نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار تجاري

رويكرد متغير هاي ابزاري

چكيده: يكي از راه هاي افزايش اعتبار تجاري، كاستن از عدم تقارن اطلاعات ي موجود ب ين

خريدار و فروشنده است. خريداران مي توانند با افزايش كيفيت گزارشگري مالي و كيفي ت افشا،

اطلاعات بيشتري درخصوص وضعيت و عملكرد مالي خود به فروشندگان عرضه كنند؛ عدم

تقارن اطلاعاتي موجود را كاهش دهند و از اي ن طري ق موجب افزا يش اعتبار در ي افتي از

فروشندگان شوند. پژوهش حاضر، رابطة كيفيت گزارشگري ما لي و كيفي ت افشا را با م ي زان

اعتبار تجاري در 146 شركت پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازة زما ني 1383 تا

1395 بررسي كرده است. به دليل درون زا بودن دو متغير كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا،

براي آزمون فرضيه هاي پژوهش از رگرسيون با متغيرهاي ابزار ي و برآوردگر حداقل مربعات

2) استفاده شد و مقايسه اي ميان نتايج آن با يافته هاي رويكرد حداقل مربعات SLS) دو مرحله اي

به عمل آمد. نتايج رويكرد متغيرهاي ابزاري نشان مي دهد با افزا يش كيفي ت (OLS) معمولي

گزارشگري مالي و كيفيت افشا، ميزان اعتبار تجاري افزايش مي يابد. با اين حال، نتايج رويكرد

حداقل مربعات معمولي فقط گوياي تأثير مثبت و معنادار كيفيت افشا (و نه كيفيت گزارشگري

مالي) بر اعتبار تجاري است.

واژ ههاي كليدي: اعتبار تجاري، كيفيت افشا، حداقل مربعات دومرحل هاي، كيفي ت گزارشگ ري

مالي، متغيرهاي ابزاري.

1. استاديار حسابداري، دانشكدة علوم اقتصادي و اجتماعي، دانشگاه بوعلي سينا، همدان، ايران

2. دانشجوي كارشناسي ارشد حسابداري، دانشكدة علوم اقتصادي و اجتماعي، دانشگاه بوعلي سينا، همدان، ايران

1396/05/ تاريخ دريافت مقاله: 25

1396 /10/ تاريخ پذيرش نهايي مقاله: 10

نويسندة مسئول مقاله: عباس افلاطوني

E-mail: A.Aflatooni@basu.ac.ir

2  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

مقدمه

اعتبار تجاري 1 يك منبع تأمين مالي كوتاه مدت براي شركت ه اي كوچك و متوسط به شمار

مي رود (سيفرت، سيفرت و پروتوپپاسيك، 2013 ). از ديدگاه قانون، هر قرارداد اعتبار تجار ي،

توافقي الزام آور بين دو طرف است كه اجازه مي دهد خريدار، كالا ها و خدمات را قبل از پرداخت

وجه آن به تأمين كننده، دريافت كرده و اعتبار تجاري را در قالب يك بده ي جار ي در ترازنامه

درج كند. از ديدگاه تأمين كننده، اعتبار تجاريِ اعطاشده، سرما يه گذار ي در حساب ها و اسناد

دريافتني است و به عنوان يك دارايي در تراز نامه ظاهر مي شود (ايزدي نيا و طاهر ي، 1394 ). به

عقيدة بياييس و گالير ( 1997 )، براي شركت هايي كه با محدوديت هاي مالي مواجه اند، استفاده از

اعتبار تجاري در مقايسه با ساير منابع تأمين مالي ساده تر است. با اين حال، از آنجا كه خري داران

؛ بايد هزينة ضمني 1 اين نوع تأمين مالي را تحم ل كنند (جي انتي، بوركارت و الينگسن ، 2011

مارتينزسولا، گارسياترول و مارتينزسولانو، 2014 )، اعتبار تجاري تنها ي ك انتخاب است و اگر

هيچ جايگزين بهتر و ارزان تري وجود نداشته باشد ، م ي توان از آن بهره برد (ديلوف و ون

اوورفلت، 2008 ). با اينكه پترسون و راجان ( 1997 ) اعتبار تجاري و وام هاي بانكي را منابع ما لي

جايگزين مي دانند؛ بوركارت و الينگسن ( 2004 ) اين منابع را مكمل (و نه جايگزين) يكديگر تلقي

مي كنند. عوامل مختلفي بر ميزان اعتبار تجاري تأثير دارند. به باور بي اييس و گا لير ( 1997 ) با

كاهش عدم تقارن اطلاعاتي 1 بين خريدار و فروشنده، خريدار مي تواند اعتبار تجار ي بيشتر ي از

فروشنده دريافت كند. از جمله راه هاي كاهش عدم تقارن اطلاعاتي، افزايش كيفيت گزارشگر ي

مالي 1 (بيدل و ه يلاري، 2006 و اخگر و شانظر ي، 1394 ) و ارتق اي كيفي ت افش ا 1 (ب راون و

هيلگيست، 2007 ) است.

در بيشتر پژوهش هاي پيشين خارج ي (مانند يان، 2013 و داي و يانگ، 2015 ) و داخل ي

(مانند ايزدي نيا و طاهري، 1394 و كاميابي و گرجيان، 1395 ) درخصوص رابطة كيفيت

گزارشگري مالي و مؤلفه هاي كيفيت سود (مانند هموار بودن 1 و ميزان محافظه كاري 1) با اعتبار

تجاري، متغيرهاي ذكرشده، برون زا 1 بوده و از رويكرد حداقل مربعات معمولي 1 استفاده شده است.

1. Cammercial/Trade credit

2. Implied cost

3. Information asymmetry

4. Financial reporting quality (FRQ)

5. Disclosure quality

6. Smoothness

7. Conservatism

8. Exogenouse

9. Ordinary least squares (OLS)

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  3 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

با اين حال، از آنجا كه متغيرهاي ياد شده خود تابعي از شر ايط درون سازماني و برون سازماني

هستند، اين احتمال وجود دارد كه درون زا 1 باشند (كوهن، 2008 و لاركر و راستيكاس، 2010 ) و

استفاده از رويكرد حداقل مربعات معمولي به نتايج قابل اتكايي منجر نشود (كمرون و تري ودي،

2010 ). از اين رو در پژوهش حاضر، ابتدا درون زا بودن اين متغيرها بررسي مي شود و پس از تأييد

درون زا بودن آنها، با استفاده از رويكرد متغيرهاي ابزاري 2 و برآوردگر حداقل مربعات دو مرحله اي

(2SLS) 3، به مطالعة رابطة كيفيت اقلام تعهدي 4 (به عنوان مع ي ار ارزي ابي كيفي ت گزارشگر ي

مالي) و كيفيت افشا با اعتبار تجاري، پرداخته خواهد شد . در ادامه، پيشينة نظري و تجربي،

روش شناسي، يافته هاي پژوهش و در پايان، نتيجه گيري و پيشنهادها، ارائه شده است.

