهد؛ بنابراین از هزینۀ سرمایۀ پایین‌تر بهره‌مند می‌شود [17].

کیفیت گزارشگری مالی [31] و عملکرد مالی شرکت [1]،[32]، خود تحت تأثیر راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت قرار دارند. رقابت در بازار محصول، هزینۀ نمایندگی را کاهش می‌دهد [14] ، [20]. تفاوت در سطح هزینۀ نمایندگی، در کیفیت اطلاعات ارائه‌شدۀ مدیران با سیستم گزارشگری مالی انعکاس می‌یابد. هزینۀ مالکانه، هزینۀ نمایندگی و هزینۀ سیاسی، انگیزه‌های مکملی هستند که رقابت در بازار محصول را به کیفیت اطلاعات حسابداری و به کیفیت گزارشگری مالی پیوند می‌دهند. افزایش رقابت در بازار محصول، هزینۀ نمایندگی را کاهش می‌دهد که درنتیجه، بهره‌وری افزایش می‌یابد [21]؛ بنابراین در شرکت‌های موجود در صنایع رقابتی انتظار می‌رود رقابت، اثر مثبتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها داشته باشد [6]. دربارۀ با نقش مالکان نهادی (به‌عنوان یکی از ساز وکارهای نیرومند راهبری شرکتی) در بازار سرمایه، دو فرضیه به نام‌های فرضیۀ اثر سوداگری^{^[10]} وفرضیۀ اثر پایش^{^[11]}، وجود دارد. اثر سوداگری بیان می‌کند که مالکان نهادی به‌عنوان معامله‌گر، نه به‌عنوان مالک، عمل می‌کنند [5]. اثر پایش نشان می‌دهد نهادها، مانع رفتار فرصت‌طلبانۀ مدیران می‌شوند [11]. از این منظر، سرمایه‌گذاران نهادی نقشی فعال در بهبود گزارش‌های مالی و کیفیت گزارشگری مالی دارند. همچنین سرمایه‌گذاران نهادی بلندمدت به‌دلیل ارتباط نزدیک خود با بازار سرمایه و فعالیت نظارت، مسائل نمایندگی و عدم تقارن اطلاعات، یعنی مسائل ترغیب‌کنندۀ عملکرد ضعیف و سرمایه‌گذاری کمتر را می‌توانند کاهش دهند؛ بنابراین عملکرد شرکت را بهبود ببخشند [15]. براساس مبانی نظری پیش‌گفته، راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت، افزون بر تأثیر مستقیم، به‌طور غیرمستقیم و با تأثیر در کیفیت گزارشگری مالی و عملکرد مالی شرکت نیز در هزینۀ سرمایه تأثیر می‌گذارند.

براساس مبانی نظری پیش‌گفته، الگوی مفهومی روابط بین متغیرهای پژوهش را به شرح نمودار (1) می‌توان ارائه کرد.

راهبری شرکتی

گزارشگری مالی

عملکرد مالی

هزینۀ سرمایه

ساختار صنعت

نمودار (1) الگوی مفهومی پژوهش

روابط بین متغیرهای موجود در نمودار (1) روابط ساختاری هستند که با نظریه تأیید و پشتیبانی می‌شوند. هدف پژوهش حاضر همانطور که گفته شد، الگویابی ساختاری روابط بین متغیرهای مزبور است؛ بنابراین از الگویابی معادلات ساختاری برای تبیین روابط بین متغیرهای مزبور استفاده می‌شود. تمام متغیرهای موجود در الگوی مفهومی نمودار (1) از نوع متغیرهای پنهان هستند، برای اندازه‌گیری هر یک از این متغیرها باید شاخص یا الگوی اندازه‌گیری معرفی کرد. در این پژوهش برای اندازه‌گیری هر متغیر پنهان، سه شاخص یا الگوی اندازه‌گیری تعریف شده است؛ بنابراین الگوی مزبور، پانزده شاخص یا الگوی اندازه‌گیری دارد. هر الگوی معادلات ساختاری، از یک بخش یا الگوی ساختاری و چندین الگوی اندازه‌گیری تشکیل می‌شود. بخش ساختاری، ارتباط بین متغیرهای پنهان را نشان می‌دهد و الگوی اندازه‌گیری، نحوۀ ارتباط متغیرهای پنهان و نشان‌گرهای آنان را منعکس می‌کند؛ بنابراین فرضیه‌های پژوهش در الگوی معادلات ساختاری را به سه دستۀ ‌فرضیه‌های مبتنی بر الگوی اندازه‌گیری، فرضیه‌های مبتنی بر الگوی ساختاری و فرضیه‌های مبتنی بر الگوی کلی معادلات ساختاری می‌توان تفکیک کرد. پژوهشگر در الگویابی معادلات ساختاری، درواقع با تدوین الگو به‌طور تلویحی فرضیه‌های پژوهش را نیز تدوین می‌کند؛ زیرا فرضیه‌های پژوهش در الگوی کلی معادلات ساختاری مستتر است؛ بنابراین در پژوهش‌های مبتنی بر الگویابی معادلات ساختاری نیازی به تدوین آشکار فرضیه‌های پژوهش نیست.

