بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 هیات علمی گروه حسابداری دانشگاه خلیج فارس بوشهر

2 عضو هیات علمی گروه حسابداری دانشگاه خلیج فارس بوشهر

3 دانشجوی دکتری اقتصاد دانشگاه شیراز و عضو هیئت علمی گروه اقتصاد دانشگاه خلیج فارس، بوشهر،

چکیده

هدف پژوهش حاضر بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر روی کیفیت سود (اطلاعات) است. به این منظور 110 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1390-1382 با استفاده از رگرسیون داده‌ها ترکیبی مورد بررسی قرار گرفتند.
نتایج پژوهش بیانگر آن بود که رقابت در بازار محصول تأثیر مثبت و معنی­داری بر کیفیت سود (اطلاعات) دارد. لذا می­توان چنین گفت که افزایش در رقابت بازار محصول می­تواند نقش مؤثری در افشای با کیفیت اطلاعات داشته باشد. به بیان دیگر، این پژوهش بیان می­دارد که در یک محیط کمتر رقابتی (متمرکز) مدیران واحدهای تجاری تمایل دارند تا با ایجاد یک فضای اطلاعاتی غیر شفاف هزینه‌های سیاسی و مالکانه افشای اطلاعات را کاهش داده و مزیت رقابتی خود را حفظ نمایند. 

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Investigation of the Impact of Product Market Competition on Earnings Quality of Listed Companies in Tehran Stock Exchange (TSE)

نویسندگان [English]

  • Ali Ghauory Moghadam 1
  • Hamidreza Hajeb 2
  • Hojat Parsa 3
1 Academic Board of the Accounting Department of the Persian Gulf University Bushehr
2 Member of faculty accounting department of the Persian Gulf University Bushehr
3 Ph.D. Student of Economics at Shiraz University and Faculty Member of the Department of Economics of the University of the Persian Gulf, Bushehr,
چکیده [English]

The objective of this paper is to examine the impact of product market competition on earnings quality. In order to achieve this aim, 110 listed companies on TSE over the period of 2004-2012 were examined using the panel data regression. These findings revealed that product market competition has a significant and positive impact on the earnings quality. Therefore, it can be said that increasing product market competition may have an effective role in disclosure of more high quality information. In other words, this study states that in less competitive or concentrated industries, managers tend to create an opaque information environment to decrease proprietary and political costs of information disclosure as well to protect their competitive advantages

کلیدواژه‌ها [English]

  • Earnings Quality (information)
  • Product Market Competition
  • Herfindahl–Hirschman index and Tehran Stock Exchange

مقدمه

تضاد نمایندگی و عدم تقارن اطلاعات بین مدیران و سرمایه­گذاران از تفاوت بین میزان تقاضا برای گزارشگری (توسط سرمایه­گذاران) و میزان افشای اطلاعات مالی (توسط مدیران) به وجود می­آید. با این حال، انگیزه­های یک مدیر برای افشای اختیاری اطلاعات تحت تأثیر اقتصاد و عوامل سیاسی و سازمانی قرار دارد. به عبارتی افشای اطلاعات، تحت تأثیر هزینه­های مالکانه و سیاسی1 است که از طریق افشا بر شرکت تحمیل خواهد شد (چنگ و همکاران، 2013، 138). ورکچیا (1983) بیان می­کند هنگامی که مدیر به صورت اختیاری اطلاعات را برای سهامداران افشا می­کند، ممکن است که رقبا با بدست گرفتن اطلاعات حساس شرکت، موقعیت رقابتی واحد تجاری را به خطر بیاندازند و باعث افزایش هزینه­های مالکانه شوند. هزینه­های سیاسی نیز بیانگر انتقال ثروت واحد تجاری برای مثال از طریق مالیات است.

حجم زیادی از ادبیات تجربی نشان می­دهد که افشای اختیاری بدون هزینه نیست و تصمیم‌های مدیران در باب سطح بهینه افشا تحت تأثیر اقتصاد، عوامل سیاسی و سازمانی است. در حالی که شرکت‌ها در صنایع متمرکز با سودآوری بالاتری (از طریق انحصار) مواجه هستند، ادبیات تجربی بیان می­دارد که هزینه­های سیاسی و مالکانه افشای اطلاعات در چنین شرکت‌هایی بیشتر است. بنابراین، تصمیم­های مدیران برای انتخاب سطح مناسبی از افشا شامل سبک و سنگین کردن منافع و آگاهی دهندگی بازار سرمایه در مورد ارزش شرکت و هزینه‌های دسترسی رقبا به اطلاعات حساس است (چنگ و همکاران، 2013، 140). داروغ واستروغتون (1990) بیان می­دارند که در صنایع کمتر رقابتی، شرکت‌ها از ترس جلب توجه رقبا انگیزه کمتری برای افشای اطلاعات مؤثر و آگاهی­دهنده دارند. زیرا شرکت‌ها قصد دارند انحصار موجود را به نفع خود حفظ نموده و از مزایای آن بهرمند گردند. واتس و زیمرمن (1978) پیش­بینی نمودند، مدیرانی که به لحاظ سیاسی با امکان انتقال تحمیلی ثروت مواجه می­شوند راهبرد حسابداری را انتخاب خواهند کرد تا احتمال یا اندازه این انتقال را کاهش دهند. بنابراین، هزینه­های سیاسی به شرکت‌های فعال در صنایع متمرکز انگیزه لازم برای به کارگیری تکنیک­های مدیریت درآمد برای کاهش سود گزارش شده را می‌دهد.