پيشينة نظري پژوهش

بياييس و گالير ( 1997 ) با طراحي مدل اعتبار تجاري خود، به صورت نظري نشان دادند به دلي ل

وجود عدم تقارن اطلاعاتي، فروشنده آگاهي كاملي از وضعيت خري دار ندارد ؛ ام ا با استفاده از

مجموعه علائمي كه خريدار به بازار مخابره مي كند، فروشنده مي تواند تا حدي از وضعيت خريدار

آگاه شود و تصميم درستي در خصوص اعطاي اعتبار به خر ي دار اتخاذ كند . افزون بر آن، در

شرايط وجود اعتبار تجاري، خريدار مي تواند كيفيت محصول را قبل از پرداخت وجه آن بررس ي

كند. از جمله عواملي كه موجب افزايش آگاهي فروشنده از خريدار و ارائة ساده تر اعتبار تجار ي

مي شود، كاهش عدم تقارن اطلاعاتي ب ين آن دو است . خري دار م ي تواند با افزا يش كيفي ت

گزارشگري مالي و كيفيت افشا، موجب كاهش عدم تقارن اطلاعاتي بين خود و اعتباردهنده شود

.( و به اين طريق، اعتبار تجاري بيشتري از فروشنده دريافت كند (يان، 2013

از سوي ديگر همان گونه كه پيش از اين بيان شد ، در اغلب پژوهش هاي پيشين كه از

متغيرهاي كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا به عنوان متغيرهاي مستقل بهره برده اند، با اين

متغير همانند متغيرهاي برون زا رفتار نموده و براي بررسي آنها از رويكرد حداقل مربعات معمولي

استفاده كرده اند. با اين حال، چون دو متغير كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افش ا از عوامل

متعددي تأثير مي پذيرند، اين احتمال وجود دارد كه درون زا باشند (لاركر و راستيكاس، 2010 ). در

اين حالت، بين دو متغير نام برده و جملة خطاي رگرسيون حداقل مربعات معمولي، همبستگي

معناداري ايجاد شده و بدين ترتيب فرض كلاسيك چهارم رگرسيون خطي نقض م ي شود و به

1. Endogenouse

2. Instrumental variables

3. Two stages leaste squares (2SLS)

4. Accruals quality

4  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

اصطلاح، تورش درون زايي 1 به وجود مي آيد؛ از اين رو ديگر نمي توان بر نتايج به دست آمده اتكا

كرد و به اجراي رويكردي نياز است كه اين مشكل را رفع كند . براي اين منظور، در متون

اقتصادسنجي (مانند كمرون و تريودي، 2010 )، رويكرد رگرسيون با متغيرهاي ابزاري معرفي شده

است.

رويكرد متغيرهاي ابزاري

براي ارائة ديدگاه شهودي درخصوص رويكرد متغيرهاي ابزاري، شكل 1 را درنظر بگيريد كه در

همبستگ ي معنادار ي ،u متغير مستقل است، اما با جملة باقي ماندة مدل x متغير وابسته و y ، آن

دارد. در اين حالت، فرض كلاسيك چهارم رگرسيون خطي رد مي شود و پارامترهاي حاصل از

تورش دار خواهند بود ،y و x به كارگيري رويكرد حداقل مربعات معمولي در برآورد رابطة بين

(كمرون و تريودي، 2010 ). براي رفع مشكل درون زايي، مي توان بر اساس تئور ي ه اي ما لي و

نقش دارند x به كار برد كه در تبيين y و x اقتصادي، متغيرهايي را برگزيد و در برآورد رابطة بين

(x ناميده مي شوند. اگر متغيرهاي ابزاري با متغير درون زا (يعن ي (z و متغيرهاي ابزاري (در اينجا

همبستگي معناداري داشته باشند، اما اين همبستگي در جملة خطاي رگرسيون اصلي ديده نشود،

تورش درون زايي رفع شده است (كمرون و تري ودي ، 2010 ). به عقي دة لاركر و راست يكاس

2010 )، در اغلب پژوهش هاي حسابداري، امكان ايجاد تورش درون زايي وجود دارد. )

شكل 1. موقعيت متغيرهاي وابسته، مستقل و ابزاري

پيشينة تجربي

در پژوهش هاي خارجي، پترسون و راجان ( 1997 ) نشان دادند اگر شركت ها در تأمين مالي از

بانك ها با محدوديت روبه رو شوند، اعتبار تجاري گزينة جذابي براي تأمين مالي خواهد بود؛ حت ي

اگر پر هزينه باشد. ويلسون و سامرز ( 2002 ) نشان دادند ميزان استفاده از اعتبار تجاري در صنايع

مختلف ب هصورت شايان توجهي متفاوت است. دنيلسون و اسكات ( 2004 ) دريافتند از آنجا كه

1. Endogeniety bias

Z X y

u

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  5 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

شركت هاي كوچك تر با موانع ب يشتر ي بر اي كسب اعتبار از بانك ها مواجه اند ، ب يش از

شركت هاي بزرگ به كسب اعتبار تجاري تمايل نشان مي دهند. افزون بر آن، بوگي اس، ماتئو و

ميزن ( 2009 ) نشان دادند كاهش در اخذ وام هاي بانكي، ميزان اعتبار تجاري را افز ايش خواهد

داد. بهاراث، ساندر و ساندر ( 2008 ) دريافتند كه افزايش در كيفي ت اطلاعات حسابدار ي، به

آسان تر شدن تأمين مالي (از جمله تأمين مالي از طريق اعتبار تجاري) مي انجامد. كيفي ت بالا ي

اطلاعات حسابداري به كاهش عدم تقارن اطلاعاتي منجر مي شود و خري د اعتبار ي را تسه يل

مي كند (باتاچاري ا، ايكر، اولسن و شيپر، 2011 ). جي انتي و همكارانش ( 2011 ) دريافتند كه

شركت ها ترجيح مي دهند براي تأمين مالي سرمايه گذاري هاي جدي د با استفاده از منابع مال ي

داخلي، به ترتيب از بدهي كوتاه مدت (شامل اعتبارات تجاري)، بدهي بهره دار و در نهايت از انتشار

سهام جديد استفاده كنند.

شركت هايي كه با مشكل نقدينگي مواجه اند، مي توانند از اعتبار تجاري استفاده كرده و به

فعاليت خود ادامه دهند و به اين صورت مانعِ ايجاد وقفه در عمليات خود شوند (فراندو و م ولير،

2013 ). آلتوناك ( 2012 ) بيان مي كند كه حدود 40 تا 60 درصد از شركت ها، حسا ب پرداختن ي

خود را با تأخير به عرضه كنندگان پرداخت مي كنند. مسئلة پرداخت با تأخ ير به شركت ه اي

كوچك محدود نمي شود و شركت هاي بزرگ نيز ممكن است در پرداخت تهعدات تجار ي خود ،

تأخير داشته باشند. مرفين و انجورج ( 2013 ) نشان دادند تأخير در پرداخت به وس يلة مشتر يان

بزرگ، محدوديت هايي را ا ز نظر سرمايه گذاري در اموال و تجهيزات براي عرضه كنندگان به وجود

آورده و موجب كاهش مخارج سرمايه اي مي شو د. بنابر اين، هنگام اعط اي اعتبار تجار ي به

مشتريان، عرضه كنندگان بايد احتمال پرداخت با تأخير و حتي در برخي موارد، احتمال نكول 1 را

درنظر بگيرند.

هيو، كلاسا و يِونگ ( 2012 ) و داي و يانگ ( 2015 ) دريافتند كه عرضه كنندگان، اعتبار

تجاري بيشتر را براي شركت هايي درنظر مي گيرند كه گزارش هاي مالي خود را محافظه كارانه تر

تهيه و ارائه مي كنند. يان ( 2013 ) دريافت كه با افزايش مديريت سود  كه موجب افز ايش عدم

تقارن اطلاعاتي مي شود  مي زان اعتبار تجار ي كاهش م ي يابد . يافته ه اي مارتينزسولا و

همكارانش ( 2014 ) نشان داد هرچه سود، نوسان پذيري كمتري داشته و هموارتر باشد، قابل ي ت

پيش بيني بيشتري دارد و همچنين هرچه كيفيت گزارشگر ي ما لي بيشتر باشد، م ي زان اعتبار

تجاري افزايش مي يابد. ديوكس، سورين و ويگنرون ( 2015 ) نيز دريافتند بين كيفي ت اطلاعات

حسابداري و اعتبار تجاري، رابطة مثبتي وجود دارد و اعتباردهندگان به مشتر ياني كه ك يفي ت

1. Defaults

6  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

گزارشگري مالي آنان پايين است، اعتبار كمتري اعطا مي كنند . هايان ( 2017 ) كه روي ميزان

اعتبار تجاري شركت هاي كوچك و متوسط كره اي طي بحران مالي 1993 مطالعه كرده است،

دريافت كه شركت هاي درگير بحران مالي بيش از ساير شرك تها بر اعتبار تجاري اتكا مي كنند.