روش پژوهش

این پژوهش از نوع پژوهشهای کمّی و از جنس علّی یا پسرویدادی، ازلحاظ روش اجرا در زمرۀ همبستگی و براساس هدف، از نوع کاربردی است. جامعۀ آماری این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ 1384 تا 1393 است. سال مالی این شرکت‌ها، سال منتهی به پایان اسفندماه هر سال است و باید قبل از سال مالی 1384 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته‌ شده باشند. این شرکت‌ها باید جزء شرکت‌های تولیدی باشند و سهام آنها در سال حداقل یک‌بار در بورس معامله شده و در طول دوره (1384 تا 1393) جزء شرکت‌های باقی‌مانده در بورس باشند. در این پژوهش برای گرد‌آوری داده‌ها، از روش کتابخانه‌ای استفاده شده است. برای تحلیل دادهها در دورۀ پژوهش (1384-1393) متغیرهای پژوهش با استفاده از نرمافزارهای Excel و SPSS از روی دادههای خام، آماده و سپس با نرمافزار Smart PLSتحلیل نهایی انجام شده است. برای تحلیل الگوها، از روش حداقل مربعات جزئی (PLS) استفاده شده است. کمترین مجذورات جزئی، روش نسبتاً جدیدی از معادلات ساختاری رگرسیونی است. کمترین مجذورات جزئی براساس برآورد کمترین مجذورات، با هدف اولیۀ بهینه‌کردن واریانس، در سازه‌های وابستۀ الگوی ساختاری است. این روش نیز از یک بخش ساختاری که ارتباط بین متغیرهای پنهان را نشان می‌دهد و یک قسمت اندازه‌گیری که چگونگی ارتباط متغیرهای پنهان و نشان‌گرهای آنان را منعکس می‌کند، تشکیل شده است [38].

در الگوی مفهومی این پژوهش، پنج متغیر پنهان یا مشاهده‌نشده وجود دارد که شامل یک متغیر وابسته یا درون‌زا (هزینۀ سرمایه)، دو متغیر مستقل یا برون‌زا (راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت) و دو متغیر میانجی (کیفیت گزارشگری مالی و عملکرد مالی) است. برای هرکدام از این متغیرهای پنهان، سه شاخص اندازه‌گیری در نظر گرفته شده است. نگارۀ (1) متغیرهای پنهان و شاخص‌های اندازه‌گیری آنها را ارائه می‌دهد. همچنین از یک نظام اختصاری چهارحرفی برای تدوین علائم اختصاری متغیرهای پژوهش استفاده شده است که در نگارۀ (1) به‌صورت عبارت داخل پرانتز، جلوی متغیرها آمده است.

جدول (1) متغیرهای پنهان و شاخص‌های اندازه‌گیری آنها

متغیر پنهان

الگوهای اندازه‌گیری

هزینۀ سرمایه

(COEC)

1- الگوی گوردون (GORD)[12]:

2- الگوی قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای (CAPM)[11]:

3- الگوی سه عاملی فاما و فرنچ (FAMA) [33]:

کیفیت گزارشگری مالی

(REPT)

کیفیت اقلام تعهدی محاسبه‌شده با استفاده از:

1- الگوی دیچو و دیچی (DDI)[13]:

2- الگوی جونز تعدیل‌شده (AJNS)[12]:

3- الگوی کازنیک (KASN)[30]:

عملکرد مالی

(PERF)

1- نرخ بازده داراییها (ROA)[18]:

2- نرخ بازده حقوق صاحبان سهام (ROE)[18]:

3- کیو توبین (QTBN)[18]:

ساختار صنعت

(COMP)

1- شاخص هرفیندال-هریشمن (HHI)[31]:

2- شاخص لرنر (LRN)[15]:

3- شاخص لرنر تعدیل‌شده (ALRN)[15]:

راهبریشرکتی

(GVRN)

1- درصد مالکیت نهادی (INST)[28].

2- درصد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره (BORD)[28].

3- درصد تمرکز مالکیت (CONC)[28].

نمودار مسیر الگوی جامع معادلات ساختاری پیشنهادی پژوهش با علائم اختصاری مزبور، به‌شرح نمودار (2) است.

GORD

ROA

ROE

QTBN

AJNS

DDI

KASN

REPT

LRN

ALRN

FAMA

PERF

COMP

COEC

HHI

CAPM

GVRN

INST

BORD

CONC

نمودار (2) نمودار مسیر الگوی جامع معادلات ساختاری پژوهش

ارزش واقعی الگویابی معادلات ساختاری زمانی مشخص می‌شود که الگوهای ساختاری و اندازه‌گیری به‌طور همزمان به کار گرفته‌ شود و تخمین‌های لازم برای تمامی پارامترهای این الگو‌ها انجام شود. این دو الگو یا الگو، نقش جداگانه و مهمی در تحلیل کل الگو ایفا می‌کنند. مراحل اصلی برای تحلیل الگوی معادلات ساختاری پژوهش در نگارۀ (2) به‌طور خلاصه آمده است [37].

جدول (2) مراحل اصلی برای تحلیل الگوی معادلات ساختاری پژوهش

1- بررسی برازش الگو	1-1- برازش الگو‌های اندازه‌گیری	1-1-1- پایایی 1-1-2- روایی همگرا 1-1-3- روایی واگرا
	1-2- برازش الگوی ساختاری	1-2-1- معیار z 1-2-2- معیار R² 1-2-3- معیار Q²
	2-1- برازش الگوی کلی (معیار GOF)
2- آزمودن فرضیه‌های پژوهش	2-2- بررسی بارهای عاملی مربوط به هر یک از فرضیه‌های مبتنی بر الگو‌های اندازه‌گیری
	2-3- بررسی ضرایب معناداری z مربوط به هریک از فرضیه‌های مبتنی بر الگوی ساختاری
	2-4- بررسی ضرایب استانداردشدۀ مسیرهای مربوط به فرضیه‌های مبتنی بر الگوی کلی معادلات ساختاری

افزون بر آزمون‌های مندرج در نگارۀ (2) برای تعیین شدت تأثیر متغیر میانجی، از آماره‌ای به نامVAF^{^[12]} استفاده خواهد شد که مقداری بین 0 و 1 را اختیار می‌کند و هرچه این مقدار به 1 نزدیک‌تر باشد، نشان‌دهندۀ قوی‌تربودن تأثیر متغیر میانجی است. درواقع این مقدار، نسبت اثر غیرمستقیم را بر اثر کل می‌سنجد [22].

