بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی، بر میانگین موزون هزینه سرمایه شرکت‌ها: مقایسه تحلیلی، براساس اندازه حسابرس، اندازه شرکت‌های هموارساز و غیرهموارساز سود

نویسندگان

دانشگاه آزاد اسلامی واحد بابل

چکیده

یک نظام حاکمیت شرکتی کارآمد با کیفیت بالای حسابرسی، موجب می‌شود که شرکت‌ها اطلاعات مالی بهتر و شفاف‌تری ارائه کنند و این خود باعث کاهش ریسک اطلاعاتی اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران و در نتیجه تأثیرگذاری بر هزینه سرمایه شرکت می‌شود. در این رابطه، هدف اصلی پژوهش حاضر، بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی بر هزینه سرمایه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. بدین منظور، نمونه‌ای شامل 840 شرکت، طی سال‌های 1385-1390، برای آزمون فرضیه‌های پژوهش انتخاب شد. برای بررسی دقیق‌تر موضوع پژوهش، نمونه انتخابی به این نمونه‌های فرعی تقسیم شد: شرکت‌های مورد رسیدگی توسط سازمان حسابرسی و سایر مؤسسات حسابرسی عضو جامعه حسابداران رسمی، شرکت‌های بزرگ و کوچک و شرکت‌های هموارساز و غیرهموارساز سود. نتایج به دست آمده از برآورد الگوی پژوهش بر روی کل شرکت‌های عضو نمونه آماری، حاکی از آن است که بین مکانیزم‌های حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی، با هزینه سرمایه، رابطه معنی‌داری وجود ندارد. علاوه بر این، نتایج نشان داده است که در شرکت‌های بزرگ، اندازه بزرگ هیأت مدیره و وجود سهامداران کنترلی می‌تواند موجب کاهش هزینه سرمایه شرکت شود. واژه‌های کلیدی: .

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Effect of Corporate Governance and Audit Quality on the Weighted Average Cost of Capital: Comparative Analysis Based on Auditor Size, Firm Size and Income Smoother and non-Smoother Companies

نویسندگان [English]

  • Milad Emamgholipour
  • Naser Ali Yadollahzadeh Tabari
Babol Branch, Islamic Azad University
چکیده [English]

Abstract Strong corporate governance system and high audit quality cause companies provide high quality and more transparent financial information through which information risk of creditors and investors reduces and thus may affect the company's cost of capital. Therefore, the main objective of the present study is to investigate the effect of corporate governance and audit quality on the cost of capital of listed companies in Tehran Stock Exchange. For this purpose, a sample of 840 firm-years during the years 2006-2011 was chosen to test the research hypotheses. For a more detailed study of the research subject, the sample divided into the sub- samples of firms audited by auditing organization or by the other audit firms of certified public accountants member, and also by large and small companies and eventually by income smoother and non-smoother companies. The results from testing the research hypotheses on the total sample indicate that there is no significant relationship between the mechanisms of corporate governance and audit quality with the cost of capital. In addition, the results shown that the big size of board of director and existence of controlling shareholders in large companies can cause to reduce the cost of capital.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Corporate governance
  • Audit Quality
  • Weighted Average Cost of Capital

مقدمه

رشد روز افزون فعالیت­های تجاری و بازرگانی واحدهای اقتصادی و حضور فعال آن­ها در بازار سرمایه از یک طرف و تخصصی شدن ادارة شرکت­ها و افزایش تعداد سهامداران از طرف دیگر، باعث شد که مالکان مانند گذشته قادر به کنترل و ادارة شرکت­ها نباشند. بزرگ­تر شدن اندازة بنگاه­ها و افزایش تعداد سهامداران شرکت­ها، که هدف آن­ها از سرمایه­گذاری افزایش ثروت شخصی است، انتخاب مدیران حرفه­ای­تر و آگاه به مسائل پیچیدة اقتصادی و مالی را برای ادارة شرکت­ها، امری ضروری کرده است. این امر خود، منجر به بروز پدیدة جدایی مدیریت از مالکیت شده است. با انتخاب مدیران به عنوان نمایندة مالکان (سهامداران) برای ادارة شرکت­ها، رابطة نمایندگی شکل گرفته است. رابطة نمایندگی، نوعی قرارداد است که بر طبق آن یک یا چند نفر مالک، نماینده یا مدیر را مأمور به اجرای عملیاتی می­کنند. شکل­گیری رابطة نمایندگی، منافع متضادی را به همراه دارد که در نتیجه باعث جدایی مالکیت از مدیریت، اهداف متفاوت و عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران خواهد شد. طبق تئوری نمایندگی، برای کاهش مشکلات و هزینه­های نمایندگی، باید روش­های کنترلی مناسبی در شرکت­ها اتخاذ  گردد. از این رو، نظام حاکمیت شرکتی[1] به عنوان راه حلی برای کاهش مشکلات و هزینه­های ناشی از شکل­گیری روابط نمایندگی، مورد توجه قرار می­گیرد[19]. حاکمیت شرکتی به مجموعة روابط بین مدیریت، هیأت مدیره، سهامداران و سایر ذی­نفعان در یک شرکت گفته می­شود و ساختاری را فراهم می­کند که از طریق آن اهداف شرکت تدوین می­شود و ابزار دستیابی به این اهداف و نحوة نظارت بر عملکرد مدیران، مشخص می­گردد[26]. تعاریفی که از حاکمیت شرکتی موجود است، در یک طیف وسیع قرار می­گیرند که دیدگاه­های محدود آن در یک سو و دیدگاه­های گسترده در سوی دیگر طیف قرار دارند. در دیدگاه­های محدود، حاکمیت شرکتی به رابطة بین شرکت و سهامداران محدود شده که در قالب تئوری نمایندگی بیان می­شود. در آن سوی طیف، حاکمیت شرکتی را می­توان به صورت شبکه­ای از روابط در نظر گرفت که نه تنها میان شرکت و سهامداران آن­ها، بلکه میان شرکت و تعداد زیادی از ذی‌نفعان از جمله کارکنان، مشتریان، فروشندگان و دارندگان اوراق قرضه وجود دارد. چنین دیدگاهی در قالب نظریه ذی‌نفعان مطرح می­شود[9].

گزارش حسابرسی و کیفیت ارایه صورت­های مالی، نشانة مهمی از سلامت عملکرد شرکت است[3]. محصول نهایی حسابرسی یک واحد تجاری، گزارشی است که حسابرسان نسبت به صورت­های مالی صاحبکار ارائه می کنند[8]. گزارش حسابرسی، وسیله‌ای است که حسابرس، از طریق آن، نظر خود را در باب قابلیت اعتماد صورت­های مالی، به استفاده­کنندگان منتقل می­کند[11]. عکس­العمل سریع استفاده­کنندگان صورت­های مالی نسبت به نتایج گزارش­های حسابرسی، برای تصمیم­گیری صحیح در بازار سرمایه، توجه نهادهای قانون­گذار و نظارتی، مانند کمیسیون بورس اوراق بهادار[2](SEC) را بیش­تر به سمت موضوع کیفیت گزارش­های مالی معطوف ساخت.

شرکت­ها برای تأمین نقدینگی و منابع مالی مورد نیاز خود، به دو گروه تأمین­کننده یعنی اعتباردهندگان و سرمایه­گذاران مراجعه می­کنند. اعتباردهندگان به دنبال اصل و بهرة وام­های اعطایی خود و سرمایه‌گذاران به دنبال کسب بازده مورد انتظار از فعالیت­های عملیاتی شرکت­ها هستند. آن­ها برای پرداخت منابع مالی مورد نیاز شرکت­ها، به یکی از مهمترین اقلام مندرج در صورت­های مالی شرکت­ها، یعنی سود حسابداری، توجه می­کنند. چنانچه سود حسابداری گزارش شده در صورت­های مالی، کیفیت و شفافیت نداشته باشد، باعث عدم اطمینان اعتباردهندگان و سرمایه گذاران خواهد شد. این عدم اطمینان از یک سو و عدم تقارن اطلاعاتی از سوی دیگر، به ایجاد ریسک اطلاعاتی برای اعتباردهندگان و سرمایه­گذاران منجر می­شود. در نتیجه اعتباردهندگان، نرخ بهرة بالاتر و سرمایه­گذاران، نرخ بازده بالاتر را از مدیران شرکت­ها طلب خواهند کرد.