هزینه­های سیاسی و مالکانه افشای اطلاعات، هر دو انگیزه لازم جهت عدم افشای کامل اطلاعات کافی هستند. مدیران ممکن است تحت تأثیر این هزینه­ها، مقدار و یا کیفیت اطلاعاتی که باید افشا شود را مورد کنترل قرار دهند. هریس (1998) و بتوسان و استنفورد (2005) بیان داشتند که شرکت‌های فعال در صنایع متمرکز، مقدار اطلاعات حسابداری که باید افشا شود را از طریق پنهان کردن اطلاعات مربوط به سودآوری شرکت کنترل می­کنند. همچنین هاگرمن و زمیجسکی (1979) دریافتند که شرکت‌ها در صنایع متمرکز با احتمال بیشتری، روش‌هایی از حسابداری را انتخاب می­کنند که سود حداقل شود. در حقیقت نتایج پژوهش­های مذکور بیان می­دارند که شرکت‌ها در صنایع کمتر رقابتی تمایل دارند با ایجاد یک فضای اطلاعاتی غیر شفاف، مزیت رقابتی را که از طریق انحصار ایجاد کرده­اند حفظ نمایند. بنابراین، در پژوهش حاضر سعی بر این است تا با در نظر گرفتن کیفیت سود به عنوان شاخصی از کیفیت اطلاعات حسابداری به بررسی این فرضیه که "در صنایع با رقابت کمتر کیفیت اطلاعات پایین­تری وجود دارد" پرداخته شود. به بیان دیگر هدف، پاسخ به این سؤال است که آیا در میان شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بین رقابت در بازار محصول و کیفیت اطلاعات رابطه مثبت معناداری وجود دارد؟

در این پژوهش شاخص هرفیندال-هیرشمن به منظور اندازه­گیری میزان رقابت در بازار محصول مورد استفاده قرار می­گیرد. این شاخص، درجه تمرکز در یک صنعت مشخصی را اندازه­گیری می­کند. شاخص مذکور میزان رقابت در بازار را از توان دوم تقسیم فروش هر شرکت بر میزان فروش کل صنعت j در زمان t به دست می­آورد که هرچه مقدار این عدد بیشتر باشد میزان رقابت کمتر خواهد بود یا میزان تمرکز بیشتر است (فسو، 2013، 145).

ادبیات تجربی پژوهش

در باب موضوع مورد بررسی، در ایران هیچ پیشینه تجربی قابل ذکری یافت نشد. لذا در اینجا به ارائه چند پژوهش انجام شده در مورد ساختار رقابت در بازار محصول اکتفا می­شود.

نمازی و ابراهیمی (1391)، در مقاله­ای به بررسی ارتباط بین رقابت بازار محصول (شاخص هرفیندال و شاخص لرنر) و بازده سهام در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. آن­ها بیان کردند که بین شاخص هرفیندال و بازده سهام رابطه منفی وجود دارد که معنادار نیست. همچنین بین شاخص لرنر و بازده سهام رابطه منفی معناداری وجود دارد که بدین معناست که هر چقدر رقابت در بین صنایع بیشتر باشد، بازده سهام نیز بیشتر است.

پورحیدری و غفارلو (1391) در پژوهشی که رابطه بین ساختارهای رقابتی محصولات و محافظه­کاری مشروط حسابداری را بررسی می­کرد به این نتیجه رسیدند که بین نسبت تمرکز صنعت و محافظه­کاری رابطه منفی و ضعیف و بین تعداد شرکت‌های فعال در بازار و محافظه‌کاری ارتباط مثبت و معنادار وجود دارد.

پژوهش­های خارجی صورت گرفته در زمینه پژوهش حاضر نیز اندک بود که بخشی از آنها در مقدمه ارائه گردید و مابقی (شامل دو مورد دیگر) در زیر ارائه می‌گردد.