یافته‌ها

مراحل اصلی برای تحلیل الگوی معادلات ساختاری پژوهش شامل بررسی برازش الگو و آزمودن فرضیه‌های پژوهش است. در مرحلۀ برازش الگو، ابتدا الگوهای اندازه‌گیری برازش داده می‌شود. برای بررسی برازش الگو‌های اندازه‌گیری از پایایی، روایی همگرا و روایی واگرا استفاده شده است. پایایی الگو‌های اندازه‌گیری با سنجش بارهای عاملی و پایایی ترکیبی بررسی می‌شود. مقدار ملاک برای مناسب‌بودن ضرایب بارهای عاملی در سنجش بارهای عاملی4/0 است. با توجه به نمودار (3) می‌توان دریافت شاخص‌های درصد مدیران غیرموظف و هرفیندال-هریشمن به‌ترتیب بار عاملی 143/0- و 150/0- و کمتر از 4/0 دارند؛ بنابراین دو شاخص مزبور حذف می‌شوند تا بررسی دیگر معیارها تحت تأثیر قرار نگیرد. پس از حذف متغیرهای مزبور، ضریب بارهای عاملی به‌شرح نمودار (4) خواهد بود.

نمودار (3) بار عاملی هر یک از متغیرهای آشکار پژوهش

نمودار (4) بار عاملی هر یک از متغیرهای آشکار پژوهش

روش دیگر برای ارزیابی پایایی الگو‌های اندازه‌گیری، پایایی ترکیبی است. مطابق با الگوریتم تحلیل داده‌ها درروش PLS، ضرایب در صورتی‌که بیشتر از 7/0 باشد، نشان‌دهندۀ پایایی مناسب الگو است. با توجه به نگارۀ (3) مقادیر ضریب پایایی ترکیبی برای تمامی سازه‌ها بیشتر از 7/0 است که نشان‌دهندۀ از پایایی مناسب الگو است.

جدول (3) ضرایب پایایی ترکیبی متغیرهای پنهان

عنوان در الگو	متغیرهای پنهان	ضریب پایایی ترکیبی
هزینۀ سرمایۀ سهام	COEC	81/0
کیفیت گزارشگری مالی	REPT	73/0
عملکرد مالی	PERF	94/0
راهبری شرکتی	GVRN	95/0
ساختار صنعت	COMP	996/0

روایی همگرا ابزار دیگری برای بررسی الگو‌های اندازه‌گیری است. روایی همگرا با استفاده از معیار AVE (میانگین واریانس استخراجی) میزان همبستگی هر سازه را با شاخص‌های خود بررسی می‌کند. با مراجعه به نگارۀ (4) مشاهده می‌شود که میانگین واریانس استخراجی برای تمامی متغیرهای پنهان، بیشتر از مقدار ملاک AVE (یعنی 5/0) است که نشان‌دهندۀروایی همگرای مناسب آن متغیرها است. روایی واگرا، سومین معیار بررسی برازش الگو‌های اندازه‌گیری است که میزان همبستگی بین شاخص‌های یک سازه با آن سازه در مقابل همبستگی آن شاخص‌ها با سازه‌های دیگر را مقایسه می‌کند. همانگونه که در نگارۀ (5) مشخص است، تمامی متغیرها (شاخص‌ها)ی مربوط به هر یک از سازه‌ها، همبستگی بیشتری با سازه مربوط به خود، نسبت به دیگر سازه‌ها دارند. این موضوع روایی واگرای مناسب الگو را با استفاده از این معیار نشان می‌دهد.

جدول (4) میانگین واریانس استخراجی (AVE) متغیرهای پنهان

عنوان در الگو	متغیرهای پنهان	میانگین واریانس استخراجی (AVE ˃0.5)	Communality
هزینۀ سرمایۀ سهام	COEC	604/0	604/0
کیفیت گزارشگری مالی	REPT	484/0	484/0
عملکرد مالی	PERF	842/0	842/0
راهبری شرکتی	GVRN	904/0	904/0
ساختار صنعت	COMP	993/0	993/0

جدول (5) بارهای عاملی شاخص‌های سازه‌های پژوهش برای بررسی روایی واگرا

ساختار صنعت	راهبری شرکتی	عملکرد مالی	کیفیت گزارشگری مالی	هزینۀ سرمایۀ سهام	متغیرها
783/0	771/0	803/0	765/0	937/0	الگوی گوردن
586/0	549/0	576/0	579/0	873/0	الگوی قیمتگذاری دارایی‌های سرمایه‌ای
229/0	224/0	250/0	262/0	416/0	الگوی فاما و فرنچ
676/0	702/0	620/0	884/0	766/0	الگوی جونز تعدیل‌شده
381/0	248/0	374/0	602/0	330/0	الگوی کازنیک
881/0	694/0	971/0	719/0	813/0	نرخ بازده دارایی‌ها
626/0	445/0	836/0	439/0	474/0	نرخ بازده حقوق صاحبان سهام
776/0	649/0	941/0	657/0	757/0	Q توبین
610/0	956/0	650/0	678/0	732/0	درصد تمرکز مالکیت
605/0	945/0	612/0	583/0	649/0	درصد سهامداران نهادی
997/0	636/0	847/0	713/0	746/0	شاخص لرنر
996/0	637/0	830/0	707/0	754/0	شاخص لرنر تعدیل‌شده