در پژوهش هاي داخلي توجه چنداني به موضوع اعتبار تجار ي و عوامل م ؤثر بر آن نشده

است. براي نمونه، ايزدي نيا و طاهري ( 1394 ) نشان دادند هموار بودن سود و محافظه كار ي

رابطة معناداري با اعتبار تجاري ندارد، اما آنها بين مديريت سود و اعتبار تجار ي رابطة منف ي و

معناداري گزارش كردند. ابراهيمي كردلر و طاهري ( 1394 ) نشان دادند بين كيفيت اقلام تعهد ي

و اعتبار تجاري، رابطة مثبت و معناداري وجود دارد، اما نوسان پذ يري سود رابط ة معنادار ي ب ا

اعتبار تجاري ندارد. كاميابي و گرجيان ( 1395 ) دريافتند كه محافظه كار ي حسابدار ي موجب

افزايش اعتبار تجاري مي شود، ولي اعمال سياست ه اي پو لي در كشور ، تأثير محافظه كار ي

حسابداري بر ميزان اعتبار تجاري را تضعيف مي كند.

در مجموع، نتايج پژوهش هاي خارجي و داخلي مؤيد آن است كه افزايش در كيفيت

گزارشگري مالي و كيفيت افشا، موجب افزايش اعتبار تجاري مي شود. از سوي ديگر همان گونه

كه پيش از اين بيان شد، با اينكه دو متغير كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا به لحاظ نظري

مي توانند درون زا در نظر گرفته شوند، در اغلب پژوهش هاي خارجي و داخلي انجام شده در اين

حوزه، برون زا فرض شده و براي بررسي آنها از رويكرد حداقل مربعات معمولي استفاده شده است.

در پژوهش حاضر، درون زا بودن اين دو متغير بررسي شده و پس از تأييد اين موضوع، از تكنيك

متغيرهاي ابزاري همراه با برآوردگر حداقل مربعات دو مرحله اي براي رفع تورش درون زايي

استفاده مي شود. بدين منظور و با توجه به پيشينة نظري و تجربي، فرضيه هاي پژوهش به شرح

زير تدوين شده اند:

فرضية نخست: كيفيت گزارشگري مالي تأثير مثبت و معناداري بر ميزان اعتبار تجاري دارد.

فرضية دوم: كيفيت افشا تأثير مثبت و معناداري بر ميزان اعتبار تجاري دارد.

روش شناسي پژوهش

روش پژوهش

پژوهش حاضر بر اساس نتايج، از نوع كاربردي است ، از نظر هدف پژوهش از نوع تحل يل ي،

شبه تجربي و همبستگي به شمار مي رود و از بعد زماني از نوع گذشته نگر و پس رويدادي محسوب

مي شود. براي گردآوري داده هاي پژوهش، از بانك اطلاعاتي ره آورد نوين و گزارش هاي منتشره

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  7 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

در سايت كُدال 1 استفاده شده است. تجزيه و تحليل داده هاي پژوهش به كمك نرم افزاره اي

انجام گرفته و براي برآورد مدل هاي پژوهش، برحسب نياز از رگرسيون Stata و EViews

حداقل مربعات معمولي و همچنين رگرسيون با متغيرهاي ابزاري و برآوردگر حداقل مربعات

دو مرحله اي، استفاده شده است.

مدل ها و متغيرهاي پژوهش

( در مرحلة نخست، با پيروي از افلاطوني و خزايي ( 1395 ) و مهراني، كاميابي و غيور ( 1396

براي سنجش كيفيت گزارشگري مالي، مدل فرانسيس، لافوند، اولسن و شيپر ( 2005 ) به صورت

: مقطعي ( 13 سال) و در سطح 17 صنعت برآورد شده است 2

????? = ? + ????????? + ??????? + ????????? + ??Δ????? ( مدل 1

+ ??????? + ???

CFO ؛( كل اقلام تعهدي (معادل سود منهاي جريان وجوه نقد عملياتي ACC ، كه در آن

اموال، ماشين آلات و تجهيزات است. تمام PPE درآمد فروش و REV ؛ جريان وجوه نقد عملياتي

متغيرها با استفاده از دارايي هاي ابتداي دوره، همگن شده اند. پس از برآورد مدل فوق و استخراج

باقي مانده هاي آن، به پيروي از فرانسيس و همكارانش ( 2005 )، مقدار منفي انحراف معيار

تعريف شده است . در ( FRQit  it ) باقي مانده هاي مدل، معادل كيفيت گزارشگري مالي

ادامه براي آزمون فرضيه هاي پژوهش، به ترتيب سيستم هاي معادله اي زير با رويكرد متغيرهاي

ابزاري برآورد مي شوند. در هر يك از اين سيستم ها، معادلة نخست را رگرسيون اصلي مي نامند. از

در سيستم 2) و كيفيت افش ا ) (FRQ) اين معادله براي بررسي رابطة كيفيت گزارشگري مالي

استفاده مي شود. (CC) در سيستم 3) با اعتبار تجاري ) (DQ)

( مدل 2

???? = ? + ?????? + ?∅??????????,?

?

???

+ ? ????

?

+ ? ?????

?

+ ???

????? = ? + ?∅???????????,?

?

???

+ ? ???????????? ???,?

?

???

+ ? ????

?

+ ? ?????

?

+ ʋ??

1. www.codal.ir

2. به بيان دقيق تر، مدل 1 در اين پژوهش 217 مرتبه با داده هاي سال ها و صنايع مختلف برازش شده و بدين منظور از

استفاده شده است. EViews برنامه نويسي در نرم افزار

8  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

( مدل 3

? ? ? ? ?

? ? ? ?

???? = ?????? + ? ∅???????????,?

?

???

+ ? ????

?

+ ? ?????

?

+ ???

???? = ? + ?∅???????????,?

?

???

+ ? ???????????? ???,?

?

???

+ ? ????

?

+ ? ?????

?

+ ʋ??

معيار سنجش كيفيت افشا است و به پيروي از مهراني و پروايي ( 1393 ) و DQ ، افزون بر آن

فخاري و محمدي ( 1395 )، معادل لگاريتم امتيازهاي كلي كيفيت افش ا (در مبناي 10 ) در نظر

گرفته شده است. از سال 1382 تا كنون سازمان بورس اوراق بهادار تهران، امتياز هاي كيفيت

در « رتبه بندي شركت ها از نظر كيفيت افش ا و اطلاع رساني مناسب » افشا را در قالب گزارش

سايت كُدال منتشر مي كند. همانند جيانتي و همكارانش ( 2011 ) در اين پژوهش براي سنجش

اعتبار تجاري از نسبت حساب ها و اسناد پرداختني تجاري به كل داراي يها استفاده شده است .

Σ ∅?Controls??,? نماد

?

لگاريتم مجموع ارزش سهام در ) SIZE به هفت متغير اندازة شركت ???