لی (2010) در تحقیقی چگونگی متأثر شدن تصمیمات افشای اختیاری شرکت از رقابت را مورد بررسی قرار داد. وی دریافت که رقابت به دلیل وجود رقبای بالقوه، میزان افشا را افزایش می‌دهد، در حالیکه به دلیل رقبای موجود افشا را کاهش می‌دهد. همچنین رقابت، کیفیت افشا را از طریق کاهش خوش­بینی در پیش­بینی­های سود و کاهش بدبینی در پیش­بینی سرمایه‌گذاری، افزایش می‌دهد. البته این موارد برای پیشروان2 صنعت اهمیت کمتری دارد، زیرا با فشارهای رقابتی کمتری مواجه هستند.

چنگ و همکاران (2013) در پژوهشی رابطه بین رقابت بازار محصول و کیفیت سود را بررسی کردند. یافته­ها حاکی از این بود که رابطه­ای مثبت بین رقابت و کیفیت سود وجود دارد. نتایج با این تفکر که شرکت‌ها در صنایع متمرکز و ناهمگن از مزیت انحصاری لذت می­برند و از طریق ایجاد محیط اطلاعاتی غیر شفاف از توجه رقبا و سیاستمداران دوری می‌کنند، مطابق است. رقابت نه تنها به بهبود کیفیت سود کمک می­کند، بلکه به بهتر کردن کیفیت اطلاعات عمومی و خصوصی در دست سرمایه­گذاران و تحلیلگران نیز کمک می­کند. همچنین رقابت نقش مهمی در تصمیمات افشای اختیاری مدیران بازی می­کند و تقویت کننده این دیدگاه است که انگیزه‌های مدیر برای افشا تحت تأثیر تصمیم­گیرندگان اقتصادی شرکت، محیط سازمانی و ویژگی‌های صنعت می­باشد.

متغیرهای پژوهش

با توجه به هدف پژوهش که بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود است متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی پژوهش به شرح زیر ارائه می‌گردد.

متغیر وابسته: در پژوهش حاضر کیفیت اقلام تعهدی که به عنوان نماینده کیفیت سود (EQ) در نظر گرفته شده است نقش متغیر وابسته را خواهد داشت. تای (2006) بیان می­دارد چندین معیار ارزیابی کیفیت سود نشان می­دهند که هر چه سود به وجه نقد نزدیکتر باشد، مطلوبتر است. از آنجا که اقلام تعهدی دلیل شکاف بین سود با وجه نقد است، بنابراین، می­تواند نماینده­ای از کیفیت سود باشد. دیچو و دیچو (2002) پس از معرفی مدل کیفیت اقلام تعهدی به این نتیجه دست یافتند که بین کیفیت اقلام تعهدی و یکی از ویژگی‌های کیفیت سود (پایداری سود) رابطه­ای به شدت مثبت و معنادار وجود دارد. لذا می­توان با اطمینان کیفیت اقلام تعهدی را به عنوان نماینده­ای از کیفیت سود در نظر گرفت. دیچو و دیچو (2002) برای اندازه­گیری کیفیت اقلام تعهدی مدلی به شرح (1) ارائه نمودند:

15∆WCt=b0+b1CFOt-1+b2CFOt+b3CFOt+1+دµt">  (1)                       

در مدل (1) عبارت 15â–³WCt">  تغییرات سرمایه در گردش را نشان می‌دهد، عبارت 15CFOt-1">  بیانگر جریان وجه نقدی می­باشد که در دوره گذشته بابت اقلام تعهدی (پیش دریافت و پیش پرداخت­های) همان دوره ایجاد شده و در این دوره تحقق یافته و در سود نمایان می‌گردد. 15CFOt">  نیز جریان وجه نقدی را شامل می‌گردد که در دوره جاری ایجاد شده و بابت اقلام تعهدی دوره قبل (مانند حساب­های دریافتنی و پرداختنی ایجاد شده در دوره قبل که اکنون وصول شده­اند) و اقلام تعهدی دوره جاری (مانند پیش دریافت و پیش پرداخت مربوط به دوره آتی) می­باشد. بنابراین این جریان وجه نقد بر اساس مبنای تعهدی، یا در دوره قبلی در سود منظور شده و یا در دوره آتی تحقق یافته و منظور خواهد شد. همچنین 15CFOt+1">  بیانگر جریان وجه نقدی است که در دوره آتی بابت اقلام تعهدی دوره جاری (مانند حساب­های دریافتنی و پرداختنی ایجاد شده در دوره جاری) ایجاد خواهد شد. این جریان در دوره جاری در محاسبه سود در نظر گرفته می­شود.