با توجه به نتایج پایایی، روایی همگرا و روایی واگرا مشاهده می‌شود که الگو‌های اندازه‌گیری الگوی معادلات ساختاری پژوهش به نحوی مطلوب، توانایی اندازه‌گیری متغیرهای پنهان پژوهش را دارند. در ادامه برازش الگوی ساختاری پژوهش بررسیمی‌شود. بخش الگوی ساختاری برخلاف الگو‌های اندازه‌گیری، به متغیرهای آشکار، کاری ندارد و تنها متغیرهای پنهان همراه با روابط میان آنها بررسی می‌شود. برای بررسی الگوی ساختاری پژوهش از معیارهای ضریب معناداری z، معیار R²و معیار Q² استفاده می‌شود. اولین و اساسی‌ترین معیار برای بررسی برازش الگوی ساختاری پژوهش، ضریب معناداری z یا همان آمارۀ آزمون t است. برازش الگوی ساختاری با استفاده از آمارۀ آزمون t به این صورت است که اگر تعداد نمونه بیشتر از 120 باشد، مقادیر بیشتر از 96/1 در سطح اطمینان 95 درصد معنی‌دار است. همانگونه که در نمودار (5) مشخص است، ضرایب مربوط به مسیر متغیرهای پنهان به‌ غیر از دو مسیر، بقیه از 96/1 بیشتر است که معناداربودن مسیرها و مناسب‌بودن الگوی ساختاری را نشان می‌دهد.

نمودار (5) ضرایب معناداری z

دومین معیار برای بررسی برازش الگوی ساختاری پژوهش حاضر، ضرایب R² مربوط به متغیرهای درون‌زای (وابسته) الگو است. R² معیاری است که نشان‌دهندۀ تأثیر یک متغیر برون‌زا در یک متغیر درون‌زا است و سه مقدار 19/0؛ 33/0 و 67/0 مقدار ملاک برای مقادیر ضعیف، متوسط و قوی R² در نظر گرفته می‌شود. مطابق با نمودار (4) مقدار R²برای سازۀ هزینۀ سرمایه، عملکرد مالی و کیفیت گزارشگری مالی به‌ترتیب 723/0، 738/0 و 583/0 است، با توجه به مقدار ملاک، مناسب‌بودن برازش الگوی ساختاری را تأیید می‌کند. گفتنی است این ضریب برای متغیرهای برون‌زا محاسبه نمی‌شود.

سومین معیار برای بررسی برازش الگوی ساختاری این پژوهش، مقدار Q² سازه‌های درون‌زای الگو است. این معیار، قدرت پیش‌بینی الگو را مشخص می‌کند و در صورتی‌که مقدار آن دربارۀ یک سازهی درون‌زا سه مقدار 02/0؛ 15/0 و 35/0 را کسب کند، به‌ترتیب نشان‌دهندۀ قدرت پیش‌بینی ضعیف، متوسط و قوی سازه یا سازههای مربوط به آن است. با توجه به مقدار Q² هر سه سازۀ درون‌زا که در نگارۀ (6) آمده است، نشان‌دهندۀ قدرت قوی الگو برای هزینۀ سرمایه و قدرت متوسط الگو در خصوص سازه‌های عملکرد مالی و کیفیت گزارشگری مالی است و درمجموع برازش مناسب الگوی ساختاری پژوهش را بار دیگر تأیید می‌کند.

جدول (6) مقدار Q² در پیش‌بینی الگو

کل	SSO	SSE
COEC	1830	1059	421/0
PERF	1830	1381	246/0
REPT	1220	962	211/0

بعد از بررسی برازش الگو‌های اندازه‌گیری و الگو ساختاری، الگوی کلی معادلات ساختاری پژوهش باید با استفاده از معیار نیکویی برازش (GOF) بررسی شود. الگوی کلی شامل هر دو بخش الگوی اندازه‌گیری و ساختاری می‌شود و با تأیید برازش آن، بررسی برازش در یک الگو کامل می‌شود. برای بررسی برازش الگوی کلی، تنها از یک معیار به نام GOF به‌شرح فرمول زیر، استفاده می‌شود:

مقدار از میانگین واریانس اشتراکی متغیرهای پنهان به دست می‌آید (رجوع به نگارۀ (5)).

با توجه به سه مقدار 01/0؛ 25/0 و 36/0 به‌عنوان مقادیر ضعیف، متوسط و قوی برای GOF، حاصل‌شدن مقدار 7218/0 برای GOFنشان‌دهندۀ برازش کلی قوی الگو در پژوهش حاضر است.

بعد از بررسی برازش الگو‌های اندازه‌گیری، الگوی ساختاری و الگوی کلی معادلات ساختاری پژوهش، مرحلۀ دوم تحلیل داده‌های پژوهش، آزمودن فرضیه‌های پژوهش است. به‌دلیل اینکه الگوی معادلات ساختاری پژوهش از دو بخش الگو‌های اندازه‌گیری و الگوی ساختاری تشکیل شده است، فرضیه‌های پژوهش حاضر را به‌طور تلویحی و براساس نمودار مسیر الگوی جامع معادلات ساختاری پژوهش (نمودار (2)) به سه دسته کلی می‌توان تقسیم کرد. به‌دلیل اینکه فرضیه‌های پژوهش در الگویابی معادلات ساختاری، بدیهی و در الگو مستتر است و تدوین آشکار آن ضرورت ندارد، از بیان فرضیه‌های پژوهش صرف‌نظر شده است؛ اما در مرحلۀ آزمودن فرضیه‌های پژوهش، فرضیه‌های مبتنی بر الگو‌های اندازه‌گیری پژوهش با بررسی بارهای عاملی، فرضیه‌های مبتنی بر الگوی ساختاری پژوهش با بررسی ضرایب معناداری z و فرضیه‌های مبتنی بر الگوی کلی معادلات ساختاری پژوهش با بررسی ضرایب استانداردشدۀ مسیرهای مربوط آزمون می‌شوند. با توجه به بار عاملی الگو‌های اندازه‌گیری که در نمودار (3) آمده است، به‌جز شاخص درصد مدیران غیرموظف و شاخص هرفیندال- هریشمن، بقیۀ شاخص‌ها معیار مناسبی برای سنجش متغیر پنهان مربوط محسوب می‌شوند؛ به بیان دیگر به‌جز شاخص‌های درصد مدیران غیرموظف و هرفیندال- هریشمن، بقیۀ شاخص‌ها یا الگو‌های اندازه‌گیری، متغیر پنهان مربوط به خود را به‌خوبی توانسته‌اند بسنجند.