با توجه به این­که نرخ بهرة اعتباردهندگان برای شرکت، نرخ هزینة تأمین مالی از محل بدهی­ها، و نرخ بازده مورد انتظار سرمایه­گذاران برای شرکت، نرخ هزینة تأمین مالی از محل حقوق صاحبان سهام محسوب می­شود، میانگین موزون این دو نرخ هزینه، میانگین موزون هزینة سرمایة(WACC) شرکت را تشکیل می­دهد. در نهایت، افزایش ریسک اطلاعاتی، باعث افزایش میانگین موزون هزینة سرمایه خواهد شد. میانگین موزون هزینة سرمایه، حداقل نرخ بازدهی است که شرکت باید به دست آورد تا بازده مورد انتظار سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان را تأمین کند[4].

مفهوم هزینة سرمایه هم، مبتنی بر این فرض است که هدف شرکت، به حداکثر رساندن ثروت سهامداران است[6]. در نتیجه اگر شرکت، هزینة سرمایه و یا همان نرخ مورد انتظار سرمایه­گذاران را برآورده نسازد، ارزش سهام شرکت کاهش خواهد یافت[2]. بنابراین مدیریت در تلاش است تا بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران را حداقل به سطح هزینة سرمایه نزدیک کند، تا از این طریق، ارزش واحد تجاری را محفوظ نگه دارد. مدیران شرکت­ها، برای رسیدن به حداقل هزینة سرمایه و همچنین تحقق سودی ثابت که مورد پذیرش سهامداران باشد، کنترل میانگین موزون هزینة سرمایه(WACC) را مد نظر قرار داده­اند.

بنابراین کیفیت حسابرسی، که به صورت مستقیم با حاکمیت شرکتی و ساز و کارهای نظارتی در ارتباط است[24]، به صورت همزمان با حاکمیت شرکتی نیرومند و مستحکم در شرکت­ها می­تواند بر کیفیت گزارشگری مالی بیفزاید. همچنین، این دو در کنار هم می­توانند باعث کاهش مشکلات ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و مالکان شده و در نهایت به کاهش هزینة سرمایه در شرکت­ها بیانجامند.

با توجه به مبانی نظری فوق، هدف اصلی پژوهش حاضر، بررسی این مسأله است که: مکانیزم­های حاکمیت شرکتی وکیفیت خدمات حسابرسان مستقل، چه نقشی در کاهش میانگین موزون هزینة سرمایة شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران دارند؟ نیز در این رابطه، پرسش دیگری مطرح می­شود که: آیا بین ساز و کارهای حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی با هزینة سرمایة شرکت­ها، رابطة معنی­داری وجود دارد؟

 

ادبیات پژوهش

اشباق[3] و همکاران [12] در مطالعه­ای به منظور بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی، بر هزینة سرمایة شرکت، نتیجه گرفتند که وجود اقلام تعهدی غیرعادی بزرگ، سبب کاهش شفافیت سود و در نتیجه، افزایش هزینة سرمایة شرکت می­گردد. همچنین شرکت­هایی که ساختار مالکیتی دارند، مثل سرمایه­گذاران نهادی، هزینة سرمایة پایین‌تر و شرکت­هایی که بلوک سهامداران زیادی دارند، هزینة سرمایة بالاتری خواهند داشت. علاوه بر این، یافته‌های آن­ها نشان داد که یک رابطة معکوس بین هزینة سرمایه و استقلال هیأت مدیره و درصدی از هیأت مدیره که سهام­دار هستند و نیز استقلال کمیتة حسابرسی، وجود دارد. در نهایت، محققان بیان کردند که شرکت­هایی با حاکمیت شرکتی قوی­تر، ریسک نمایندگی پایین­تری برای سهامداران خود دارند که به کاهش هزینة سرمایة شرکت منجر می­شود.

رملی[4][28] به بررسی تأثیر کیفیت حاکمیت شرکتی، بر هزینة سرمایة شرکت­های لیست شده در بورس اوراق بهادار مالزی پرداخت. نتایج نشان داد که حاکمیت شرکتی باعث کاهش هزینة سرمایة شرکت­های مورد مطالعه می­شود. رگالی و سوانا[5] [29]، به بررسی رابطة بین کیفیت حاکمیت شرکتی و هزینة سرمایه در شرکت­های مالی آمریکا پرداختند. نتایج نشان داد که بین شاخص حاکمیت شرکتی و هزینة سرمایه رابطة منفی و معنی­داری وجود دارد؛ اما سرمایه­گذاران نهادی و هزینة سرمایه با هم رابطة مثبت و معنی­داری داشتند.

لین[6] و همکاران [23] در پژوهش خود، تأثیر ساختار مالکیت شرکت­ها را بر هزینة استقراض آن­ها مورد مطالعه قرار دادند. نتیجة بررسی­های این محققان، بیانگر رابطة منفی بین وجود سهامداران عمده در ساختار مالکیت شرکت­ها و هزینة بدهی آنان بود. آن­ها دریافتند که حقوق کنترلی مازاد سهامداران عمده، انجام تخلف و فعالیت­های غیر اخلاقی را برای آن­ها، تسهیل می­کند. این‌گونه فعالیت‌ها سبب افزایش هزینه‌های نظارتی شده و بانک­ها در معاملات با این گونه شرکت­ها با ریسک اعتباری بالاتری مواجه خواهند شد و به دنبال آن هزینة استقراض برای این‌گونه وام­گیرندگان افزایش خواهد یافت.

افخمی‌راد[7] [10]، در پژوهشی رابطة بین معیارهای حاکمیت شرکتی و هزینة سرمایه را در شرکت­های بزرگ لیست شده در بورس اوراق بهادار نیوزیلند و سنگاپور مورد آزمون قرار داد. نتایج پژوهش، نشان داد که بین حاکمیت شرکتی و میانگین موزون هزینة سرمایه، رابطة منفی و معنی­داری وجود دارد و حاکمیت شرکتی در کنترل هزینة سرمایة شرکت­ها نقش بسزایی دارد.

معین­الدین و همکاران [25]، تأثیر مکانیزم­های حاکمیت شرکتی بر تصمیم­گیری­های مالی، و هزینة حقوق صاحبان سهام 94 شرکت ایرانی را در سال­های 2011-2007 مورد بررسی قرار دادند. نتایج پژوهش آن­ها حاکی از آن بود که بین حاکمیت شرکتی و سیاست تقسیم، رابطة مثبت و معنی­دار و بین حاکمیت شرکتی و نسبت بدهی­های بلندمدت به کل دارایی­ها، رابطة منفی و معنی­داری وجود دارد. همچنین نتایج نشان داد که رابطة منفی و معنی­داری بین حاکمیت شرکتی، هزینة بدهی، هزینة حقوق صاحبان سهام و میانگین موزون هزینة سرمایه وجود دارد. علاوه بر این، یافته­های پژوهش نشان داد که مهمترین عامل در سیستم حاکمیت شرکتی، نفوذ مدیر عامل است.

چن و همکاران [15] نیز در پژوهشی تأثیر کیفیت حسابرسی بر مدیریت سود و هزینة سرمایة شرکت­های دولتی و خصوصی چین را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج به­دست آمده، نشان داده است که بین کیفیت حسابرسی و اظهارنظر تعدیل شدة حسابرسان مستقل، رابطة مثبت و معنی­دار، و بین سرمایه­گذاران نهادی و اظهارنظر تعدیل شدة حسابرسان، رابطة منفی و معنی‌داری وجود دارد. همچنین، نتایج حاکی از آن است که بین کیفیت حسابرسی و مدیریت سود، رابطة معنی­داری نیست، اما بین سرمایه­گذاران نهادی و مدیریت سود، رابطة منفی و معنی داری وجود دارد.

کارجالِینن[8][22] در پژوهش خود، تأثیر کیفیت حسابرسی را بر روی هزینة بدهی شرکت­های فنلاندی مورد مطالعه قرار داد. محقق برای سنجش کیفیت حسابرسی شرکت‌ها، از سه معیارِ:  انجام حسابرسی توسط 4 مؤسسة بزرگ حسابرسی، حسابرسی توسط حسابرسان خبره و حضور بیش از یک حسابدار رسمی در ساختار مؤسسة حسابرسی، استفاده کرده است. نتایج حاصل از بررسی داده‌ها، بیانگر آن بود که بین نرخ بهرة بدهی شرکت­ها و معیارهای اول و دوم کیفیت حسابرسی، رابطة معکوس و معنی­داری وجود دارد. اما بین معیار سومِ کیفیت حسابرسی و نرخ استقراض، رابطة معنی­داری مشاهده نشد.