باقیمانده­ها در مدل رگرسیونی (1) بیانگر حجم اقلام تعهدی نامربوط به جریان نقدی شناسایی شده است و انحراف معیار این باقیمانده­ها به عنوان معیار کیفیت اقلام تعهدی و سود محسوب می­شود که هرچه مقدار آن بیشتر باشد کیفیت کمتری را برای سود و اقلام تعهدی گزارش خواهد نمود.

متغیر مستقل: با توجه به هدف پژهش، رقابت در بازار محصول باید به عنوان متغیر مستقل پژوهش در نظر گرفته ­شود. به منظور اندازه­گیری این متغیر از شاخص هرفیندال- هیرشمن استفاده می­شود. این شاخص، درجه تمرکز در یک صنعت مشخصی را اندازه­گیری می­کند. شاخص مذکور به صورت مدل (2) محاسبه می­شود (گانی و همکاران، 2011، 45؛ فسو، 2013، 145).

 (2)                                                                           15HHIjt=i=1Nj (Salesijti=1NjSalesijt) 2">  

که HHIjtعبارت است از شاخص هرفیندال- هیرشمن برای صنعت j در زمان t، Salesijtبیانگر میزان فروش شرکت i در صنعت j در زمان t است. هر چه میزان این شاخص بیشتر باشد، حاکی از وجود تمرکز بیشتر (رقابت کمتر) در بازار است.

متغیرهای کنترلی: متغیرهای کنترلی پژوهش بر اساس چن و همکاران (2013) به شرح زیر است:

1. اندازه واحد تجاری (Size): این متغیر بر مبنای لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها اندازه­گیری می­شود.

2. نوسان فروش (SDS): که عبارت از انحراف معیار فروش برای هر واحد تجاری طی دوره زمانی مورد بررسی است.

3. نوسان وجه نقد (SDCF): بر اساس انحراف معیار وجه نقد واحد تجاری طی دوره زمانی مورد بررسی اندازه­گیری می­شود.

4. اهرم مالی (Lev): نسبت کل بدهی به کل دارایی، معیاری برای اندازه­گیری این متغیر است.

فرضیه پژوهش

بر اساس پیشینه پژوهش می­توان چنین بیان نمود که شرکت‌ها در صنایع کمتر رقابتی تمایل دارند با ایجاد یک فضای اطلاعاتی غیر شفاف، مزیت رقابتی را که از طریق انحصار ایجاد کرده­اند، حفظ نمایند. بنابراین فرضیه پژوهش به شرح زیر است:

بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود رابطه مثبت معناداری برقرار است. به عبارت دیگر، انتظار می­رود بین شاخص هرفیندال- هیرشمن با کیفیت اقلام تعهدی (سود) رابطه منفی معناداری وجود داشته باشد. از آنجا که هر چه میزان این شاخص بیشتر باشد بیانگر تمرکز بیشتر (رقابت کمتر) در بازار است به همین خاطر رابطه منفی معنادار باید وجود داشته باشد. این رابطه منفی به این معنی است که رقابت بیشتر، منجر به کیفیت سود بیشتری می­شود.

جامعه و نمونه پژوهش

جامعه مورد بررسی در پژوهش حاضر شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. از آنجا که در پژوهش حاضر نیاز است میزان رقابت در سطح صنایع مورد محاسبه قرار گیرد، صنایعی که دارای بیش از 30 شرکت فعال بودند به عنوان نمونه مورد بررسی انتخاب شدند. به این ترتیب تعداد 6 صنعت انتخاب گردید که اطلاعات لازم برای تنها 110 شرکت فعال در صنایع انتخابی در دوره 9 ساله 1390-1382 در دسترس بود. نام صنعت و تعداد شرکت‌های مورد بررسی به شرح نگاره 1 است.

نگاره(1): نام صنایع و تعداد شرکت‌هایی که در هر صنعت مورد بررسی قرار گرفته است

نام

فلزات اساسی

مواد غذایی

محصولات شیمیایی

خودرو و ساخت قطعات

محصولات دارویی

سیمان و گچ

جمع

تعداد

12

14

18

26

22

18

110

روش­شناسی پژوهش

به منظور بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود باید از رگرسیون داده‌های ترکیبی استفاده شود. از آنجا که در این پژوهش تعداد 110 شرکت در دوره زمانی 9 ساله 1390-1382 مورد بررسی قرار می­گیرد، پژوهش حاضر هم با سری زمانی و هم با مقاطع سر و کار دارد. به منظور ترکیب داده‌های سری زمانی و داده‌های مقطعی باید از روش داده‌های ترکیبی استفاده گردد.