خروجی الگو در نمودار (5) نشان می‌دهد ضرایب معناداری تمامی مسیرها به‌جز دو مسیر (مسیر ساختار صنعت به هزینۀ سرمایه و مسیر کیفیت گزارشگری مالی به عملکرد مالی) بیشتر از 96/1 است که این مطلب نشان‌دهندۀ معنا‌داربودن تأثیر مستقیم و غیرمستقیم راهبری شرکتی در هزینۀ سرمایه و معناداربودن تأثیر غیرمستقیم ساختار صنعت با متغیرهای میانجی عملکرد مالی و کیفیت گزارشگری مالی در هزینۀ سرمایه است؛ به بیان دیگر به ‌غیر از تأثیر مستقیم ساختار رقابتی صنعت در هزینۀ سرمایه و کیفیت گزارشگری مالی بر عملکرد مالی که معنادار نیست، بقیۀ روابط بین زوج متغیرهای پنهان، معنادار هستند.

با توجه به نتیجۀ به‌دست‌آمده در قسمت قبل، راهبری شرکتی، تأثیر مستقیم و غیرمستقیم معنادار در هزینۀ سرمایه دارد؛ اما ساختار رقابتی صنعت صرفاً تأثیر غیرمستقیم معنادار در هزینۀ سرمایه دارد؛ بنابراین پس از بررسی معناداربودن تأثیر مستقیم و غیرمستقیم متغیر راهبری شرکتی و تأثیر غیرمستقیم ساختار رقابتی صنعت بر هزینۀ سرمایه، نوبت به آن می‌رسد که شدت این تأثیرات بررسی شوند. راهبری شرکتی به میزان 7/26 درصد و ساختار رقابتی صنعت به میزان 1/17 درصد از تغییرات متغیر هزینۀ سرمایه را به‌طور مستقیم (بدون متغیر میانجی) تبیین میکندکه با توجه به آمارۀ t مربوط، تأثیر راهبری شرکتی معنادار و تأثیر ساختار صنعت غیرمعنادار است؛ اما راهبری شرکتی به‌طور غیرمستقیم و با متغیر میانجی کیفیت گزارشگری مالی به میزان 6/9 درصد (270/0 × 356/0) و با متغیر میانجی عملکرد مالی، به میزان 9/4 درصد (260/0 × 187/0) در متغیر هزینه سرمایه تأثیر دارد؛ بنابراین تأثیر مستقیم راهبری شرکتی در هزینۀ سرمایه، قوی‌تر از تأثیر غیرمستقیم آن است. همچنین ساختار رقابتی صنعت به‌طور غیرمستقیم و با متغیر میانجی کیفیت گزارشگری مالی به میزان 4/17 درصد (260/0 × 668/0) و با متغیر میانجی عملکرد مالی، به میزان 1/13 درصد (270/0 × 485/0) بر متغیر هزینۀ سرمایه تأثیر دارد؛ بنابراین تأثیر غیرمستقیم ساختار رقابتی صنعت در هزینۀ سرمایه، معنادار و قوی‌تر از تأثیر مستقیم و با متغیرهای میانجی است.

افزون بر آزمون‌های اشاره‌شده، برای تعیین شدت تأثیر متغیر میانجی، از آماره‌ای به نام VAF استفاده می‌شود که مقداری بین 0 و 1 را اختیار می‌کند و هرچه این مقدار به 1 نزدیک‌تر باشد، نشان‌دهندۀ قوی‌تربودن تأثیر متغیر میانجی است. مقدار VAF با فرمول زیر محاسبه می‌شود:

که در آن a؛ مقدار ضریب مسیر میان متغیر مستقل و میانجی، b؛ مقدار ضریب مسیر میان متغیر میانجی و وابسته و c؛ مقدار ضریب مسیر میان متغیر مستقل و وابسته است. مقدار VAF برای چهار مسیر مختلف الگو، در نگارۀ (7) نشان داده شده است.

جدول (7) مقدار VAF مسیرهای چهارگانۀ الگو

مسیر	VAF	میزان تأثیر
مسیر راهبری شرکتی، عملکرد مالی و هزینۀ سرمایه	154/0	تأثیر غیرمستقیم کمتر از تأثیر مستقیم است.
مسیر راهبری شرکتی، کیفیت گزارشگری مالی و هزینۀ سرمایه	257/0	تأثیر غیرمستقیم کمتر از تأثیر مستقیم است.
مسیر ساختار رقابتی صنعت، عملکرد مالی و هزینۀ سرمایه	504/0	تأثیر غیرمستقیم بیشتر از تأثیر مستقیم است.
مسیر ساختار رقابتی صنعت، کیفیت گزارشگری مالی و هزینۀ سرمایه	434/0	تأثیر غیرمستقیم بیشتر از تأثیر مستقیم است.