پیوت و میسونیر[9][27]، تأثیر دو متغیر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی را بر روی هزینه­های بدهی شرکت­های لیست شده در بورس اوراق بهادار فرانسه، مورد آزمون قرار دادند. در این پژوهش، درصد مدیران غیرموظف هیأت مدیره، سرمایه­گذاران نهادی و کمیتة پاداش متشکل از مدیران غیراجرایی، مکانیزم­های حاکمیت شرکتی را تشکیل می­دهند. یافته­ها نشان داد که کیفیت ساز و کارهای حاکمیت شرکتی، اثر کاهشی قابل توجهی بر هزینه­های بدهی شرکت­های مورد مطالعه داشته است، اما هیچ رابطة معنی­داری بین کیفیت حسابرسی و هزینه­های مربوط به تأمین مالی شرکت‌ها، مشاهده نشد.

احمدپور و همکاران[1] طی پژوهشی، تأثیر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی بر هزینة تأمین مالی از طریق بدهی را، در میان 119 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داده است که بین استقلال اعضای هیأت مدیره و هزینة بدهی، رابطة مثبت و معنی­دار و بین دوگانگی مدیرعامل و هزینة استقراض شرکت، رابطة منفی و معنی­داری وجود دارد. همچنین وجود سهامداران نهادی عمده در ترکیب سهامداران و نظارت کارای آن­ها تأثیر کاهشی معنی­داری بر هزینة بدهی شرکت­های عضو نمونه دارد، در حالی که کیفیت حسابرسی چنین تأثیری ندارد.

نوروش و مجیدی[7]، برای بررسی رابطة بین کیفیت سود و هزینة سرمایه در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، از مدل تعدیل شدة جونز برای محاسبة کیفیت سود استفاده کردند و نتیجه گرفتند که بین کیفیت سود و هزینة سرمایه رابطة معکوس و معنی­داری وجود دارد.

حاجیها و سبحانی[21]، در بررسی رابطة بین کیفیت حسابرسی و هزینة سرمایه در میان 91 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، از نسبت سود به قیمت تعدیل شدة صنعت، به عنوان شاخصی برای هزینة سرمایه و از معیارهای اندازة مؤسسة حسابرسی، تخصص صنعت حسابرس و دورة تصدی حسابرس به عنوان شاخص کیفیت حسابرسی استفاده کردند و نتیجه گرفتند که اندازة مؤسسة حسابرسی، تخصص صنعت حسابرس و دورة تصدی حسابرس، به مدت چهار سال، هزینة سرمایه را کاهش می­دهد.

 

فرضیه‌های پژوهش

به منظور بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی، بر میانگین موزون هزینة سرمایة شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، با توجه به مبانی نظری بیان شده در قسمت­های قبل، فرضیه­های زیر برای آزمون در نظر گرفته می­شود:

فرضیة اول: بین اندازة هیأت مدیره و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

فرضیة دوم: بین استقلال اعضای هیأت مدیره و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

فرضیة سوم: بین دوگانگی مسئولیت مدیرعامل و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

فرضیة چهارم: بین درصد مالکیت سهامداران نهادی و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

فرضیة پنجم: بین تعداد بلوک سهامداران عمده و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

فرضیة ششم: بین وجود سهامداران کنترلی و هزینة سرمایه رابطة معنی­داری وجود دارد.

فرضیة هفتم: بین کیفیت حسابرسی و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

این فرضیه­ها، علاوه برکل شرکت­های نمونة آماری، بر روی نمونه­های فرعی زیر نیز آزمون خواهند شد:

1. شرکت­هایی که توسط مؤسسات حسابرسی با کیفیت بالا و نیز مؤسسات حسابرسی با کیفیت پایین، مورد رسیدگی قرار می­گیرند؛

2. شرکت­های بزرگ و کوچک؛

3. شرکت­های هموارساز و غیرهموارساز سود.

 

روش پژوهش

جامعه و نمونة آماری، روش نمونه‌گیری و نمونه­های فرعی پژوهش

در پژوهش حاضر، برای این­که نمونة پژوهش نماینده­ای مناسب از جامعة آماری مورد نظر باشد، از روش غربالگری(حذفی) استفاده شده و برای این منظور، معیارهایی در نظر گرفته شده است که اگر یک شرکت همة آن­ها را احراز کرده باشد، در جامعة آماری وارد می­شود. این معیارها از این قرار است:

1. قبل از سال 1385 در بورس پذیرفته شده و تا پایان سال 1390 در بورس فعال باشند.

2. به منظور قابل مقایسه بودن اطلاعات، شرکت­ها در طی دورة مورد مطالعه، تغییر دورة مالی نداده باشند و پایان سال مالی آن­ها 29 اسفند باشد.

3. به منظور همگن بودن اطلاعات، جزو شرکت­های سرمایه­گذاری یا واسطه­گری­های مالی شامل بیمه و بانک نباشند.

پس از در نظر گرفتن معیارهای بالا و طی مراحل مذکور، 221 شرکت، به عنوان جامعة آماری پژوهش برگزیده شدند. در ادامه با استفاده از فرمول کوکران[10][16]، حداکثر حجم نمونه تعیین شد که نتیجة آن چنین است:

 

در فرمول فوق:

n = حجم نمونه، که بعد از انجام محاسبات برابر با 140 است.

N= اندازة جامعة آماری، برابر با 221 است.

= متغیر استاندارد توزیع نرمال، که در سطح اطمینان 95/0، برابر با 96/1 است.

p = نسبت موفقیت، که برابر 5/0 در نظر گرفته شده است.

q = نسبت عدم موفقیت، که برابر 5/0 در نظر گرفته شده است.

= حداکثر اشتباه یا خطای برآورد که برابر با 5 درصد است.

بنابراین، از بین شرکت­های عضو جامعة آماری پژوهش، تعداد 140 شرکت، در سال­های 1385-1390 به صورت تصادفی انتخاب شده است. لازم به ذکر است، پژوهش حاضر، علاوه بر بررسی موضوع بر روی نمونه­ای کلی از شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، آن را بر روی نمونه­های فرعی نیز به شرح زیر، مورد آزمون قرار می­دهد:

1- تقسیم شرکت­های مورد مطالعه، به شرکت­هایی که صورت­های مالی آن­ها توسط مؤسسات حسابرسی با کیفیت بالا(سازمان حسابرسی) و مؤسسات حسابرسی با کیفیت پایین(سایر مؤسسات حسابرسی عضو جامعة حسابداران رسمی ایران) مورد رسیدگی قرار می­گیرند: فرض بر این است که مؤسسات حسابرسی بزرگ­تر نسبت به مؤسسات حسابرسی کوچک، حسابرسی­های با کیفیت­تری انجام می­دهند. همچنین مؤسسات حسابرسی بزرگ در مقایسه با مؤسسات حسابرسی کوچک، نظارت اثربخش­تری را بر فرآیند گزارشگری مالی انجام می­دهند[17]. به همین منظور، در این پژوهش، سازمان حسابرسی، به خاطر کارکنان زیاد و قدمت بیش­تر به عنوان مؤسسة حسابرسی بزرگ و با کیفیت حسابرسی بالا، و سایر مؤسسات حسابرسی عضو جامعة حسابداران رسمی ایران، به عنوان مؤسسات حسابرسی کوچک و با کیفیت پایین، در نظر گرفته می­شوند. با ملاحظة جدول(1) مشخص می­شود، 189 سال-شرکت(5/22 درصد) از صورت­های مالی شرکت­های مورد مطالعه، توسط مؤسسات حسابرسی بزرگ(سازمان حسابرسی ایران) مورد بررسی قرار گرفته است و 5/77 درصد از صورت­های مالی، توسط مؤسسات حسابرسی کوچک(سایر مؤسسات حسابرسی) مورد رسیدگی قرار گرفته است.