داده‌های ترکیبی نسبت به داده‌های تلفیقی از تغییرپذیری بیشتر، همخطی کمتر میان متغیر­ها، درجات آزادی و کارایی بیشتری برخوردار هستند. همچنین داده‌های ترکیبی می­توانند تورشی که ممکن است در نتیجه در نظر گرفتن واحدهای مورد بررسی حاصل شود را به حداقل برساند. رگرسیون داده‌های ترکیبی شامل مدل اثرات ثابت و تصادفی است. اگر رگرسیون با اثرات غیر قابل مشاهده انفرادی رابطه داشته باشد، به منظور برآورد، مدل اثرات ثابت مناسب و مدل اثرات تصادفی نامناسب است. اگر رگرسیون با اثرات غیر قابل مشاهده ارتباطی نداشته باشد باز هم می­توان از مدل اثرات ثابت استفاده کرد، اما مدل اثرات تصادفی کاراتر است (یو، 2013، 5).

چارچوب کلی آماری داده‌های ترکیبی به صورت مدل (2) می‌باشد (بالتاجی، 2005):

(2)                                         15yit=خ±+Xit'خ²+UitQUOTEiVBORw0KGgoAAAANSUhEUgAAAHkAAAASCAIAAADwq+aHAAAAAXNSR0IArs4c6QAAAAlwSFlzAAAO xAAADsQBlSsOGwAAApVJREFUWEftWDtygzAQhZzFuMhwAnwCOw1V2nSijJt0LnMAKOMjuHJjOEF8 goyLwF3I6odXRj/IjAd7rIrPSrv79PZpIWzbNniMqyDwdBUvDycUgfvDuikWYZhVE9zeu8O6OeyO Sf6xnCDW4Z3pNbA6Om3aryliHQDWNznqPGHUJWXb4mtnMiURlE/y2mlsMJAO+RK+7ieKNQeE4mge NEVpAfZe0NF1+Rw8+9KHh3d1Otx5uL9hvZ69b8jPbwN7UmWroPx+n7k0uik+t6Ts9CV5jlwzjO/r 0xFNh7t47nQPWLODW5zc+NonjiqDqdqxKCgKvSEn0Ndw/b9+YZnGu0NVLPapn0ADJCRlSl5l0Tre uHfHhEHz+5O8vkh0q/1WrGvHrM5JXqOKgPqxl+5YjYN5tDalxBFCErMjjypmcfhqBzJm6mpP0el9 jILANyOHrouZQS+feWjQEOQRMHq17I6tHj20kcAisGPe1ECiqt2iAd4VQiq5lMQMmsBa2pdEu+M0 K+05NSA+zEHnWeJkFqUHy6pXh8ZskaXtYBT1Z+O+Er5xrR5osg9h08s8F4iyQhM7JFua7sEQLiPb jkyABgyqXNJdb0UX1i6O8gWVbBGXz1qmT8XDO+6A5LULtK7nu/SPxKTPnXFoyyKAEmGXFomyZstf Kr0tpoWeInR34IgQ6vRPvebx84GXsoOGsFb8Y0oYFWQc5D6zXMwyrmHM1iakI/prbQAO0Hh/Dd3X PlW+a+tTnC6bhvZt8IchgE60KYrr/dBZftFkhn9p01hlowt92bkTgxuPDlhQdax3B2hPrLnuNagQ 2nYVvh2o89k8Pq6j8C14meRPBqVnMWUr+OLzyTDexgmaT0XfjA0/xoVgY1mfRAZ/BMhtLtMR8lQA AAAASUVORK5CYIJ= ">

15y=خ±iNT+Xخ²+u ">

15y=iâ‹®Xخ±خ²+u">             

15y=Zدƒ+U ">

15i=1,…,N">

15t=1,…,T">

Z: بردار متغیرهای توضیحی

: 15دƒ">  بردار پارامترهای مدل

در مدل فوق اندیس i نشان‌دهنده مشاهدات مربوط به بنگاه و اندیس t بیانگر زمان می‌باشد. α اسکالر و β برداری دارای ابعاد K×1 که در آن K تعداد متغیر توضیحی است و 15Xit'">  در برگیرنده K متغیر توضیحی می‌باشد. در این رابطه 15Uit">  جزء خطاست که شامل سه بخش می‌باشد و فرم (3) را داراست:

(3)                                                                                               15Uit=خ¼i+خ»t+vit">

که 15خ¼i">  اثر واحدهای فردی 15خ»t">  اثر مربوط به زمان و 15vit">  جملات اختلال بوده و مستقل از دو جزء دیگر است. جزء به صورت مدل (4) نشان داده می‌شود:

15U=Zخ¼خ¼+Zخ»خ»+v ">  (4)

15Zخ¼=IN iT">   

15Zخ»=iNIT">                                                                                                                   

این دو جزء می‌توانند شامل اثرات ثابت یا تصادفی باشند که برای تشخیص آن­ها از آزمون‌های آماری استفاده خواهد شد. قبل از تشخیص اثرات ثابت و تصادفی بایستی ایستایی متغیرها را در داده‌های پانلی مورد آزمون قرار داد.