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

هدف از پژوهش الگویابی ساختاری برای تعیین عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایه سهام عادی و آزمون الگوی حاصل است. همانگونه که اشاره شد، تاکنون پژوهشی دربارۀ بررسی تأثیر عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایه در یک الگوی معادلات ساختاری انجام نگرفته است و این پژوهش اولین پژوهش انجام‌شده در این زمینه است که درواقع نوآوری خاص این پژوهش نیز همین موضوع است. با توجه به آزمون‌های انجام‌شده، مشاهده شده است که الگو‌های اندازه‌گیری مربوط به الگوی معادلات ساختاری پژوهش، پایایی مناسبی دارند و افزون بر این، روایی همگرا و واگرای مناسبی دارند. آزمون روایی همگرا نشان داد میزان همبستگی هر سازه با متغیرها (شاخص‌ها) ی خود در حد مطلوبی قرار دارد. همچنین، آزمون روایی واگرا نشان داد اولاً میزان همبستگی بین شاخص‌های یک سازه با آن سازه بیشتر از همبستگی آن شاخص با سازه‌های دیگر است. دوماً، میزان همبستگی یک سازه با شاخص‌هایش بیشتر از میزان همبستگی آن سازه با دیگر سازه‌ها است. سنجش بارهای عاملی متغیرهای آشکار (الگو‌های اندازه‌گیری) پژوهش نشان داد تمام شاخص‌های اندازه‌گیری به‌ غیر از شاخص هرفیندال- هریشمن که میزان رقابت موجود بین شرکت‌ها را می‌سنجد و شاخص درصد مدیران غیرموظف که راهبری شرکتی را می‌سنجد، بقیۀ شاخص‌ها معنادار هستند؛ بنابراین متغیر پنهان مربوط به خود را می‌توانند اندازه‌گیری کنند. برای ادامۀ کار، دو شاخص مزبور از الگو حذف شدند تا بررسی دیگر معیارها تحت تأثیر قرار نگیرد. همچنین آزمون‌های انجام‌شده دربارۀ الگوی ساختاری مربوط به الگوی معادلات ساختاری پژوهش نشان داد: (1) با توجه به ضرایب معناداری z تمام مسیرهای بین متغیرهای پنهان الگو به‌ غیر از مسیر ساختار رقابتی صنعت به هزینۀ سرمایه سهام و مسیر کیفیت گزارشگری مالی به عملکرد مالی، معنادار هستند، (2) با توجه به معیار R² متغیرهای درون‌زای الگو، الگوی ساختاری، برازش مطلوبی دارد و (3) با توجه به معیار Q² قدرت پیش‌بینی الگوی ساختاری، متوسط رو به قوی است. با توجه به آزمون انجام‌شده و معیار GOF دربارۀ کل الگوی معادلات ساختاری پژوهش، نتیجه نشان می‌دهد الگوی معادلات ساختاری پژوهش، برازش کلی قوی دارد. درنهایت، محاسبات مربوط به شدت تأثیر متغیرهای میانجی پژوهش نشان داد راهبری شرکتی هم تأثیر مستقیم معنادار و هم تأثیر غیرمستقیم معنادار در هزینۀ سرمایه سهام دارد؛ اما تأثیر مستقیم آن بیشتر از تأثیر غیرمستقیم از مجرای متغیرهای میانجی است، در حالی ‌که تأثیر مستقیم ساختار رقابتی صنعت در هزینۀ سرمایه معنادار نیست و این متغیر صرفاً از مجرای متغیرهای میانجی در هزینۀ سرمایه تأثیر می‌گذارد.

با مقایسۀ الگوی تحلیلی پیشنهادی و الگوی معادلات ساختاری نهایی حاصل، مشاهده می‌شود در الگوی معادلات ساختاری نهایی، کیفیت گزارشگری مالی در عملکرد مالی تأثیر معنادار ندارد. همچنین ساختار رقابتی صنعت نیز تأثیر مستقیم معنادار در هزینۀ سرمایه سهام ندارد؛ بنابراین الگوی ساختاری پیشنهادی پژوهش (نمودار (1)) با الگوی ساختاری حاصل از تحلیل داده‌ها با روش حداقل مربعات جزئی (نمودار (5)) تنها در دو مسیر با یکدیگر تفاوت دارند. مسیر ساختار رقابتی صنعت به هزینۀ سرمایۀ سهام و مسیر کیفیت گزارشگری مالی به عملکرد مالی، براساس مبانی نظری تعریف شده بود؛ اما داده‌های واقعی شرکت‌های نمونه، این دو مسیر را تأیید نکرد. براساس فرضیۀ تخریب خلاقانه، رقابت باعث ایجاد ریسک نوآوری می‌شود و برمبنای فرضیه موانع ورود، رقابت، ریسک ورشکستگی را افزایش می‌دهد؛ بنابراین انتظار می‌رود با افزایش میزان رقابت بین شرکت‌های عضو صنعت، میزان بتای سهام آنها افزایش یابد. درنتیجه هزینۀ سرمایۀ این شرکت‌ها بیشتر خواهد شد [36]. حال اگر در شرکت‌های نمونۀ پژوهش، ساختار رقابتی صنعت، رابطۀ معنی‌داری با هزینۀ سرمایۀ سهام ندارد، دلیل آن را در تأثیر میزان رقابت شرکت‌های نمونه در ریسک نوآوری و ریسک ورشکستگی می‌توان جستجو کرد؛ به‌بیان‌دیگر در شرکت‌های نمونۀ پژوهش، ساختار رقابتی صنعت به‌طور مستقیم در این دو ریسک نتوانسته تأثیر بگذارد؛ بنابراین ساختار رقابتی صنعت به‌طور مستقیم، هزینۀ سرمایه سهام این شرکت‌ها را تحت تأثیر قرار نداده است. براساس مبانی نظری پیش‌گفته، اطلاعات باکیفیت افشاشده که بخشی از ساز وکارهای کنترلی هستند، به سرمایه‌گذاران در منضبط‌کردن مدیران شرکت‌های سرمایه‌پذیر کمک کرده، مدیران را ترغیب می‌کند در راستای منافع سهامداران و بهبود عملکرد شرکت گام بردارند. همچنین افشای عمومی و باکیفیت اطلاعات، شرایط نظارت عالی بر عملکرد و درنتیجه بهبود عملکرد را فراهم می‌کند. اطلاعات حسابداری مالی که نهادۀ مستقیم ساز وکارهای کنترلی شرکت هستند، باعث منضبط‌شدن رفتار مدیران در انتخاب طرح‌ها و فرصت‌های سرمایه‌گذاری و درنتیجه بهبود عملکرد شرکت خواهد شد. افزون بر این، اطلاعات حسابداری مالی و کیفیت بهتر گزارشگری مالی با شناسایی بهتر فرصت‌های سرمایه‌گذاری توسط مدیران و سرمایه‌گذاران، نظام‌دهی به انتخاب طرح‌ها، کاهش خطر اخلاقی مدیران، افزایش نقدشوندگی و کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بین سرمایه‌گذاران، موجب ارتقا و بهبود عملکرد مالی شرکت می‌شود [33]. حال اگر در شرکت‌های نمونۀ پژوهش، کیفیت گزارشگری مالی تأثیری در عملکرد مالی آنها نداشته است، دلیل این موضوع را در ناتوانی گزارش‌های مالی باکیفیت در منضبط‌کردن رفتار مدیران در انتخاب طرح‌ها و فرصت‌های سرمایه‌گذاری و درنتیجه بهبود عملکرد شرکت باید جستجو کرد؛ به ‌بیان ‌دیگر در شرکت‌های نمونه، کیفیت گزارشگری مالی، نقش کنترلی در پایش رفتار مدیران نداشته است. درمجموع براساس نتایج حاصل، می‌توان استنباط کرد که الگوی معادلات ساختاری حاصل از به‌کارگیری روش حداقل مربعات جزئی بر داده‌های شرکت‌های نمونۀ عضو بورس اوراق بهادار تهران، به‌خوبی عوامل چهارگانۀ مؤثر در هزینۀ سرمایه سهام را می‌تواند تبیین کند. با توجه به آزمون‌های مختلف انجام‌شده و قوی‌بودن الگوی حاصل، به این نتیجه می‌توان رسید که در شرکت‌های نمونۀ عضو بورس اوراق بهادار تهران، بررسی عوامل مختلف بر هزینۀ سرمایه سهام در قالب یک الگوی معادلات ساختاری تبیین‌شدنی است. در برخی مطالعات، ساختار رقابتی صنعت به‌عنوان یکی از ساز وکارهای راهبری شرکتی تأیید شده است [20]. در این پژوهش، از دیدگاه تأثیر غیرمستقیمی که ساختار رقابتی صنعت بر هزینۀ سرمایه دارد، آن را به‌صورت یکی از ساز وکارهای راهبری شرکتی می‌توان پذیرفت؛ اما از دیدگاه تأثیر مستقیم، ساختار رقابتی صنعت، یکی از ساز وکارهای راهبری شرکتی نمی‌تواند محسوب شود و جانشینی برای راهبری شرکتی باشد.