نسبت ارزش دفتري به ارزش بازار سهام )، نسبت ) BTM مبناي 10 )، فرصت هاي رشد شركت

نسبت سود خالص ) ROA نسبت كل بدهي ها به كل دارايي ها)، سودآوري شركت ) LEV اهرمي

اگر نسبت فروش شركت به مجموع فروش ) MPOWER به مجموع دارايي ها)، توان بازاريابي

صنعت از ميانة همين نسبت براي كل شركت هاي عضو صنعت بيشتر باشد، 1 و در ساير موارد

نسبت دارايي هاي جاري به بدهي هاي جاري) و نسبت ) LIQ صفر لحاظ مي شود)، نسبت جاري

اشاره دارد كه ب ه پيروي از پترسن و راجان CFO جريان وجوه نقد عملياتي به كل دارايي ها

1997 )، ايزدي نيا و طاهري ( 1394 ) و داي و يانگ ( 2015 ) به عنوان متغيرهاي كنترلي، در )

معادله هاي 2 و 3 لحاظ شده اند.

در معادله هاي 2 و 3، معادلة دوم را رگرسيون مرحلة نخست مي نامند . از اين معادله براي

و FRQ بررسي رابطة متغيرهاي ابزاري و كنترلي با متغير درون زاي رگرسيون اصلي (در اينجا

Σ ???????????? ???,? استفاده مي شود. در اين معادله، نماد (DQ

?

به شش متغير رشد ???

نسبت دارايي هاي ثابت ) CINT درصد تغييرات درآمد فروش)، فشردگي سرمايه ) SG فروش

نسبت سود و زيان عملياتي به درآمد فروش )، ) OM مشهود به كل دارايي ها)، حاشية عملياتي

معادل لگاريتم دورة وصول مطالبات به علاوة دوره گردش موجودي ها ) OC چرخة عملياتي

نسبت سهام ) IOWN منهاي دورة پرداخت به بستانكاران در مبناي 10 )، نسبت مالكيت نهادي

بر اساس پژوهش حيدري، قادري و رسولي ) AS متعلق به مالكان نهادي) و اندازة حسابرس

1395 )، براي سال هايي كه سازمان حسابرسي واحد تجاري را حسابرسي كرده 1 و براي ساير )

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  9 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

سال ها صفر لحاظ شده است) اشاره دارد كه به پيروي از لاركر و راستيكاس ( 2010 ) به عنوان

متغيرهاي ابزاري و براي تبيين تغييرات كيفيت گزارشگري م الي و كيفيت افش ا، در رگرسيون

براي كنترل اثرهاي Σ? ???? و Σ? ????? مرحلة نخست لحاظ شده اند 1. افزون بر آن، نمادهاي

مربوط به سال ها و صنايع، در معادله ها لحاظ شده اند.

جامعه و نمونة آماري

جامعة آماري پژوهش، تمام شركت هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازة زما ني

1383 ) است كه پايان سال مالي آنها به پايان اسفند منته ي باشد؛ ط ي دورة – 13 ساله ( 1395

زماني بررسي، تغيير سال مالي يا تغيير فعاليت نداده باشند؛ از شركت هاي فعال در صنايع بيمه اي ،

بانك ها، سرمايه گذاري مالي و هلدينگ ها نباشند؛ ارزش دفتري سهام آنها منفي نباشد و داده هاي

لازم براي محاسبة متغيرهاي پژوهش، در دسترس باشند. با اعمال شروط فوق، 146 شركت

براي نمونه انتخاب شدند و از داد ههاي آنها به منظور آزمون فرضيه هاي پژوهش استفاده شد.

يافته هاي پژوهش

آماره هاي توصيفي

آماره هاي توصيفي پژوهش كه شمايي كلي از وضعيت توزيع مشاهده ها را ارائه مي كنند، در

جدول 1 ارائه شده اند. نتايج نشان مي دهد در بازة زماني مد نظر، مقدار حساب ها و اسناد پرداختني

9 درصد كل دارايي هاست. ميانگين كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افش ا ني ز / تجاري معادل 8

5، فرصت هاي رشد / 1 است. ميانگين متغير كنترلي اندازة شركت 675 / 0- و 778 / به ترتيب 043

0 به دست آمده است. اين موضوع نشان / 0 و سودآوري شركت 105 / 0/620 ، نسبت اهرمي 613

مي دهد در شركت هاي منتخب، به طور ميانگين ارزش دفتري سهام معادل 62 درصد ارزش بازار

10 درصد دارايي هاست. به / 61 درصد و سود خالص معادل 5 / سهام است و كل بدهي ها معادل 3

36 درصد موارد، / علاوه، نتايج نشان مي دهد نسبت فروش شركت به مجموع فروش صنعت در 4

1 برابر بدهي هاي جاري است و / بيش از ميانة همان نسبت بوده؛ دارايي هاي جاري نزديك به 25

14 درصد دارايي هاست. / ميانگين جريان وجوه نقد عملياتي، معادل 1

1. از آنجا كه در آزمون هاي اوليه، متغيرهاي نسبت جاري (نسبت دارايي هاي جاري به بدهي هاي جاري) و نقدشوندگي سهام

(نسبت ميانگين حجم معاملات سالانه به كل سهام منتشره)، ابزارهاي معتبري نبودند ، از جمع متغيرهاي ابزاري كنار

گذاشته شده اند.

10  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

جدول 1. آماره هاي توصيفي

نماد متغير ميانگين ميانه حداكثر حداقل انحراف معيار

0/075 0/003 0/389 0/072 0/ اعتبار تجاري 098 CC

0/035 -0/224 -0/002 -0/034 -0/ كيفيت گزارشگري مالي 043 FRQ

0/180 1/106 1/968 1/820 1/ كيفيت افشا 778 DQ

0/549 4/432 7/205 5/673 5/ اندازة شركت 675 SIZE

0/347 0/100 1/428 0/551 0/ فرصتهاي رشد 620 BTM

0/153 0/231 0/979 0/618 0/ نسبت اهرمي 613 LEV

0/088 -0/163 0/335 0/098 0/ سودآوري شركت 105 ROA

0/499 0 1 1 0/ توان بازاريابي 364 MPOWER

0/405 0/413 2/817 1/225 1/ نسبت جاري 244 LIQ

0/107 -0/080 0/454 0/129 0/ نسبت جريان وجوه نقد عملياتي 141 CFO

0/240 -0/383 0/984 0/166 0/ رشد فروش 173 SG

0/151 0/032 0/707 0/244 0/ فشردگي سرمايه 262 CINT

0/126 -0/243 0/609 0/174 0/ حاشية عملياتي 183 OM

0/256 1/401 2/676 2/246 2/ چرخة عملياتي 204 OC

0/2401 0/4437 0/9824 0/8105 0/ درصد مالكيت نهادي 8708 IOWN

0/496 0 1 0 0/ اندازة حسابرس 2451 AS

0، حاشية / 0، فشردگي سرمايه 262 / افزون بر آن، ميانگين متغيرهاي ابزاري رشد فروش 173

2 است. نتايج اين محاسبات نشان مي دهد در بازة زما ني / 0 و چرخة عملياتي 204 / عملياتي 183

مد نظر، درآمد فروش شركت هاي منتخب به طور ميانگين 17 درصد رشد داشته است؛ دارايي هاي

ثابت حدود 26 درصد كل دارايي ها را تشكيل مي دهند؛ سود و ز ي ان عملي اتي معادل 18 درصد

2) است؛ به طور ميانگين / فروش هاست؛ ميانگين چرخة عملياتي حدود 160 روز ( 10 به توان 204

87 درصد سهام شركت هاي بررسي شده در اختيار مالكان نهادي بوده و در بازة زماني مد نظر ،

24 درصد شركت هاي منتخب پژوهش، برعهدة سازمان حسابرسي بوده است. / حسابرسي 5

نتايج برآورد مدل هاي پژوهش

سنجش كيفيت گزارشگري مالي

به منظور سنجش كيفيت گزارشگري مالي، مدل فرانسيس و همكارانش ( 2005 ) به صورت مقطعي

و در سطح صنعت برآورد شد و ميانگيني از نتايج رگرسيون هاي برآورد شده در جدول 2 ارائه شده

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  11 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

است. در پژوهش فرانسيس و همكارانش ( 2005 ) حداقل تعداد مشاهدات استفاده شده در برآورد

مدل 1 (به صورت مقطعي و در سطح هر صنعت) 7 مشاهده بوده است . در پژوهش حاضر از

حداقل 8 مشاهده براي اين منظور استفاده شده است.