آزمون ریشه ‌واحد در داده‌های پانل

برای ارزیابی ایستایی متغیرهای مزبور از آزمون ریشه واحد استفاده می‌گردد. آزمون ایستایی برای ضریب 15yi t-1">  در مدل زیرصورت می‌گیرد. چندین آزمون ریشه واحد مربوط به داده‌های پانل وجود دارد که از مهمترین آنها می‌توان به آزمون لوین لین و چو (2002)، آزمون بریتانگ و هدری (2000) اشاره نمود که فرض می‌کنند پارامترها در طول مقطع عرضی سازگار و ثابت هستند، به طوری که در مدل (5) 15دپi=دپ">  برقرار است.

            15yit=دپiyit-1+xitخ´i+خµit">                    (5)

15xit"> : بردار متغیرهای درونزای مدل است که شامل اثرات ثابت و یا روندهای فردی است. در مدل فوق اگر 15دپi<1">  باشد، 15yi">  به طور ضعیف ایستا است و چنانچه 15دپi=1">  باشد آنگاه گفته می­شود 15yi">  دارای ریشه واحد است.

ایم، پسران و شین (2003) فرض می‌کنند که اجازه دهیم 15دپi">  آزادانه در مقاطع عرضی (انفرادی) تغییر کنند. براساس نتایج آزمون‌های فوق اگر فرضیه صفر 15H0: دپ=1"> رد شود نتیجه می‌گیریم که متغیر مورد نظر در سطح ایستا می‌باشد. در این تحقیق از دو آزمون لوین لین و چو و بریتانگ و هدری استفاده شده و نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد به صورت نگاره 2  و 3 گزارش می­شود.

نگاره )2(: آزمون ریشه واحد لوین لین و چو

P-value

Statistic

Variable

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

65/8-

97/8-

32/8-

48/7-

47/9-

25/1-

EQ

Lev

Size

Sds

Sdcf

HHI

 

 

نگاره (3): آزمون ریشه واحد بریتانگ

P-value

Statistic

Variable

00/0

00/0

00/0

00/0

00/0

04/0

8/18-

74/17-

07/18-

29/18-

93/18-

68/1-

EQ

Lev

Size

Sds

Sdcf

HHI

 

همان­گونه که نتایج نشان می­دهد کلیه متغیرها در سطح، ایستا بوده و ریشه واحد وجود ندارد. اکنون برای تعیین وجود اثرات ثابت یا تصادفی بایستی آزمون‌های براش- پیگان و هاسمن انجام شود.

آزمون براش- پیگان3

با استفاده از این آزمون به بررسی این نکته پرداخته می­شود که آیا مدل به صورت آمیخته4 یا الگوی پانل با اثرات ثابت و تصادفی است. ابتدا با استفاده از آزمون ضریب لاگرانژ براش-پیگان اضافه کردن اثرات ثابت به الگو مورد آزمون قرار می­گیرد. فرضیه­های مربوطه به شرح زیر است.

عدم وجود اثرات ثابت یا تصادفی: 15H0">

وجود اثرات ثابت یا تصادفی: 15H1">

اگر prob کمتر از 05/0 باشد فرضیه 15H0">  رد می‌شود و بنابراین بایستی با اثرات ثابت و تصادفی انتخاب شود. جهت تعیین و انتخاب الگوی با اثرات ثابت یا تصادفی از آزمون هاسمن استفاده می­شود. نگاره 4 نتایج آزمون براش- پیگان را نشان می‌دهد.

نگاره (4): آزمون براش-پیگان

Prob

آماره F

متغیر وابسته

000/0

91/4

EQ

 

با توجه به نتایج بدست آمده از آزمون براش- پیگان فرض 15H0">  رد می‌شود. یعنی وجود اثرات ثابت یا تصادفی تأیید می­شود. اکنون برای تعیین اثرات ثابت یا تصادفی از آزمون هاسمن استفاده می‌گردد.

آزمون هاسمن

آزمون هاسمن جهت تعیین همبستگی میان اثرات تصادفی 15ui">  و رگرسورها 15xit">  مورد استفاده قرار می‌گیرد. از این آزمون جهت انتخاب الگوی پانل با اثرات ثابت یا تصادفی استفاده می­شود. فرضیات این آزمون به صورت زیرمی‌باشند.