برای کنترل و مدیریت هزینۀ سرمایۀ واحدهای اقتصادی و عوامل مؤثر در آن، با توجه به الگوی معادلات ساختاری حاصل و نتیجۀ پژوهش توصیه می‌شود به عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایه در قالب یک الگوی جامع توجه شود. بررسی جداگانۀ تأثیر هرکدام از عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایه، مدیریت را در امر کنترل مطلوب هزینۀ سرمایه نمی‌تواند یاری کند. کنترل دقیق و کارآمد هزینۀ سرمایه و عوامل مؤثر در آن، در قالب یک الگوی جامع معادلات ساختاری، امکان‌پذیر است. با توجه به الگوی معادلات ساختاری به‌دست‌آمده از این پژوهش، می‌توان ادعا کرد محیط اطلاعاتی و محیط عملیاتی، نقش اساسی در کنترل و کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت‌ها دارد. مشاهده شد که ساختار راهبری شرکتی و به‌ویژه ساختار رقابتی صنعت، تأثیر خود در کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت‌ها را از مجرای محیط اطلاعاتی و محیط عملیاتی شرکت‌ها ایفا می‌کنند؛ بنابراین به مدیریت بنگاه‌های اقتصادی توصیه می‌شود برای کاهش هزینۀ سرمایۀ خود، برای ارتقای سطح محیط اطلاعاتی بنگاه و رسیدن به سطح استاندارد گزارشگری، سعی و اهتمام ویژه داشته باشند. همچنین برای این منظور در ارتقای عملکرد مالی شرکت خود بکوشند. براساس نتیجۀ پژوهش پیشنهاد می‌شود متغیرهای دیگری که حامل ریسک‌های تعیین‌کنندۀ هزینۀ سرمایه است، به میانجی‌های الگو افزوده شود. همچنین پیشنهاد می‌شود علاوه بر متغیرهای مستقل راهبری شرکتی و ساختار رقابتی صنعت، متغیرهای مستقل دیگری نیز به الگو افزوده شود.

[1] Bozec & Bozec

[2] Zhu

[3] Hashem & Sue

[4] Bhattacharya

[5] Faulkender

[6] Johnstone

[7] Creative Destruction Hypothesis

[8] Barriers to Entry Hypothesis

[9] Active Monitoring Hypothesis

[10] Speculative Effect

[11] Monitoring Effect

[12] Variance Accounted For

مراجع

1. Ahmed, S.,& Hamdan. A. (2015). Impact of corporate governance on firm performance: evidence from bahrain bourse. International Management Review. 11(2): 21-37.

2. Akins, B.,Jeffrey, N., & Rodrigo, S. V. (2012). Investor competition over information and the pricing of information asymmetry. The Accounting Review.87(1): 35-58.

3. Armstrong, C., Core, J., Taylor, D., & Verrecchia, R.(2011). When does information asymmetry affect the cost of capital? Journal of Accounting Research. 49: 1-40.

4. Ashbaugh, H., Collins, D. W., & Lafond, R. (2004). Corporate governance and cost of equity capital. Available at http://papers.ssrn.com/sol3/papers.

5. Badrinath, S. G., Gay, G.,& Kale, J. (1989). Patterns of institutional investments, prudence, and managerial safety net hypothesis. Journal of Risk and Insurance. 56(4): 605-629.