 

 

جدول (1) توزیع فراوانی شرکت­ها برحسب کیفیت و اندازة حسابرس مستقل

وضعیت

تعداد

درصد

کیفیت بالا (بزرگ)

189

5/22

کیفیت پایین (کوچک)

651

5/77

 


2- تفکیک شرکت­های مورد مطالعه به شرکت­های بزرگ و کوچک: شرکت­های بزرگ­تر ظرفیت بیش­تری برای تأمین مالی منابع مورد نیاز خود دارند و می­توانند سود بیش­تری را به دست آورند. این قضیه برای شرکت­های بزرگ­تر که تعداد سهامداران بیشتری نسبت به شرکت­های کوچک­تر دارند نیز صادق است؛ بنابراین این احتمال وجود دارد که در شرکت­های بزرگتر به علت تنوع سهامداران، کنترل کمتری بر مدیریت شرکت اعمال گردد. از این رو مدیران می­توانند به اقدامات فرصت طلبانه­ای دست بزنند تا ارزش شرکت را در بازار به نحو مطلوب نشان دهند. در این پژوهش، برای تفکیک شرکت­های مورد مطالعه به شرکت­های بزرگ و کوچک، از میانگین کل دارایی­ شرکت­های موجود در هر صنعت در دورة زمانی پژوهش استفاده می­شود. همانطور که جدول(2) نشان می­دهد، تعداد شرکت­های بزرگ برابر با 35 شرکت است که 25 درصد شرکت­های مورد مطالعه را تشکیل می­دهد.

 

 

جدول (2) توزیع فراوانی شرکت­ها برحسب انـدازة آنها

وضعیت

تعداد

درصد

بزرگ

35

25

کوچک

105

75

 


3- تفکیک شرکت­های مورد مطالعه به شرکت­های هموارساز سود و غیرهموارساز سود: تیرومن و تیتمان[11][30] در پژوهش خود دریافتند که مدیران از طریق هموارسازی سود، می­توانند از طریق سودهای موقت و گذرا، بر تعیین ارزش بازار شرکت­ها تأثیر بگذارند. بنابراین در این پژوهش برای تفکیک شرکت­ها به دو گروه هموارساز و غیرهموارساز سود، از شاخص ایکل[12][20] استفاده می­شود. این شاخص به صورت زیر محاسبه می­شود:

 

که در این مدل:

= شاخص هموارسازی سود، برای شرکت i در بازة زمانی پژوهش و بیانگر نسبت ضریب تغییر تغییرات سود به ضریب تغییر تغییرات فروش است؛

= تغییرات سود که برابر است با سود سال جاری منهای سود سال قبل؛

= تغییرات فروش که برابر است با فروش سال جاری منهای فروش سال قبل.

اگر  باشد، شرکت سود خود را هموار کرده و اگر  باشد، شرکت سود خود را هموار نکرده است.

با توجه به این­که ممکن است مدیران در سطوح مختلف سود آن را هموار نمایند، بنابراین در این پژوهش، شاخص ایکل در سطوح مختلف سود، نظیر سود ناخالص، سود عملیاتی و سود خالص، تعیین شده و چنانچه شرکت­ها در یکی از این سه سطح، سود را هموار نموده باشند، به عنوان شرکت­های هموارساز در نظر گرفته می­شوند.

در این پژوهش از شاخص ایکل استفاده می­شود، چون:

الف. شاخص ایکل به جای استفاده از اطلاعات یک سال، از اطلاعات مربوط به یک دورة زمانی چند ساله استفاده می­کند.

ب. شاخص ایکل به جای این­که تأثیر هر متغیر هموار کننده را جداگانه در نظر بگیرد، تأثیر چند متغیر را به صورت همزمان در نظر می­گیرد[14].

در جدول(3) تعداد و درصد شرکت­های هموار ساز و غیرهموارساز سود، در سطوح مختلف سود به تصویر کشیده شده است. همانطور که ملاحظه می­شود در مجموع، تعداد 89 شرکت یا به عبارتی 6/63 درصد از شرکت­ها حداقل در یکی از سطوح، سود را هموار کرده­اند و در مقابل، 51 شرکت(4/36 درصد) در هیچکدام از طبقات، سود را دستکاری نکرده­اند.

 

 

 

 

جدول (3) توزیع فراوانی شرکت‌ها برحسب شرکت‌های هموارساز و غیرهموارساز، به تفکیک طبقات سود

طبقات سود

تعداد شرکت های مورد بررسی

تعداد

درصد

هموارساز

غیرهموارساز

هموارساز

غیرهموارساز

سود ناخالص

140

54

86

6/38

4/61

سود عملیاتی

140

59

81

1/42

9/57

سود خالص

140

71

69

7/50

3/49

کل

140

89

51

6/63

4/36

 


روش­های تجزیه و تحلیل داده­ها و آزمون فرضیه­ها

پژوهش حاضر، از لحاظ هدف، کاربردی و از لحاظ ماهیت و روش، از نوع توصیفی-همبستگی است. مدل آماری مورد استفاده در این پژوهش، مدل رگرسیونی چند متغیره است. به منظور تخمین مدل­های تحقیق، از روش داده­های تلفیقی استفاده شده است. در این روش، داده­های سری زمانی و مقطعی، با هم ترکیب می­شوند. این روش برای مواردی که نمی­توان مسائل را به صورت سری زمانی یا مقطعی بررسی کرد، مورد استفاده قرار می­گیرد. استفاده از تکنیک داده­های تلفیقی نسبت به روش­های مقطعی و سری­های زمانی، دو مزیت عمده دارد: یکی این­که به محقق این امکان را می­دهد تا ارتباط بین متغیرها و حتی واحدها را در طول زمان در نظر بگیرد و به بررسی آن­ها بپردازد. مزیت و توانایی دیگر این روش، بهره­مندی از تأثیرات انفرادی واحدها است که قابل مشاهده و اندازه­گیری نیستند[13].

برای تخمین کارای یک مدل رگرسیونی، با استفاده از داده­های تلفیقی، لازم است که با کاربرد آزمون­هایی مناسب، یکی از مدل­های اثرات مشترک، اثرات ثابت و اثرات تصادفی را انتخاب کرد. به همین منظور، ابتدا برای انتخاب یکی از دو مدل اثرات مشترک و اثرات ثابت، از آزمون F لیمر استفاده می­شود. در صورت انتخاب مدل اثرات ثابت، برای انتخاب از بین دو مدل اثرات ثابت و اثرات تصادفی، آزمون هاسمن انجام می­گیرد. اگر نتایج آزمون  Fلیمر، استفاده از روش اثرات مشترک را تأیید کند، دیگر نیازی به آزمون هاسمن نیست و مدل با استفاده از روش اثرات مشترک تخمین زده می­شود.

 

 متغیرهای پژوهش و نحوة محاسبة آنها

متغیر وابسته

میانگین موزون هزینة سرمایه: هزینة سرمایة شرکت­ها، دو جزء دارد: هزینة بدهی و هزینة حقوق صاحبان سهام عادی شرکت. در این پژوهش، هزینة سرمایة به­کار گرفته شده توسط شرکت، از میانگین موزون این دو جزء به­دست می­آید. فرمول محاسباتی میانگین موزون هزینة سرمایه(WACC) به این شکل است: 

 

که در آن:

WACC = نرخ میانگین موزون هزینة سرمایه؛

wd = درصد مشارکت بدهی­های بهره­دار در کل سرمایه؛

we = درصد مشارکت حقوق صاحبان سهام عادی در کل سرمایه؛

kd = نرخ هزینة بدهی­های بهره­بردار قبل از کسر مالیات؛

ke = نرخ هزینه حقوق صاحبان سهام عادی و

t = نرخ مالیات شرکت است.

جهت محاسبة نرخ واقعی مالیات سالانة هر یک از شرکت­های مورد بررسی(t)، از نسبت مالیات پرداختی به سود قبل از مالیات استفاده شده است.

 

نیز برای محاسبة نرخ هزینة بدهی­های بهره­دار قبل از کسر مالیات (kd)، از نسبت هزینه­های تأمین مالی مربوط به این بدهی­ها به مجموع بدهی­های بهره­دار سال قبل (بدهی­های جاری بهره­دار + بدهی­های بلندمدت) استفاده شد.