عدم وجود اثرات ثابت (اثرات تصادفی): 15H0">

وجود اثرات ثابت: 15H1">

نگاره 5 نتایج حاصل از آزمون هاسمن را نشان می‌دهد. در نگاره 5 موارد زیر نیاز به معرفی دارد:

b) fix): بردار پارامترهای ناشی ازتخمین اثرات ثابت؛

(B) ran: بردار پارامترهای ناشی ازتخمین اثرات تصادفی؛

 (b-B): تفاوت درضرائب.

نگاره (5): آزمون هاسمن

 (b-B)

(B) ran

 b) fix)

متغیرها

084/0

032/0

008/0-

016/0-

012/0-

016/1-

274/0

304/0-

076/0-

697/0

931/0

306/0

312/0-

093/0-

684/0-

HHI

Size

Lev

Sds

Sdcf

 41/12=X

 0877/0 prob>chi2=

با توجه به نتایج حاصل از آزمون هاسمن فرض صفر که بیانگر وجود اثرات تصادفی است در سطح 95% قابل رد کردن نیست. به عبارتی این مسئله که تفاوت میان ضرائب سیستماتیک نیست، تأیید می‌شود. این یعنی روش اثرات تصادفی نسبت به روش اثرات ثابت کاراتر است.

یافته­های پژوهش

اکنون با توجه به نتایج آزمون‌های هاسمن و براش- پیگان مشخص می­شود که بایستی مدل داده‌های پانل با اثرات تصادفی تخمین زده شود. به همین منظور از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته5 جهت تخمین اثرات تصادفی استفاده می‌گرددکه نتایج به صورت نگاره 6 ارائه می‌شود.

نگاره (6): نتایج حاصل ازتخمین مدل اثرات تصادفی با استفاده از رگرسیون حداقل مربعات تعمیم یافته

فاصله اطمینان 95%

احتمال 15p>z">

آماره z

ضرائب

متغیرها

 (649/0- 387/1-)

 (323/0 224/0)

 (119/0- 484/0-)

 (026/0- 126/0-)

 (742/0 654/0)

 (613/1 920/0)

000/0

000/0

001/0

003/0

000/0

000/0

41/5-

80/10

24/3-

01/3-

00/31

18/7

018/1-

273/0

301/0-

076/0-

698/0

267/1

HHI

Size

Lev

Sds

Sdcf

cons

 878/0= R2

 78/1= DW

نتایج ارائه شده در نگاره 6 بیانگر تأیید فرضیه پژوهش است. تأیید فرضیه پژوهش به این معنی است که رقابت در بازار (613/1 920/0) محصول می­تواند تأثیر فزاینده بر کیفیت سود و اطلاعات ارائه شده توسط واحدهای تجاری داشته باشد. همانطور که در نگاره 6 قابل مشاهده می­باشد، ضریب متغیر رقابت در بازار محصول (HHI) عدد 02/1- است. منفی بودن این ضریب به این خاطر است که هر چه مقدار شاخص هرفیندال - هیرشمن بیشتر باشد بیانگر تمرکز بیشتر و رقابت کمتر است؛ لذا رابطه منفی شناسایی شده میان کیفیت سود و شاخص مذکور به این معنی است که هر چه تمرکز در بازار محصول بیشتر باشد، کیفیت سود و اطلاعات افشا شده کمتر خواهد شد و هر چه این شاخص کمتر باشد که به منزله رقابت بیشتر در بازار است، کیفیت سود و اطلاعات بیشتر خواهد شد. بنابراین، به طور کلی می­توان گفت صرف نظر از تأثیر اندازه، اهرم مالی، نوسان فروش و نوسان وجه نقد، بین کیفیت سود و رقابت در بازار محصول رابطه مثبتی وجود دارد.

نتیجه­گیری

در پژوهش حاضر هدف بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر روی کیفیت سود بود. به این منظور 110 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 1390-1382 با استفاده از رگرسیون داده‌های ترکیبی مورد بررسی قرار گرفتند.

یافته­های پژوهش نشان داد که بهبود وضعیت رقابتی در بازار محصول می­تواند تأثیر مثبتی بر کیفیت سود و اطلاعات داشته باشد. بنابراین، افزایش در رقابت بازار محصول می­تواند نقش مؤثری در انگیزه مدیران به منظور افشای اختیاری همراه با کیفیت بالای اطلاعات داشته باشد. به بیان دیگر، نتایج پژوهش­ بیان می­دارد که شرکت‌ها در صنایع کمتر رقابتی تمایل دارند با ایجاد یک فضای اطلاعاتی غیر شفاف، مزیت رقابتی را که از طریق انحصار ایجاد کرده­اند حفظ نموده و از این طریق هزینه­های سیاسی و مالکانه را کاهش دهند. لذا در یک فضای متمرکز، اطلاعات با کیفیت مناسب افشا نخواهد شد و در اینجاست که می­توان به اهمیت وجود یک بازار رقابتی پی برد. چرا که چنین بازاری شرایط لازم برای افشای مناسب و با کیفیت اطلاعات را فراهم می­کند. نتایج این پژوهش هم راستا با نتایج بدست آمده توسط هاگرمن و زمیجسکی (1979)، هریس (1998)، بتوسان و استنفورد (2005)، لی (2010) و چنگ و همکاران (2013) است.