6. Baily, M.N.,& Schultze, C.L. (1990). The Productivity of capital in a period of slower growth. Brookings Papers on Economic Activity, Special Issue Microeconomics. 369-406.

7. Barron, O., Sheng, X., & Thevenot, M. (2013). The information environment and cost of capital. Available at: http://gwu.edu/.

8. Bhattacharya, N., Ecker, F., Olsson, P., & Schipper, K. (2012). Direct and mediated association among earnings quality, information asymmetry and cost of equity. The Accounting Review. 87(2): 449-482.

9. Bloomfield, R., & Fischer, P. (2011). Disagreement and cost of capital.Journal of Accounting Research. 49(1): 41-68.

10. Bozec, Y., & Bozec, R. (2011). Corporate governance quality and the cost of capital. International Journal of Corporate Governance. 2(3): 217- 236.

11. Bushee, B. (1998). The influence of institutional investor on myopic R&D investments behavior. The Accounting Review. 73(3): 305-333.

12. Chong, P., S., & Isimoya, E. (2007). Disclosure of governance information by small and medium-sized companies. Corporate Governance. 7(5): 635-648.

13. Dechow, P.,& Dichev, I. (2002). The quality of accruals and earnings: the role of accrual estimation errors. The Accounting Review. 77: 35-59.

14. Dhaliwal, D., Huang, S. H., Khurana, K. I. & Pereira, R. (2008). Product market competition and accounting conservatism. Available at: http://ssrn.com/ abstract=1266754.

15. Elyasiani, E., & Jane-Jia, J. (2008). Institutional ownership stability and BHC performance. Journal of Banking & Finance. 32(9): 1767-1781.

16. Fama, E., & French, K. (1992). The cross-section of expected stock returns. Journal of Finance. 47: 427–465.

17. Faulkender, M., Milbourn, T., & Thakor, A. (2006). Does corporate performance determine capital structure and dividend policy? Presented in Seminar at Washington University, NY, Available at:http://papers.ssrn.com/sol3/paper.

18. Francis, J. L., Olsson, R., & Schipper, K. (2005). The market pricing of accruals quality. Journal of Accounting and Economics.39(2): 295-327.

19. Gao, P. (2010). Disclosure quality, cost of capital and investor welfare. The Accounting Review.85(1): 1-29.

20. Giroud X., & Mueller, H. M. (2011). Corporate governance, product market competition and equity prices. The Journal of Finance. 66(2): 563-600.

21. Griffith, R. (2001). Product market competition, efficiency and agency costs: an empirical analysis.IFS Working Paper, Available at: http://papers.ssrn.com/sol3/paper.

22. Hair, J. F., Sarstedt, M., Hopkins, L., & Kuppelwieser, V. (2014). Partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM): An emerging tool in business research. European Business Review. 26(2): 106 – 121.

23. Hasasyegane, Y., Moradi, M.,& Eskandari, H. (2008). The relationship between Institutional Investors and corporate value. Journal of The Accounting and Auditing Review. 15(3): 107-122.

24. Hashem, N.,& Su, L. (2015). Industry concentration and the cross-section of stock returns: evidence from the UK. Journal of Business Economics & Management. 16(4): 769-785.

25. Hejazi, R., & Jalali, F. (2007). The factors affecting the cost of capital in companies listed on the Tehran Stock Exchange. Humanities and Social Sciences. No. 24: 13-30.

26. Hou, K., & Robinson, D. T. (2006). Industry concentration and average stock returns. The Journal of Finance. 61(4): 1927-1956.

27. Jensen, M. (1986). Agency costs of free cash flow, corporate finance and takeovers. American Economic Review. 76(2): 323-329.

28. Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics.3(4): 305-360.

29. Johnstone, D., (2016). The effect of information on uncertainty and the cost of capital.Contemporary Accounting Research. 33(2): 752-774.

30. Kasznik, R. (1999). On the association between voluntary disclosure and earnings management. Journal of Accounting Research. 37: 57-81.

31. Khiari, W. & A. Karaa. (2013). Corporate governance and disclosure quality: taxonomy of Tunisian Listed Firms using the decision tree method based approach. Journal of Applied Economics and Business Research. 3(2): 95-117.

32. Khodadadi, V., & Taker, R. (2012). Effect of corporate governance structure on financial performance and firm value of Tehran Listed Firms. Accounting and Auditing Research. 15(4): 88-101.

33. Lambert, R. A., Leuz, C., & Verrecchia, R. E. (2011). Information asymmetry, information precision and the cost of capital. Review of Finanace. 16(1): 1-29.

34. Leuz, C., & Wysocki, P. (2006). Economic consequences of financial reporting and disclosure regulation: areview and suggestions for future research. Working Paper, Available at: http://papers.ssrn.com/sol3/paper.

35. Lyandres, E., & Watanabe, M. (2011). Product market competition and equity returns. Available at:http://people.bu.edu/lyandres/GE-comp-2011-02-17.pdf.

36. Namazi, M.,& Ebrahimi, S. (2012). Investigating the Relationship between Product Market’s Competitive Structure and Stock Return. Journal of Financial Accounting Research. 2(3): 9-27.

37. Seyedabaszade, M., Amani, J., Khezri, A. & Pashavi, G. (2012). An introduction to PLS structural equation modeling and its application to behavioral sciences. Orumieh University Publication.

38. Sobhanifard, Y. & Akhavankharazian, M. (2012). Factor analyses, structural equation modeling. Emam Sadegh University Pablication.

39. Zhu, F. (2014). Corporate governance and the cost of capital: An international study. International Review of Finance. 14(2): 393-429.

آمار

تعداد مشاهده مقاله: 1,381

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 704

سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب

پیوندهای مفید

اخبار و اعلانات

آمار

الگویابی عوامل مؤثر در هزینۀ سرمایۀ سهام عادی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران

[6] Johnstone