 

 

به منظور اندازه­گیری نرخ هزینة حقوق صاحبان سهام عادی(ke)، از مدل رشد گوردون استفاده شده است:

 

که در آن:

 D0 = سود نقدی هر سهم در سال گذشته،

P0 = قیمت بازار هر سهم در ابتدای سال و

 g= نرخ رشد سود تقسیمی سالانه است که با فرض پایدار بودن نسبی نسبت انباشت سود و بازده ارزش ویژه(بازده حقوق صاحبان سهام)، به صورت زیر محاسبه می­شود:

 

درصد مشارکت هر یک از اجزا(هزینة بدهی و هزینة حقوق صاحبان سهام عادی) در کل منابع سرمایه، به صورت زیر محاسبه می­شود:

ارزش دفتری بدهی­های بهره­دار+ ارزش بازار حقوق صاحبان سهام عادی= جمع منابع

قیمت بازار هر سهم × تعداد سهام عادی منتشره= ارزش بازار حقوق صاحبان سهام عادی

بدهی­های جاری بهره­دار+ بدیهی­های بلندمدت= ارزش دفتری بدهی­های بهره­دار

 

 

 

متغیرهای مستقل

متغیرهای مستقل پژوهش، ساز و کارهای حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی هستند که به صورت زیر تعریف و محاسبه می­شوند:

1. اندازة هیأت مدیره: به عنوان تعداد اعضای موجود در هیأت مدیرة شرکت تعریف می­شود.

2. استقلال اعضای هیأت مدیره: مدیران غیرموظف در شرکت، عضو پاره وقت هیأت مدیره هستند و در شرکت دارای مسئولیت اجرایی نیستند. در این پژوهش، از نسبت اعضای غیرموظف هیأت مدیره به کل اعضای هیأت مدیره، به عنوان استقلال اعضای هیأت مدیره استفاده می­شود.

3. دوگانگی مسئولیت مدیرعامل: اگر مدیرعامل، رئیس یا نایب رئیس هیأت مدیره نیز باشد، به این وضعیت، دوگانگی وظیفة مدیرعامل گفته می­شود و در این حالت مدیرعامل اختیارات بیش­تری دارد. با توجه به این­که در ایران، در بسیاری از شرکت­ها مدیرعامل در سمت نایب رئیس هیأت مدیره فعالیت می­کند و در چنین شرکت­هایی اغلب رئیس هیأت مدیره غیرموظف است، لذا در این پژوهش، این که مدیرعامل، رئیس یا نایب رئیس هیأت مدیره هم باشد یا خیر، به عنوان یک متغیر مستقل در نظر گرفته شده است. بنابراین، در صورتی که در شرکتی مدیرعامل، رئیس یا نایب رئیس هیأت مدیره باشد، از متغیر مصنوعی یک و در غیر این صورت از متغیر مصنوعی صفر استفاده می­شود.

4. درصد مالکیت سهامداران نهادی: سرمایه­گذاران نهادی، با توجه به مالکیت بخش قابل توجهی از سهام شرکت­ها، از نفوذ قابل ملاحظه­ای در شرکت­های سرمایه­پذیر برخوردارند و توان بالقوة تأثیرگذاری بر فعالیت­ها و سیاست­های مدیران دارند. در این پژوهش سهامدارن نهادی، با توجه به مصوبة مورخ 28/06/1386 هیأت مدیرة سازمان بورس و اوراق بهادار در خصوص تعریف سرمایه­گذاران نهادی، اندازه­گیری می­شود که تعریف آن به این شرح است:

«سرمایه­گذار نهادی، موضوع بند 27 مادۀ یک قانون بازار اوراق بهادار جمهوری اسلامی ایران، عبارتند از:

1. بانک­ها و بیمه­ها؛

2. هلدینگ­ها، شرکت­های سرمایه­گذاری، صندوق‌ بازنشستگی، شرکت تأمین سرمایه و صندوق­های سرمایه­گذاری ثبت شده نزد سازمان بورس و اوراق بهادار؛

3. هر شخص حقیقی یا حقوقی که بیش از 5 درصد یا بیش از 5 میلیارد ریال از ارزش اسمیِ اوراق بهادارِ در دست انتشارِ ناشر را خریداری کند؛

4. سازمان­ها و نهادهای دولتی و عمومی؛

5. شرکت­های دولتی و

6. اعضای هیأت مدیره و مدیران ناشر یا اشخاصی که کارکرد مشابه‌ دارند»[5].

5. تعداد بلوک سهامداران عمده: مهمترین عامل اثرگذار بر کنترل و ادارة شرکت­ها، ترکیب مالکیت و به خصوص میزان تمرکز مالکیت سهام شرکت­ها در دست سهامداران عمده است. بنابراین در این پژوهش، تعداد سهامدارانی که بیش از 5 درصد یا بیش از 5 میلیارد ریال ارزش اسمیِ کل سهام منتشرة شرکت را در اختیار داشته باشند، به عنوان تعداد بلوکة سهامداران عمده یا تمرکز مالکیت محسوب می­شوند.

6. وجود سهامداران کنترلی: سهامدار کنترلی، شخص یا شرکتی است که مالکیت بیش از 50 درصد سهام دارای حق رأی شرکت را در اختیار دارد. این سهامدار می­تواند با توجه به در اختیار داشتن مالکیت بیش از نیمی از شرکت، به طور قابل توجهی بر شرکت نظارت داشته و در واقع می­تواند بر شرکت اعمال مدیریت نماید. بنابراین، چنانچه شخص یا شرکتی، مالکیت بیش از 50 درصد سهامِ دارای حق رأی شرکت را در اختیار داشته باشد، برای آن از متغیر مصنوعی یک و در غیر این صورت از متغیر مصنوعی صفر استفاده می­شود.

7. کیفیت حسابرسی: دی آنجلو، کیفیت حسابرسی را چنین تعریف می­کند: احتمال کشف و گزارش تحریفاتِ مهم در صورت­های مالی. همچنین او معتقد است که مؤسسات حسابرسی بزرگ، خدمات حسابرسی را با کیفیت بالاتری ارائه می­کنند. همچنین، او در پژوهش خود به این نتیجه دست یافت که مؤسسات حسابرسی بزرگ­تر، انگیزة بیش­تری برای گزارش صادقانه دارند و خدمات حسابرسی با کیفیت­تری ارائه می­کنند، زیرا آن­ها علاقه­مندند که به شهرت بیش­تری در بازار کار دست یابند و از آنجا که صاحبکاران زیادی دارند، نگران از دست دادن آن­ها نیستند[18]. از این رو در این پژوهش، سازمان حسابرسی، به خاطر داشتن کارکنان زیاد و قدمت بیش­تر، به عنوان مؤسسة حسابرسی بزرگ و با کیفیت حسابرسی بالا (متغیر مصنوعی یک) و سایر مؤسسات حسابرسی عضو جامعة حسابداران رسمی ایران، به خاطر داشتن کارکنان کمتر و قدمت کمتر، به عنوان مؤسسات حسابرسی کوچک و با کیفیت حسابرسی پایین(متغیر مصنوعی صفر) در نظر گرفته می­شوند.

 

 متغیرهای کنترلی

متغیرهای کنترلی پژوهش به صورت زیر تعریف و محاسبه می­شوند:

1. اندازة شرکت: با استفاده از لگاریتم طبیعی کل دارایی­های شرکت محاسبه می­شود.

2. اهرم مالی: با استفاده از نسبت کل بدهی­ها به کل دارایی­ها محاسبه می­شود.

3. شاخص سودآوری: با استفاده از نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، محاسبه می­شود.

4. شاخص رشد شرکت: از تقسیم مجموع ارزش بازار حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری کل بدهی­ها بر ارزش دفتری کل دارایی­های شرکت سنجیده می­شود.

5. نرخ بازده دارایی­ها: با استفاده از نسبت سود خالص شرکت به کل دارایی­ها اندازه­ گرفته می­شود.

6. نسبت جاری: نسبت دارایی­های جاری به بدهی­های جاری است.

7. نسبت پوشش هزینة بهره: از تقسیم سود قبل از بهره و مالیات(سود عملیاتی) بر هزینه­های مالی(بهره) حاصل می­شود.

8. دارایی‌های ثابت مشهود: از تقسیم ارزش ناخالص اموال، ماشین آلات و تجهیزات بر کل دارایی‌های شرکت محاسبه می­شود.