جدول 2. ميانگين نتايج برآورد مدل 1 در سطح سال  صنعت

متغيرها ضريب تياستيودنت معناداري تورم واريانس

– — 0/000 5/485 0/ عرض از مبدأ 055

1/371 0/021 2/304 0/057 CFOit-1

1/534 0/000 -25/744 -0/709 CFOit

1/371 0/027 2/217 0/054 CFOit+1

1/028 0/032 2/154 0/022 ΔREVit

1/116 0/271 -1/101 -0/028 PPEit

(0/000) 6/ 45 آمارة فيشر (معناداري) 883 / ضريب تعيين تعديل شده % 99

0) و ضريب جريان وجوه نقد عملياتي دورة جاري / نتايج نشان مي دهد عرض از مبدأ ( 055

0) و دورة آتي / -0/709 ) در سطح 1درصد؛ ضريب جريان وجوه نقد عملياتي دورة قبل ( 057 )

0) در سطح 5 درصد معنادارند . ميانگين / 0/054 ) و نيز ضريب تغييرات درآمد فروش ( 022 )

آماره هاي تورم واريانس، كمتر از 5 است و اين موضوع نشان مي دهد مشكل همخطي بين

متغيرهاي مستقل مدل 1 وجود ندارد (كاتنر، ناچشيم و نتر، 2004 ) . معناداري آمارة فيشر

6/883 ) بيان كنندة معناداري كلي مدل برآوردي است . ضريب تعيين تعديل شده نيز نشان )

مي دهد متغيرهاي مستقل مدل 1 حدود 46 درصد از تغييرات كل اقلام تعهدي را تبيين مي كنند.

پس از برآورد مدل 1 به صورت مقطعي در سطح هر صنعت و استخراج جملة خطا، از منفي

انحراف معيار جملة خطا در بازة زماني مد نظر، به عنوان معيار سنجش كيفيت گزارشگري مالي هر

شركت، استفاده شده است.

نتايج برآورد سيستم معادلات 2 و رگرسيون حداقل مربعات معمولي

براي آزمون فرضية اول پژوهش، سيستم معادلات 2 با رويكرد متغيرهاي ابزاري و برآوردگر

حداقل مربعات دو مرحله اي برآورد شد. براي مقايسه، نتايج رگرسيون حداقل مربعات معمولي نيز

استخراج شد كه گزارش آن در جدول 3 مشاهده مي شود.

12  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

جدول 3. نتايج برآورد سيستم معادلات 2 و رگرسيون حداقل مربعات معمولي

OLS رگرسيون مرحلة اول رگرسيون اصلي رگرسيون

VIF ضريب VIF ضريب VIF متغيرها ضريب

– — (0/231) 0/334 – — (0/297) 0/321 — (0/001) -0/ عرض از مبدأ 825

1/015 (0/103) 0/097 1/015 (0/029) 0/344 FRQ

1/127 (0/001) -0/298 1/127 (0/007) -0/307 1/320 (0/018) 0/062 SIZE

1/119 (0/042) -0/329 1/119 (0/012) -0/345 1/427 (0/000) 0/086 BTM

1/473 (0/042) -0/711 1/473 (0/037) -0/664 1/608 (0/542) 0/142 LEV

1/633 (0/025) 0/870 1/633 (0/084) 0/803 2/624 (0/001) -0/308 ROA

1/321 (0/001) 0/112 1/321 (0/018) 0/057 1/229 (0/011) 0/068 MPOWER

1/108 (0/045) 0/096 1/108 (0/032) 0/107 1/110 (0/571) 0/032 LIQ

1/231 (0/115) 0/203 1/231 (0/338) 0/109 1/229 (0/030) 0/113 CFO

1/103 (0/046) -0/049 SG

1/148 (0/031) -0/169 CINT

2/034 (0/003) 0/251 OM

1/307 (0/045) 0/076 OC

1/110 (0/021) 0/032 IOWN

1/137 (0/036) 0/112 AS

اثر صنايع كنترل شد كنترل شد كنترل شد

اثر سال ها كنترل شد كنترل شد كنترل شد

%47/32 %53/17 %63/ ضريب تعيين تعديلشده 08

(0/000) 26/308 (0/000) 39/197 (0/000) 207/ آمارة فيشر (معناداري) 119

1/807 2/114 1/ دوربين  واتسون 827

(0/002) 86/ آزمون درون زايي (دوربين  وو  هاسمن) 302

(0/004) 29/ آزمون ارتباط (كراگ  دونالد) 187

(0/792) 0/ آزمون اعتبار (سارگان) 516

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  13 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

0-) و ضريب / نتايج برآورد رگرسيون مرحلة نخست نشان مي دهد عرض از مبدأ ( 825

0) در / 0-) و حاشية عملياتي ( 251 / 0)، سودآوري شركت ( 308 / متغيرهاي فرصت هاي رشد ( 086

0)، نسبت جريان / 0)، توان بازاريابي ( 068 / سطح 1 درصد و ضريب متغيرهاي اندازة شركت ( 062

0-)، چرخة عملياتي / 0-)، فشردگي سرمايه ( 169 / 0)، رشد فروش ( 049 / وجوه نقدعملياتي ( 113

0) در سطح 5 درصد معنادارند. / 0) و اندازة حسابرس ( 112 / 0/076 )، نسبت مالكيت نهادي ( 032 )

مقدار آماره هاي تورم واريانس نشان م يدهد مشكل همخطي بين متغيرهاي رگرسيون مرحلة

207 ) مبين معناداري كلي آن است. / نخست وجود ندارد و معناداري آمارة فيشر ( 119

1) شواهدي از وجود خودهمبستگي سريالي در جملة / مقدار معيار دوربين  واتسون ( 827

خطاي رگرسيون مرحلة نخست ارائه نمي دهد. ضريب تعيين تعديل شده نيز نشان مي دهد

متغيرهاي مستقل رگرسيون مرحلة نخست حدود 63 درصد از تغييرات كيفيت گزارشگري مالي را

(86/302) تبيين مي كنند. افزون بر آن، معناداري آمارة آزمون درو نزايي دوربين  وو هاسمن 1

در سطح 1 درصد نشان مي دهد متغير كيفيت گزارشگري مالي، درون زاست كه براي بررسي

رابطة آن با اعتبار تجاري، به كارگيري رگرسيون حداقل مربعات معمولي به نتايج قابل اتكايي

نمي رسد و استفاده از رويكرد متغيرهاي ابزاري و برآوردگر حداقل مربعات دومرحله اي، از توجيه

29 ) در سطح 1درصد /187) كافي برخوردار است. معناداري آمارة آزمون ارتباط كرَاگ  دونالد 2

گوياي وجود ارتباط معنادار بين متغيرهاي ابزاري و متغير درون زاي كيفيت گزارشگري مالي

0) نشان مي دهد بين متغيرهاي /516) است. همچنين، معنادارنبودن آمارة آزمون اعتبار سارگان 3

ابزاري و باق يماندهاي رگرسيون اصلي، همبستگي معناداري وجود ندارد. اين موضوع بيان كنندة

معتبر بودن متغيرهاي ابزاري استفاده شده در برآورد سيستم معادلات 2 است.