با توجه به نتایج این پژوهش می­توان چنین بیان نمود که مراجع قانونگذار (در باب افشای اطلاعات) باید تمرکز ویژه­ای روی این موضوع داشته باشند. در واقع این مراجع می­توانند با فراهم کردن شرایط لازم به منظور دستیابی به یک محیط رقابتی، شرایط لازم برای رسیدن به یک محیط همراه با شفافیت اطلاعاتی را فراهم نمایند. همچنین از دیگر کاربردهای این پژوهش این است که سرمایه­گذاران و تحلیل­گران بازار سرمایه نیز باید به میزان تمرکز در بازار سرمایه توجه ویژه­ای داشته باشند، زیرا در چنین محیطی (کمتر رقابتی) نیاز به تجزیه و تحلیل و کاوش بیشتر به منظور کسب اطلاعات شفاف وجود دارد.  

پی نوشت

Leader

2

Proprietary & Political Costs

1

Pooled

4

Breusch-PaganTest

3

 

 

Generalized Least Squar (GLS)

5

پورحیدری، امید و غفارلو، عباس. (1391). "بررسی ارتباط بین ساختارهای رقابتی محصولات و محافظه کاری مشروط حسابداری". پژوهش­های حسابداری مالی، سال چهارم، شماره 2، صص. 62-41.

نمازی، محمد و ابراهیمی، شهلا. (1391). "بررسی ارتباط بین ساختار رقابتی بازار محصول و بازده سهام". پژوهش­های تجربی حسابداری مالی، شماره 1، 27-9.

Baltagi, B. H. (2005). Econometric Analysis of Panel Data. Britain: John Wiley & Sons Ltd.

Botosan, C. A. , and Stanford, M. (2005). "Managers’ motives to withhold segment disclosures and the effect of SFAS No. 131 on analysts’ information environment". The Accounting Review. 80, 751–771.

Breitung, J. (2000). "The Local Power of Some Unit Root Tests for Panel Data". Advances in Econometrics, 15, 161-177.

Cheng, P. , Man P. , and Yi, C. H. (2013). "The impact of product market competition on earnings quality". Accounting and Finance, 53, 137-162.

Darrough, M. N. , and Stroughton, N. M. (1990). "Financial disclosure policy in an entry game". Journal of Accounting and Economics, 12, 219–243.

Dechow, P. M. , and Dichev, I. D. (2002). "The Quality of Accruals and Earnings: The Role of Accrual Estimation Errors". The Accounting Review, 77, 35-59.

Fosu, S. , (2013). "Capital structure, product market competition and firm performance: Evidence from South Africa". The Quarterly Review of Economics and Finance. 53. 140–151.

Guney, Y. , Li, L. and Fairchild, R. (2011) , "The Relationship between Product Market Competition and Capital Structure in Chinese Listed Firms". International Review of Financial Analysis. 20. 41-51.

Hagerman, R. L. , and Zmijewski, M. E. (1979). "Some economic determinants of accounting policy choice". Journal of Accounting and Economics, 1, 141–161

Harris, M. S. (1998). "The association between competition and managers’ business segment reporting decisions". Journal of Accounting Research, 36, 111–128.

Im K. S, Pesaran, M. H, and Shin, Y. (2003). "Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels". Journal of Econometrics 115 (revise version of 1997’s work) , 53-74.

Levin, A, Lin, C. F, Chu, C. J. (2002). "Unit root tests in panel data: asymptotic and finite sample properties". Journal of Econometrics 108 (revise version of 1992’s work) ,1-24.

Li, X. (2010). "The impacts of product market competition on the quantity and quality of voluntary disclosures". Review of Accounting Studies, 15, 663–711.

Thai, K. B. U. , Meek, G. K. , and Nabar, S. (2006). "Earnings attributes and investor-protection: International evidence". International Journal of Accounting,41 (4) , 327-357.

Verrecchia, R. (1983) "Discretionary disclosure". Journal of Accounting and Economics, 5, 179-194.

Watts, R. , and Zimmerman, J. (1978). "Towards a positive theory of the determination of accounting standards". The Accounting Review, 53, 112–134.

Yu, M. (2013). "State ownership and firm performance: Empirical evidence from Chinese listed companies China". Journal of Accounting Research. 6 (2). 75-87.