 

مدل مورد استفاده برای آزمون فرضیه‌های تحقیق

برای آزمون فرضیه­های پژوهش، از مدل رگرسیونی چند متغیره استفاده شده است. این مدل، بدین صورت است:

 

در این مدل:

WACCit = میانگین موزون هزینة سرمایة شرکت i در سال t؛

BRDSIZEit = تعداد اعضای هیأت مدیرة شرکت i در سال t؛

BRDINDit = نسبت اعضای غیرموظف در هیأت مدیرة شرکت i در سال t؛

DUALit = دوگانگی وظیفة مدیرعامل شرکت i در سال t؛

OWNERit = درصد مالکیت سهامداران نهادی شرکت i در سال t؛

BLOCKit = تعداد بلوک سهامداران عمدة شرکت i در سال t؛

CONTROLit = وجود یا عدم وجود سهامداران کنترلی برای شرکت i در سال t؛

AUDit = متغیر کیفیت حسابرسی شرکت i در سال t؛

SIZEit = اندازة شرکت i در سال t؛

LEVit = اهرم مالی شرکت i در سال t؛

BTMit = نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t؛

GROWTHit = شاخص رشد شرکت i در سال t؛

ROAit = نرخ بازده دارایی­های شرکت i در سال t؛

CURRENTit = نسبت جاری شرکت i در سال t؛

INTCOVit = نسبت پوشش هزینة بهرة شرکت i در سال t؛

PPEit = ارزش ناخالص اموال، ماشین آلات و تجهیزات(دارایی­های ثابت مشهود) شرکت i در سال t؛

= جزء خطای مدل برای شرکت i در سال t؛

= ضریب ثابت(عرض از مبدأ) و  تا  = ضرایب متغیرهای مستقل و کنترلی هستند.

 

یافته‌های پژوهش

آزمون‌های آماری

در ابتدا برای بررسی این­که آیا در برآورد مدل از روش اثرات مشترک استفاده شود یا اثرات ثابت، از آزمون F لیمر استفاده شد. نتایج آزمون F لیمر برای همة نمونه­های آماری(کل و فرعی) که در جدول(4) ارائه شده است، روش اثرات ثابت را در سطح خطای کمتر از 1 درصد تأیید کرد. بنابراین، برای بررسی این مسأله که آیا تخمین مدل با اثرات ثابت مناسب است یا اثرات تصادفی، از آزمون هاسمن استفاده شد. با توجه به این­که سطح خطای آمارة هاسمن در همة نمونه­ها بیش­تر از 5 درصد است، مناسب­ترین روش برای تخمین مدل رگرسیونی دوم، روش اثرات تصادفی است.


 

جدول (4) آزمون­های آماری مدل رگرسیونی پژوهش برای کل نمونة آماری و نمونه­های فرعی

نمونه­ها

نوع آزمون

آمارةآزمون

درجة آزادی

سطح معنی‌داری

نتیجة آزمون

کل نمونة آماری

F لیمر

1654/2

685/139

0000/0

روش اثرات ثابت

هاسمن

4260/18

15

2409/0

روش اثرات تصادفی

سازمان حسابرسی(کیفیت بالا)

F لیمر

8204/2

51/34

0004/0

روش اثرات ثابت

هاسمن

2938/20

14

1211/0

روش اثرات تصادفی

سایر مؤسسات حسابرسی (کیفیت پایین)

F لیمر

0967/2

521/115

0000/0

روش اثرات ثابت

هاسمن

1002/12

14

5983/0

روش اثرات تصادفی

شرکت­های بزرگ

F لیمر

8391/3

160/34

0000/0

روش اثرات ثابت

هاسمن

5218/8

15

9348/0

روش اثرات تصادفی

شرکت­های کوچک

F لیمر

9002/1

510/104

0000/0

روش اثرات ثابت

هاسمن

1181/7

15

9543/0

روش اثرات تصادفی

شرکت­های هموارساز

F لیمر

1684/2

430/88

0000/0

روش اثرات ثابت

هاسمن

9801/16

15

3201/0

روش اثرات تصادفی

شرکت­های غیرهموارساز

F لیمر

1446/2

240/50

0001/0

روش اثرات ثابت

هاسمن

3543/15

15

4262/0

روش اثرات تصادفی

 

 

 

 


نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش

نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش که با استفاده از روش اثرات تصادفی بر روی نمونه­های آماری پژوهش انجام شده، در جدول(5) ارائه شده است. در ادامه، نتایج آزمون هر یک از فرضیه­های پژوهش با توجه به تقسیم­بندی نمونه­ها ارائه می­شود.

فرضیة اول: بین انداةه هیأت مدیره و هزینة سرمایه رابطة معنی­داری وجود دارد.

نتایج آزمون فرضیة اول نشان داده است که بین اندازة هیأت مدیره و هزینة سرمایه در نمونه­های فرعی سازمان حسابرسی، سایر مؤسسات حسابرسی، شرکت‌های بزرگ و شرکت­های غیرهموارساز سود، به ترتیب در سطوح خطای کمتر از 5 درصد، 10 درصد، 10 درصد و 10 درصد، رابطة منفی(00883/0-، 0306/0-، 0663/0-  و 0320/0-)[13] و معنی­داری وجود دارد. اما به دلیل سطح خطای بیش از 10 درصد در سایر نمونه­های آماری پژوهش(کل شرکت­ها، شرکت‌های کوچک و شرکت­های هموارساز)، رابطة معنی­داری بین تعداد اعضای موجود در هیأت مدیرة شرکت­ها و هزینة تأمین مالی از طریق بدهی و حقوق صاحبان سهام، مشاهده نشده است. بنابراین فرضیة اول فقط برای نمونه­های فرعی بالا مورد تأیید است.

فرضیة دوم: بین استقلال اعضای هیأت مدیره و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

نتایج حاصل از آزمون فرضیة دوم بیانگر آن است که از نظر آماری، رابطة معنی­داری بین استقلال اعضای هیأت مدیره و میانگین موزون هزینة سرمایه در همة نمونه­های آماری پژوهش وجود ندارد. در نتیجه، این فرضیه تأیید نمی­شود.

فرضیة سوم: بین دوگانگی مسئولیت مدیرعامل و هزینة سرمایه رابطة معنی­داری وجود دارد.

نتایج به­دست آمده از آزمون فرضیة سوم، حاکی از آن است که بین تصدی پست مدیرعاملی و رئیس یا نائب رئیس هیأت مدیره توسط یک نفر، به عنوان دوگانگی مدیرعامل و هزینة تأمین مالی از طریق بدهی و حقوق صاحبان سهام در همة نمونه­های آماری پژوهش، رابطة معنی­داری وجود ندارد. در نتیجه، فرضیة سوم هم رد می­شود.

فرضیة چهارم: بین درصد مالکیت سهامداران نهادی و هزینة سرمایه رابطة معنی­داری وجود دارد.

نتایج حاصل از آزمون فرضیة چهارم، فقط برای نمونة آماری شرکت­های بزرگ، حاکی از آن است که بین درصد مالکیت سرمایه­گذاران نهادی و هزینة سرمایه در سطح خطای کمتر از 1 درصد، رابطة مثبت(2515/0) و معنی­داری وجود دارد. اما برای سایر نمونه­ها(کل شرکت­ها، سازمان حسابرسی، سایر مؤسسات حسابرسی، شرکت­های کوچک و شرکت­های هموارساز و غیرهموارساز)، بین درصد سهام نگهداری شده توسط صندوق­های بازنشستگی، بانک­ها، شرکت­های بیمه، سازمان تأمین اجتماعی، شرکت­های سرمایه­گذاری و بنیادها و نهادهای انقلاب اسلامی به عنوان سرمایه­گذاران نهادی و میانگین موزون هزینة سرمایه به دلیل سطح خطای بیش­تر از 10 درصد، رابطة معنی­داری وجود ندارد. در نتیجه، فرضیة چهارم پژوهش فقط برای شرکت­های بزرگ مورد تأیید است.