0-) در سطح 1درصد و ضريب / نتايج رگرسيون اصلي نشان مي دهد ضريب متغير اندازه ( 307

0-)، نسبت اهرمي / 0)، فرصت هاي رشد شركت ( 345 / متغيرهاي كيفيت گزارشگري مالي ( 344

0) در سطح 5 درصد معنادارند. / 0) و نسبت جاري ( 107 / -0/664 )، توان بازاريابي ( 057 )

مقدار آماره هاي تورم واريانس نشان مي دهد بين متغيرهاي مستقل رگرسيون اصلي همخطي

39 ) گوياي معناداري كلي آن است. مقدار معيار دوربين / وجود ندارد و معناداري آمارة فيشر ( 197

2) نشان مي دهد خودهمبستگي سريالي در جملة خطاي رگرسيون اصلي وجود /  واتسون ( 114

ندارد. ضريب تعيين تعديل شده نيز مبين آن است كه متغيرهاي مستقل رگرسيون اصلي حدود

53 درصد از تغييرات اعتبار تجاري را تبيين مي كنند . مثبت و معنادار بودن ضريب كيفيت

1. Durbin-Wu-Hausman

2. Cragg – Donald

3. Sargan

14  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

0) نشان مي دهد با افزايش كيفيت گزارشگري مالي، ميزان اعتبار تجاري / گزارشگري مالي ( 344

شركت هاي منتخب افزايش يافته است. بنابراين، فرضية نخست پژوهش رد نمي شود. در مقابل،

نتايج رويكرد حداقل مربعات معمولي نشان مي دهد متغير ياد شده بر ميزان اعتبار تجاري تأثير

0) ندارد. دليل نتايج به دست آمده آن است كه در رويكرد حداقل مربعات معمولي، / معناداري ( 097

با متغير كيفيت گزارشگري مالي به عنوان يك متغير برون زا رفتار مي شود.

نتايج برآورد سيستم معادلات 3 و رگرسيون حداقل مربعات معمولي

براي آزمون فرضية دوم پژوهش، سيستم معادلات 3 برآورد شد. به منظور مقايسه، نتايج رويكرد

حداقل مربعات معمولي نيز در جدول 4 گزارش شده است. نتايج برآورد رگرسيون مرحلة نخست

0)، نسبت اهرمي / 1) و ضريب متغيرهاي اندازة شركت ( 054 / نشان مي دهد عرض از مبدأ ( 115

0) در سطح 1درصد و ضريب / 0) و حاشية عملياتي ( 207 / -0/119 )، نسبت جاري ( 218 )

0-)، نس بت / 0)، رشد فروش ( 029 / 0)، توان بازاريابي ( 089 / متغيرهاي سودآوري شركت ( 203

0) در سطح 5 درصد، معنادارند. مقدار آماره هاي / 0) و اندازة حسابرس ( 115 / مالكيت نهادي ( 035

تورم واريانس نشان مي دهد همخطي بين متغيرهاي رگرسيون مرحلة نخست وجود ندارد و

137 ) گوياي معناداري كلي آن است. مقدار معيار دوربين  واتسون / معناداري آمارة فيشر ( 108

2/037 ) بيان كنندة عدم وجود خودهمبستگي سريالي در جملة خطاي رگرسيون مرحلة نخست )

است. ضريب تعيين تعديل شده نيز نشان مي دهد متغيرهاي مستقل رگرسيون مرحلة نخست

حدود 57 درصد از تغييرات كيفيت افشا را تبيين مي كنند. افزون بر آن، معناداري آمارة آزمون

95 ) در سطح 1درصد بيان كنندة آن است كه متغير / درون زايي دوربين  وو  هاسمن ( 761

كيفيت افشا درون زا بوده و براي غلبه بر تورش درو نزايي، استفاده از رويكرد متغيرهاي ابزاري و

برآوردگر حداقل مربعات دومرحله اي، از توجيه كافي برخوردار است. معناداري آمارة آزمون ارتباط

37 ) در سطح 5 درصد بيان كنندة وجود ارتباط معنادار بين متغيرهاي ابزاري / كرَاگ  دونالد ( 907

(0/ و متغير درون زاي كيفيت افشا است. همچنين، معنادارنبودن آمارة آزمون اعتبار سارگان ( 784

نشان مي دهد بين متغيرهاي ابزاري و باقي ماندهاي رگرسيون اصلي، همبستگي معناداري وجود

ندارد. اين موضوع بيان كنندة مناسب بودن متغيرهاي ابزاري به كاررفته در برآورد سيستم معادلات

3 است.

0)، فرصت هاي / نتايج رگرسيون اصلي نشان مي دهد ضريب متغيرهاي كيفيت افش ا ( 307

2) و / 0) در سطح 1 درصد و عرض از مبدأ ( 015 / 0-) و نسبت جاري ( 137 / رشد شركت ( 146

(0/ 0) و توان بازاريابي ( 063 / 0-)، سودآوري شركت ( 234 / ضريب متغيرهاي نسبت اهرمي ( 418

در سطح 5 درصد معنادارند. مقدار آماره هاي تورم واريانس نشان م يدهد بين متغيرهاي رگرسيون

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  15 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

29 ) گوياي معناداري كلي رگرسيون / اصلي، همخطي وجود ندارد و معناداري آمارة فيشر ( 342

اصلي است.

جدول 4. نتايج برآورد سيستم معادلات 3 و رگرسيون حداقل مربعات معمولي

OLS رگرسيون مرحلة نخست رگرسيون اصلي رگرسيون

VIF ضريب VIF ضريب VIF متغيرها ضريب

— (0/018) 2/141 — (0/027) 2/015 — (0/002) 1/ عرض از مبدأ 115

1/113 (0/021) 0/121 1/113 (0/005) 0/307 DQ

1/143 (0/049) -0/056 1/143 (0/056) -0/048 1/113 (0/008) 0/054 SIZE

1/471 (0/001) -0/182 1/471 (0/002) -0/146 1/109 (0/506) 0/015 BTM

1/534 (0/030) -0/201 1/534 (0/017) -0/418 1/650 (0/009) -0/119 LEV

1/708 (0/019) 0/311 1/708 (0/043) 0/234 2/217 (0/017) 0/203 ROA

1/346 (0/006) 0/178 1/346 (0/024) 0/063 1/089 (0/013) 0/089 MPOWER

1/211 (0/007) 0/109 1/211 (0/004) 0/137 2/354 (0/007) 0/218 LIQ

1/127 (0/112) 0/047 1/127 (0/142) 0/013 2/418 (0/340) 0/017 CFO

1/146 (0/034) -0/029 SG

1/180 (0/087) -0/061 CINT

2/692 (0/006) 0/207 OM

1/232 (0/112) 0/046 OC

1/307 (0/022) 0/035 IOWN

1/071 (0/040) 0/115 AS

اثر صنايع كنترل شد كنترل شد كنترل شد

اثر سا لها كنترل شد كنترل شد كنترل شد

ضريب تعيين

59/31% 55/09% 57/ تعديل شده % 12

(0/000) 35/811 (0/000) 29/342 (0/000) 137/ آمارة فيشر (معناداري) 108

1/813 1/961 2/ دوربين  واتسون 037

(0/001) 95/ آزمون درون زايي (دوربين  وو  هاسمن) 761

(0/015) 37/ آزمون ارتباط (كراگ  دونالد) 907

(0/675) 0/ آزمون اعتبار (سارگان) 784

16  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

1) بيان كنندة عدم وجود خودهمبستگي سريالي در جملة / مقدار معيار دوربين  واتسون ( 961

خطاي رگرسيون اصلي است. ضريب تعيين تعديل شده نيز نشان مي دهد متغيرهاي مستقل

رگرسيون اصلي حدود 55 درصد از تغييرات اعتبار تجاري را تبيين مي كنند. مثبت و معنادار بودن

0) نشان مي دهد با افزايش كيفيت افشا، اعتبار تجاري افزايش / ضريب متغير كيفيت افشا ( 307

يافته است؛ از اين رو فرضية دوم پژوهش تأييد مي شود. نتايج رويكرد حداقل مربعات معمولي

0) بر ميزان اعتبار تجاري است، اما ضريب / حاكي از تأثير مثبت و معنادار متغير كيفيت افشا ( 121

آن در مقايسه با رويكرد متغيرهاي ابزاري، كوچك تر و سطح معناداري آن نيز بزرگ تر است. اين

موضوع به دليل ناديده گرفتن ماهيت درون زاي متغير كيفيت افش ا در رويكرد حداقل مربعات

معمولي است.

نتيجه گيري و پيشنهادها

يكي از وظايف اصلي مديران، تصميم گيري درخصوص تركيب و ميزان استفاده از منابع متفاوت

تأمين مالي است (ون هورن، 2007 ) و يكي از مهم ترين منابع تأمين مالي در كوتاه مدت، استفاده

از اعتبار تجاري است (سيفرت، سيفرت و پروتوپپاسيك، 2013 ). ميزان اعتبار تجاري از عوامل

متعدد درون سازماني (مانند اندازة شركت، فرصت هاي رشد و …) و برون ساز ماني (مانند نوع

صنعت، سياست هاي پولي و غيره ) تأثير مي پذيرد. از عواملي كه مي تواند موجب افزايش اعتبار

تجاري شود، كاهش عدم تقارن اطلاعاتي بين اعتباردهنده و اعتبارگيرنده است و اين مهم با

؛ افزايش در كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا، قابل دستيابي است (بيدل و ه يلاري، 2006

براون و هيلگيست، 2007 ). در پژوهش هاي پيشين داخلي و خارجي كه رابطة مؤلفه هاي كيفيت

سود (هموار بودن، محافظه كاري، حجم اقلام تعهدي اختياري و غيره)، كيفيت اقلام تعهدي و

كيفيت افشا را با ميزان اعتبار تجاري بررسي كرده اند، متغيرهاي ياد شده به عنوان متغيرهاي

برون زا لحاظ شده اند و براي بررسي آنها از برآوردگر حداقل مربعات معمولي استفاده شده است. با

وجود اين، لاركر و راستيكاس ( 2010 ) معتقدند احتمال درون زا بودن اين متغيرها زياد بوده و در

اين شرايط، استفاده از رگرسيون با متغيرهاي ابزاري همراه با برآوردگر حداقل مربعات

دومرحله اي (و نه معمولي) براي برخورد با تورش درون زايي، مناسب است.

در اين پژوهش، نتايج آزمون هاي آماري نشان داد متغيرهاي كيفيت گزارشگري مالي و

كيفيت افشا درون زا هستند و براي بهره گيري از تحليل رگرسيون با متغيرهاي ابزاري توجيه

كافي وجود دارد. اين موضوع با يافته هاي براون و هيلگيست ( 2007 )، كوهن ( 2008 ) لاركر و

راستيكاس ( 2010 ) سازگاري دارد. افزون بر آن، يافته هاي پژوهش نشان داد كيفيت گزارشگري

مالي و كيفيت افشا، رابطة مثبت و معناداري با اعتبار تجاري دارند . نتايج اخير با يافته هاي

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  17 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

،( باتاچاريا، ايكر، اولسن و شيپر ( 2011 )، مارتينزسولا، گارسياترول و مارتينزسولانو ( 2014

ديوكس، سورين و ويگنرون ( 2015 )، ابراهيم ي كردلر و طاهر ي ( 1394 ) و كامي ابي و گرجي ان

1395 ) سازگار است. )

ازجمله مواردي كه قابليت تعميم يافته هاي پژوهش حاضر را با محدوديت روبه رو م ي كند ،

لحاظ نكردن متغيرهاي كلان اقتصادي (مانند نرخ تورم، نرخ رشد توليد ناخالص داخل ي و غيره )

به عنوان متغيرهاي ابزاري يا كنترلي است. بنابراين، به پژوهشگران آتي توصيه م ي شود از ب ين

عوامل كلان اقتصادي، متغيرهايي را كه واجد شرايط لازم (برخورداري از ويژگ ي ه اي ارتباط و

اعتبار) هستند، به عنوان متغيرهاي ابزاري يا كنترلي برگزيده و در تحليل هاي خود به كار گيرند .

همچنين، محدوديت هاي روش منتخب براي سنجش اعتبار تجاري با استفاده از نسبت حساب ها

و اسناد پرداختني تجاري به كل داراي يها  كه جيانتي، بوركارت و الينگسن ( 2011 )، به تفصيل

در اين خصوص بحث كرده اند  نيز خود از محدوديت هاي پژوهش حاضر است.

بر اساس نتايج پژوهش حاضر مي توان به واحدهاي تجاري كه به دنبال استفاده از اعتبار

تجاري به عنوان يك منبع تأمين مالي هستند؛ توصيه كرد كه در جهت افزايش كيفيت

گزارشگري مالي و ارتقاي كيفيت افشاي اطلاعات مالي خود گام بردارند.

منابع

،(8) ابراهيمي كردلر، ع.؛ طاهري، م. ( 1394 ). تأثير كيفيت سود بر اعتبار تجاري. بررس يهاي حسابداري، 2

.1-14

اخگر، م.ا.؛ شانظري، ن. ( 1394 ). بررسي رابطة بين كيفيت گزارشگري مالي و عدم تقارن اطلاعاتي تحت

.129 -146 ،(2) شرايط متفاوت ريسكي و علاقة سرمايه گذاران. دانش حسابداري مالي، 2

افلاطوني، ع.؛ خزايي، م. ( 1395 ). بررسي تأثير كيفيت اقلام تعهدي و كيفيت افشا بر ناكارايي

.269-288 ،(3) سرمايه گذاري در نيروي انساني. بررس يهاي حسابداري و حسابرسي، 23

ايزدي نيا، ن.؛ طاهري، م. ( 1394 ). بررسي رابطة بين كيفيت اطلاعات حسابداري و اعتبار تجاري .