فرضیة پنجم: بین تعداد بلوک سهامداران عمده و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

نتایج آزمون این فرضیه، فقط برای شرکت­هایی که توسط سایر مؤسسات حسابرسی مورد رسیدگی و بررسی قرار گرفته­اند، نشان داده است که بین تعداد بلوک سهامداران عمده و هزینة سرمایه در سطح خطای کمتر از 10 درصد رابطة منفی(0038/0-) و معنی­داری وجود دارد. اما نتایج آزمون این فرضیه برای سایر نمونه­های پژوهش(کل شرکت­ها، سازمان حسابرسی، شرکت­های بزرگ و کوچک و شرکت­های هموارساز و غیرهموارساز) نشان داده است که بین تعداد سهامدارانی که بیش از 5 درصد یا بیش از 5 میلیارد ریال ارزش اسمی کل سهام منتشرة شرکت را در اختیار دارند و هزینة تأمین مالی از طریق اعتباردهندگان و سرمایه­گذاران، رابطة معنی­داری وجود ندارد. بنابراین، فرضیة پنجم فقط برای شرکت­هایی که توسط سایر مؤسسات حسابرسی مورد رسیدگی قرار می­گیرند، تأیید می­شود.

فرضیة ششم: بین وجود سهامداران کنترلی و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

نتایج آزمون فرضیة ششم، حاکی از آن است که بین وجود سهامداران کنترلی و هزینة سرمایه در نمونه­های سازمان حسابرسی و شرکت­های بزرگ، در سطح خطای کمتر از 1 درصد، رابطة منفی(0808/0- و 2153/0-) و معنی­داری وجود دارد. اما به دلیل سطح خطای بیش از 10 درصد در سایر نمونه­های آماری پژوهش(کل شرکت­ها، سایر مؤسسات حسابرسی، شرکت­های کوچک و شرکت­های هموارساز و غیرهموارساز)، رابطة معنی­داری بین مالکیت بیش از 50 درصد سهامِ دارای حق رأی شرکت توسط شخص یا شرکتی و هزینة تأمین مالی از طریق بدهی و حقوق صاحبان سهام، مشاهده نشده است. بنابراین فرضیة ششم، فقط برای نمونه­های سازمان حسابرسی و شرکت­های بزرگ تأیید می­شود.

فرضیة هفتم: بین کیفیت حسابرسی و هزینة سرمایه، رابطة معنی­داری وجود دارد.

آزمون فرضیة هفتم نشان می­دهد که بین کیفیت حسابرسی و هزینة تأمین مالی از طریق اعتباردهندگان و سرمایه­گذاران، در همة نمونه­های آماری پژوهش(کل شرکت­ها، شرکت­های بزرگ و کوچک و شرکت­های هموارساز و غیرهموارساز)، رابطة معنی­داری وجود ندارد. در نتیجه، فرضیة هفتم هم رد می­شود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (5) نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش بر روی کل نمونة آماری

 

*** معنی­داری در سطح خطای کمتر از 1درصد، **  معنی­داری در سطح خطای کمتر از 5 درصد و * معنی داری در سطح خطای کمتر از 10 درصد را نشان می­دهد.

 

 

همان­طور که در جدول(5) مشاهده می­شود، مقدار آمارة F برابر با 7903/2 و سطح معنی­داری آن برابر با 0003/0 است. از آنجا که سطح معنی­دار کمتر از سطح خطای 1 درصد است، بیانگر کفایت کلی مدل رگرسیونی است. ضریب تعیین تعدیل شده برابر با 0310/0 است که مقدار خوبی نیست و برازش مناسبی را از تغییرات متغیر هزینة سرمایه توسط متغیرهای توضیحی ارائه نمی­کند. مقادیر آمارة دوربین-واتسون محاسبه شده بین 1.5 و 2.5 قراردارند. بنابراین، می­توان نتیجه گرفت که اجزای اخلال مدل در دورة مورد بررسی، مستقل هستند. به عبارت دیگر، مقادیر اجزای اخلال مدل، تصادفی بوده و فرض وجود خودهمبستگی بین متغیرها رد می­شود.

ضریب تعیین تعدیل شده در شرکت­هایی که توسط سازمان حسابرسی مورد رسیدگی قرار می­گیرند(45/13 درصد)، بزرگ­تر از ضریب تعیین تعدیل شدة شرکت­هایی است که توسط سایر مؤسسات حسابرسی عضو جامعة حسابداران مورد رسیدگی قرار می­گیرند(71/3 درصد)؛ همچنین ضریب تعیین تعدیل شده در شرکت‌های بزرگ(98/42 درصد) بیش­تر از ضریب تعیین تعدیل شدة شرکت­های کوچک است(09/6 درصد) و ضریب تعیین تعدیل شده در شرکت­های غیرهموارساز سود(26/15 درصد)، بزرگ­تر از ضریب تعیین تعدیل شدة شرکت­های هموارساز سود است(0039/0- درصد) که این موضوع نشان می­دهد که در شرکت­هایی که توسط سازمان حسابرسی مورد رسیدگی قرار می­گیرند و نیز در شرکت­های بزرگ و غیرهموارساز سود، رابطة بین حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی با هزینة سرمایه قوی­تر است.

 

نتیجه‌گیری

حاکمیت شرکتی، مجموعة روابطِ بین مدیریت، هیأت مدیره، سهامداران و سایر ذی­نفعان در یک شرکت است که ساختاری را فراهم می­کند تا از طریق آن، اهداف شرکت تدوین و ابزارهای دستیابی به این اهداف و همچنین نحوة نظارت بر عملکرد مدیران مشخص شود. از طرف دیگر، حسابرسان مستقل می‌توانند با اطمینان دادن به سهامداران در مورد کیفیت صورت­های مالی تهیه شده، هزینه­های نمایندگی را کاهش داده و به سهامداران این امکان را بدهند که بر مبنای صورت­های مالی حسابرسی شده، قراردادهایی دقیق، روشن و کارا با مدیران تنظیم نمایند. بنابراین، نظام حاکمیت شرکتیِ قوی و کیفیت بالای حسابرسی موجب می­شوند تا شرکت­ها اطلاعات مالی با کیفیت و شفاف­تری ارائه نمایند که از طریق آن ریسک اطلاعاتی اعتباردهندگان و سرمایه­گذاران کاهش یافته و در نتیجه هزینة سرمایة شرکت را تحت تأثیر قرار می‌دهند. هدف اصلی پژوهش حاضر، بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی بر هزینة سرمایة شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است و بدین منظور، با استفاده از فرمول کوکران، نمونه­ای به میزان 140 شرکت در سال­های 1385- 1390 انتخاب شد. برای بررسی دقیق­تر موضوع پژوهش، نمونة انتخابی به نمونه­های فرعی شرکت­های مورد رسیدگی توسط سازمان حسابرسی و سایر مؤسسات حسابرسی عضو جامعة حسابداران رسمی، شرکت­های بزرگ و کوچک و در نهایت شرکت­های هموارساز و غیرهموارساز سود تقسیم گردید. از اندازة هیأت مدیره، استقلال اعضای هیأت مدیره، دوگانگی مدیرعامل، درصد مالکیت سهامداران نهادی، تعداد بلوک سهامداران عمده و وجود یا عدم وجود سهامداران کنترلی، به عنوان مکانیزم­های حاکمیت شرکتی و از اندازة حسابرس به عنوان کیفیت حسابرسی و همچنین به عنوان متغیرهای مستقل استفاده شده است. در پژوهش حاضر، با استفاده از آزمون­های آماری F لیمر و هاسمن، روش اثرات تصادفی برای برازش مدل رگرسیونی انتخاب گردید.

با توجه به نتایج به­دست آمده از آزمون فرضیه­های پژوهش، می­توان بیان کرد که حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی، تأثیر معنی­داری بر هزینة سرمایة کل شرکت­های عضو نمونة آماری ندارند. بنابراین می­توان نتیجه گرفت که نظارت مؤثر هیأت مدیره و سرمایه‌گذاران کنترلی، نهادی و عمده و همچنین انجام حسابرسی با کیفیت بالا، بر هزینة تأمین مالی از طریق بدهی و حقوق صاحبان سهام تأثیری ندارد و موجب کاهش هزینة تأمین مالی نمی­شود. نتایج به­دست آمده با نتایج پژوهش­های پیوت و میسونیر[27] مطابق و با نتایج پژوهش­های اشباق و همکاران[12]، رگالی و سوانا[29]، لین و همکاران[23]، چن و همکاران[15] و حاجیها و سبحانی[21] مخالف است.

نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش بر روی نمونه­های فرعی، حاکی از آن است که مورد حسابرسی قرار گرفتن شرکت­ها توسط سازمان حسابرسی و سایر مؤسسات حسابرسی و بزرگی هیأت مدیره در شرکت‌های بزرگ و غیرهموارساز سود، باعث کاهش میانگین موزون هزینة سرمایه برای این شرکت­ها خواهد شد. همچنین وجود سهامدارانی بیش از 5 درصد سهام شرکت­ها را در اختیار دارند، در شرکت­هایی که حسابرس کوچک دارند، باعث کاهش هزینة تأمین مالی می­شود؛ همچنین وجود سهامداران کنترلی در شرکت­های بزرگ که حسابرس بزرگ دارند، باعث کاهش هزینة تأمین مالی از طریق اعتباردهندگان و سرمایه­گذاران می­شود، اما درصد بالای مالکیت نهادی در شرکت­های بزرگ، هزینة سرمایة آن­ها را افزایش می­دهد.

نتایج آزمون متغیرهای کنترلی نشان داده است که در کل شرکت­های عضو نمونة آماری، بین بازده دارایی­ها و هزینة سرمایه رابطة مثبت و معنی­دار،  و اما بین نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار و نسبت جاری با هزینة سرمایه، رابطة منفی و معنی­داری وجود دارد. نتایج حاصل از آزمون متغیرهای کنترلی بر روی نمونه‌های فرعی نشان می­دهد که نسبت بالای بدهی برای شرکت­های مورد رسیدگی توسط سازمان حسابرسی، بر هزینة سرمایة آن­ها تأثیر افزایشی دارد. اما برای شرکت­های مورد رسیدگی توسط سایر مؤسسات، نسبت بدهی، تأثیری بر هزینة سرمایة آن­ها ندارد. نسبت بالای بدهی برای شرکت­های بزرگ باعث کاهش هزینة سرمایة آن­ها می­شود؛ اما برای شرکت­های کوچک، منجر به افزایش هزینة سرمایة آن­ها خواهد شد. در شرکت­های غیرهموارساز سود، بین بازده دارایی­ها و هزینة سرمایه، رابطة مثبت و معنی­داری وجود دارد. اما در شرکت­های هموارساز سود، این رابطه معنی­دار نیست. خلاصة نتایج پژوهش در جدول(6) ارائه شده است:


 

جدول (6) خلاصة نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش

 

 



[1]. Corporate Governance

[2]. Security Exchange Commission

[3]. Ashbaugh

[4]. Ramly

[5]. Regalli and Soana

[6]. Lin

[7]. Afkhami Rad

[8]. Karjalainen

[9]. Piot and Missonier

[10]. Cochran

[11]. Trueman and Titman

[12]. Eckel

[13]. اعداد داخل پرانتز، ضرایب متغیر مستقل مربوطه هستند.

منابع

[1]     احمدپور، احمد؛ محمد کاشانی پور و محمدرضا شجاعی. (1389). بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی و کیفیت حسابرسی بر هزینة

[2]     تأمین مالی از طریق بدهی(استقراض). بررسی­های حسابداری و حسابرسی، 17 (62)، صص 32-17.

[3]     پناهیان، حسین و میثم عرب زاده. (1387). بررسی و شناسایی مدل­های هزینة سرمایه و عوامل مؤثر بر هزینة سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران. بصیرت، 15 (40)، صص 103-85..

[4]     رحیمیان، نظام‌الدین؛ نرگش رضاپور و حسین اخضری. (1390). نقش مالکان نهادی در کیفیت حسابرسی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابرسی، 11 (45)، ص 81-68.

[5]     ریموندپی، نوو. (1378). مدیریت مالی. ترجمه و اقتباس علی جهانخانی و علی پارسائیان. تهران: سمت.

[6]     شرکت اطلاع رسانی بورس. (1387). قوانین و مقررات بازار سرمایه.

[7]     عباسی، احمدرضا. (1382). بررسی رابطة بین هزینة سرمایه با سطح افشای اطلاعات مالی شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پایان نامة کارشناسی ارشد، دانشگاه شهید بهشتی تهران.

[8]     نوروش، ایرج و علیرضا مجیدی. (1384). بررسی رابطة بین کیفیت سود و هزینة سرمایه در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. حسابداری برق، شمارة 43.

[9]     نیکخواه آزاد، علی. (1379). بیانیۀ مفاهیم بنیادی حسابرسی. تهران، کمیتۀ تدوین رهنمودهای حسابرسی-سازمان حسابرسی، نشریة شماره 121.

[10]  Abor, J. and Biekpe, N. (2005). Does corporate governance affect the capital structure decisions of Ghanaian SMEs?. Working paper.

[11]  Afkhami Rad, S. (2014). The Relationship between Corporate Governance Practices and Cost of Capital in Large Listed Companies of New Zealand and Singapore. PhD Dissertation in Finance Department, The University of Waikato.

[12]  Al-Thuneibat, A.A., Khamees, A.B., and Al-Fayoumi, N.A. (2007). The Effect of Qualified Auditors’ Opinions on Share Prices: Evidence from Jordan. Managerial Auditing Journal, 23(1), pp. 84-101.

[13]  Ashbaugh, H., Collins, D.W., and LaFond, R. (2004). Corporate Governance and the Cost of Equity Capital. Working Paper.

[14]  Baltagi, B. (1995). Econometric Analysis of Panel Data. 1st Edition, New York: John Wiley & Sons Press.

[15]  Black, F. (1993). Choosing Accounting Rules. Accounting Horizons, 7, pp.1-17.

[16]  Chen, H., Chen, J.Z., Lobo, G.J., and Wang, Y. (2011). Effects of Audit Quality on Earnings Management and Cost of Equity Capital: Evidence from China. Contemporary Accounting Research, 28(3), pp. 892-925.

[17]  Cochran, W. G. (1977). Sampling Techniques. New York: John Wiley & Sons.

[18]  Davidson, R., Goodwin-Stewart, J., and Kent, P. (2005). Internal Governance Structures and Earnings Management. Accounting & Finance, 45(2), pp. 241-267.

[19]  DeAngelo, L.E. (1981). Auditor Size and Audit Quality. Journal of Accounting and Economics, 3(3), pp. 183-199.

[20]  Dey, A. (2008). Corporate Governance and Agency Conflicts. Journal of Accounting Research, 46(5), pp. 1143-1181.

[21]  Eckel, N. (1981). The Income Smoothing Hypothesis Revisited. Abacus, 17(1), pp. 28-40.

[22]  Hajiha, Z., and Sobhani, N. (2012). Audit Quality and Cost of Equity Capital: Evidence of Iran. International Research Journal of Finance and Economics, 94, pp. 161-171.

[23]  Karjalainen, J. (2011). Audit Quality and Cost of Debt Capital for Private Firms: Evidence from Finland. International Journal of Auditing, 15(1), pp. 88-108.

[24]  Lin, C., Ma, Y., Malatesta, P., and Xuan, Y. (2011). Ownership structure and the cost of corporate borrowing. Journal of Financial Economics, 100(1), pp. 1-23.

[25]  Lin, Z.J., and Liu, M. (2009). The Impact of Corporate Governance on Auditor Choice: Evidence from China. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 18(1), pp. 44-59.

[26]  Moeinadin, M., Dehghan Dehnavi, H., and Mirbafghi, M.H. (2013). Impact of Corporate Governance Mechanisms on the Financial Decisions and Cost of Equity of the Firms Listed on the Tehran Stock Exchange. Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business, 5(7), pp. 449-464.

[27]  Organisation for Economic Co-operation and Development (OECD). (2004). OECD Principles of Corporate Governance. OECD, Paris.

[28]  Piot, C., and Missonier, F. (2007). Corporate Governance, Audit Quality and the Cost of Debt Financing of French Listed Companies. Working Paper.

[29]  Ramly, Z. (2012). Impact of Corporate Governance Quality on the Cost of Equity Capital in an Emerging Market: Evidence from Malaysian listed firms. African Journal of Business Management, 6(4), pp. 1733-1748.

[30]  Regalli, M., and Soana, M.G. (2012). Corporate Governance Quality and Cost of Equity in Financial Companies. International Journal of Business Administration, 3(2), pp. 2-16.

[31]  Trueman, B., and Titman, S. (1988). An Explanation for Accounting Income Smoothing. Journal of Accounting Research, 26, pp. 127-139.