.81-101 ،(19) پژوه شهاي تجربي حسابداري، 5

حيدري، م.؛ قادري، ب.؛ رسولي، پ. ( 1395 ). بررسي تأثير كيفيت حسابرسي بر هزينه هاي نمايندگي و

عدم تقارن اطلاعاتي: رويكرد الگوسازي معادلات ساختاري. بررس يهاي حسابداري و حسابرسي،

.353-372 ،(3)23

فخاري، ح.؛ محمدي، ج. ( 1395 ). تأثير فرهنگ سازماني بر كيفيت افشاي اطلاعات (به موقع بودن و

.393-414 ،(3) قابليت اتكا). بررس يهاي حسابداري و حسابرسي، 23

18  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

كاميابي، ي.؛ گرجيان مهلباني، ر. ( 1395 ). بررسي اثر سياست پولي بر رابطة بين محافظه كاري حسابداري

و اعتبار تجاري در شركت هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران . پژوه شهاي

.1-18 ،(3) حسابداري مالي، 8

مهراني، س.؛ كاميابي، ي.؛ غيور، ف. ( 1396 ). بررسي تأثير شاخص هاي كيفيت سود بر قدرت مدل هاي

.103-126 ،(1) پيش بيني درماندگي مالي. بررس يهاي حسابداري و حسابرسي، 24

مهراني، ك.؛ پروايي، ا. ( 1393 ). كيفيت افشا در شركت هاي خانوادگي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار

.527-540 ،(4) تهران. بررس يهاي حسابداري و حسابرسي، 21

References

Aflatooni, A., & Khazaei, M. (2016). Investigating the effect of accruals quality and

disclosure quality on labor investment inefficiency. Journal of Accounting

and Auditing Review, 23(3), 269-288. (in Persian)

Akhgar, M.O., & Shanazari, N. (2015). Investigation relationship between quality of

financial reporting and information asymmetry under different firm riskiness

and investor- interest. Financial Accounting Knowledge, 2(2), 129-146.

(in Persian)

Altunok, F. (2012). Three essays on trade credit. Dissertation, North Carolina State

University.

Bharath, S.T., Sunder, J., & Sunder, S.V. (2008). Accounting quality and debt

contracting. Accounting Review, 83(1), 1-28.

Bhattacharya, N., Ecker, F., Olsson, P.M. & Schipper, K. (2011). Direct and

mediated associations among earnings quality, information asymmetry, and

the cost of equity. Accounting Review, 87(2), 449-482.

Biais, B., & Gollier, C. (1997). Trade credit and credit rationing. The Review of

Financial Studies, 10(4), 903-937.

Biddle, G., & Hilary, G. (2006). Accounting quality and firm-level capital

investment. Accounting Review, 81(5), 963-982.

Bougheas, S., Mateut, S., & Mizen, P. (2009).Corporate trade credit and inventories:

new evidence of a trade-off from accounts payable and receivable. Journal of

Banking and Finance, 33(2), 300-307.

Brown, S., & Hillegeist, S.A. (2007). How disclosure quality affects the level of

information asymmetry. Review of Accounting Studies, 12(2-3), 443-477.

Burkart, M., & Ellingsen, T. (2004). In-kind finance: a theory of trade credit.

American Economic Review, 94 (3), 569-590.

ی، دورة 25 ، شمارة 1، بهار 1397  19 ?? سا ? داری و ? سا ? ی ? ی ? ر?

Cameron, A.C., & Trivedi, P.K. (2010). Microeconometrics Using Stata. A Stata

Press Pub. College Station, Texas.

Cohen, D.A. (2008). Does information risk really matter? An analysis of the

determinants and economic consequences of financial reporting quality. Asia

Pacific Journal of Accounting and Economics, 15(2), 69–90.

Dai, B., & Yang, F. (2015). Monetary policy, accounting conservatism and trade

credit. China Journal of Accounting Research, 8(4), 295-313.

Danielson, M.G., & Scott, J.A. (2004). Bank loan availability and trade credit

demand. The Financial Review, 39(4), 579-600.

Deloof, M., & Van Overfelt, W. (2008). Were modern capital structure theories

valid in Belgium before World War I? Journal of Business, Finance and

Accounting, 35(3-4), 491-515.

Dhieux, A., Severin, E., & Vigneron, L. (2015). Does accounting information

quality matter for SMEs’ use of trade credit? Avalable at

https://econpapers.repec.org/paper/haljournl/hal-01188869.htm.

Ebrahimi Kordlar, A., & Taheri, M. (2015). Examining the relationship between

earnings quality and trade credit. Journal of Iranian Accounting Review, 2(8),

1-14. (in Persian)

Fakhari, H., & Mohammadi, J. (2016). The impact of organizational culture on the

information disclosure quality (timeliness and reliability). Journal of

Accounting and Auditing Review, 23(3), 393-414. (in Persian)

Ferrando, A., & Mulier, K. (2013). Do firms use the trade credit channel to manage

growth? Journal of Banking & Finance, 37(8), 3035-3046.

Francis, J., Lafond, R., Olsson, P., & Schipper, K. (2005). The market pricing of

accruals quality. Journal of Accounting and Economics, 39(2), 295-327.

Giannetti, M., Burkart, M., & Ellingsen, T. (2011). What you sell is what you lend?

Explaining trade credit contracts. Review of Financial Studies, 24(4), 1261-

1298.

Heidari, M., Qaderi, B., & Rasouli, P. (2016). The Effect of audit quality on agency

costs and information asymmetry: Structural equation modeling approach.

Journal of Accounting and Auditing Review, 23(3), 372-353. (in Persian)

Hui, K.W., Klasa, S., & Yeung, P.E. (2012). Corporate suppliers and customers and

accounting conservatism. Journal of Accounting and Economics, 53(1-2),

115-135.

Hyun, J. (2017). Trade credit behavior of Korean small and medium sized

enterprises during the 1997 financial crisis. Journal of Asian Economics,

50(1), 1-13.

20  نقش كيفيت گزارشگري مالي و كيفيت افشا در افزايش اعتبار …

Izadi Nia, N., & Taheri, N. (2015). The Relation between accounting quality and

trade credit. Journal of Empirical Research in Accounting. 5(3), 81-101.

(in Persian)

Kamyabi, Y., & Gorjian Mehlabani, R. (2017). The effect of monetary policy on the

relationship between accounting conservatism and trade credit in listed

companies of Tehran Stock Exchange. Financial Accounting Research, 8(3),

1-18. (in Persian)

Kutner, M., Nachtsheim, C., & Neter, J. (2004). Applied Linear Regression Models.

4th edition, McGraw-Hill Irwin

Larcker, D.F., & Rusticus, T.O. (2010). On the use of instrumental variables in

accounting research. Journal of Accounting and Economics, 49(3), 186-205.

Martinez-Sola, C., Garcia-Teruel, P.J., & Martinez-Solano, P. (2014). Trade credit

and SME profitability. Small Business Economics, 42(3), 561-577.

Mehrani, K., & Parvaei, A. (2014). Disclosure quality in family firms listed in the

Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting and Auditing Review, 21(4),

527-540. (in Persian)

Mehrani, S., Kamyabi, Y., & Ghayour, F. (2017). Reviewing the effectiveness of

earnings quality indices on the power of financial distress prediction models.

Journal of Accounting and Auditing Review, 24(1), 103-126. (in Persian)

Murfin, J., & Njoroge, K. (2013). The implicit costs of trade credit borrowing by

large firms. The Review of Financial Studies, 28(1), 112-145.

Petersen, M.A., & Rajan, R.G. (1997). Trade credit: theories and evidence. The

Review of Financial Studies, 10(3), 661-691.

Seifert, D., Seifert, R.W., & Protopappa-Sieke, M. (2013). Trade credit: literature

review and research directions. European Journal of Operational Research,

231(2), 245-256.

Van Horen, N. (2007). Customer market power and the provision of trade credit;

evidence from Eastern Europe and central Asia. Policy Research working

paper, no. WPS 4284. Washington, DC: World Bank.

Wilson, N., & Summers, B. (2002). Trade credit terms offered by small firms:

Survey evidence and empirical analysis. Journal of Business, Finance and

Accounting, 29(3-4), 317-351.

Yun, K. (2013). Does accounting quality matter for short-term financing? Evidence

from firms’ amount of trade credit. Dissertation, University of British

Columbia.