بررسی رابطه‌ی حاکمیت شرکتی و ارزش افزوده‌ی اقتصادی در شرکت‌های تولیدی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نویسندگان

دانشگاه قم

چکیده

  هدف این تحقیق بررسی رابطه‌ی حاکمیت شرکتی و ارزش افزوده‌‌ی اقتصادی است. در این تحقیق، ارزش افزوده‌ی اقتصادی به عنوان معیار ارزیابی عملکرد در نظر گرفته شده است. ارزش افزوده‌ی اقتصادی برخلاف معیارهای سنتی ارزیابی عملکرد، ایجاد ارزش را اندازه­ گیری می‌کند. از میان جامعه­ آماری تحقیق، نمونه‌ای مشتمل بر 116 شرکت انتخاب و داده­ های مربوط به سال­ های 1385 لغایت 1391 استخراج و بررسی شد. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون خطی ساده و چندگانه استفاده شد. مالکیت سهامداران نهادی، مالکیت سهامداران عمده، نسبت اعضای غیر موظف هیئت مدیره (استقلال هیئت مدیره)، پاداش هیئت مدیره و حسابرسی داخلی به عنوان مؤلفه‌های حاکمیت شرکتی، دو متغیر اندازه و عمر شرکت به عنوان متغیرهای تعدیل‌ کننده و ارزش افزوده‌ی اقتصادی به عنوان متغیر وابسته‌ی تحقیق مورد استفاده قرار گرفته‌اند.

  نتایج تحقیق بیانگر وجود رابطه‌ی معنادار مستقیم میان حسابرسی داخلی و پاداش هیئت مدیره با ارزش افزوده‌ی اقتصادی است ولی میان مالکیت سهامداران عمده و نسبت اعضای غیر موظف هیئت مدیره با ارزش افزوده‌ی اقتصادی رابطه‌ی معناداری مشاهده نگردید. همچنین، رابطه‌ی معنادار بسیار ضعیفی بین مالکیت نهادی و ارزش افزوده‌ی اقتصادی برقرار بود. یافته‌ها نشان داد عمر شرکت بر رابطه‌ی بین حسابرسی داخلی، مالکیت سهامداران عمده و نسبت اعضای غیر موظف هیئت مدیره با ارزش افزوده‌ی اقتصادی تاثیری ندارد ولی بر رابطه‌ی بین پاداش هیئت مدیره و مالکیت نهادی با ارزش افزوده‌ی اقتصادی تأثیر مستقیم دارد. همچنین، اندازه‌ی شرکت بر رابطه‌ی بین نسبت اعضای غیر موظف هیئت مدیره و تمرکز مالکیت با ارزش افزوده‌ی اقتصادی تأثیر معکوس دارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Relationship between Corporate Governance and Economic Value Added in The Iranian Manufacturing Enterprises (Listed in Tehran Stock Exchange)

نویسندگان [English]

  • mohammad hasan maleki
  • afshin agahi oskooee
qom university
چکیده [English]

The purpose of this study is to investigate the relationship between corporate governance (CG) and economic value added (EVA) . EVA is one of performance evaluation measures. Unlike traditional performance evaluation measures, EVA determines the value creation. 116 manufacturing enterprises are studied during a seven years period (2007 to 2013) . Simple and multiple linear regression analysis are used to test hypotheses . Institutional Ownership (Inst-own), Ownership concentration (Owncon), Board independence (Brdind), Board compensation (Bonus) and Internal audit (Inaudit), as CG indicators, firm size and company age, as moderator variables, and EVA, as dependent variable, are used.

The results indicated significant and direct relationship between Inaudit and Bonus with EVA. But, Owncon and the Brdind have not significant relationship with EVA. Also, small relationship is established between Inst-own and EVA . Findings indicated that company age has no impact on relationship between Inaudit , Brdind and Owncon with EVA. However, it has significant direct impact on relationship between Bonus and Inst-own with EVA. Also , company size has significant adversely impact on relationship between Brdind and Owncon with EVA.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Corporate governance
  • Economic Value Added (EVA)
  • Institutional ownership
  • Ownership concentration
  • Stock exchange

مقدمه

امروزه یکی از مهمترین مسایل مالی شرکت­ها، اندازه­گیری عملکرد آن­ها است. اندازه­گیری عملکرد شرکت­ها از آن‌جا که پایة بسیاری از تصمیم­گیری­ها در داخل و خارج شرکت است، اهمیت دارد. تصمیم‌گیری دربارة سرمایه­گذاری­ها، افزایش سرمایة شرکت­ها، رابطة نمایندگی و بسیاری از تصمیمات دیگر، همگی مبتنی بر اندازه­گیری عملکرد است[24]. با رسوایی­­ها و ورشکستگی شرکت­های بزرگ مانند انرون[1] و ورلدکام[2] در ایالات متحده و مارکونی[3] در انگلستان در سال­های 2001 و 2002 میلادی، اعتبار اعداد و ارقام حسابداری زیر سؤال رفته و اعتماد سرمایه­گذاران به صورت­های مالی تهیه شده توسط مدیریت، کم شده است. به خاطر این عدم اعتماد، توجه به حاکمیت شرکتی[4](CG) و افشا در حسابداری به طور روزافزون بیشتر شده است[11].

حاکمیت شرکتی عبارت است از سیستمی که شرکت‌ها به وسیلة آن هدایت و کنترل می‌شوند[10]. حاکمیت شرکتی خوب می­تواند با ارتقای عملکرد شرکت­ها و افزایش دسترسی آن­ها به منابع مالی، زمینه‌های رشد و توسعة اقتصادی پایدار را فراهم آورد و میزان آسیب­پذیری شرکت­ها را در مواقع بروز بحران مالی کاهش دهد و حقوق مالکیت را تقویت کند. علاوه بر این، هزینة معاملات و هزینة سرمایه را کاهش می­دهد و به گسترش بازار سرمایه کمک می­کند[2]. عملیات شرکت­ها به روابط نمایندگی بین سهامداران و مدیران مربوط می شود. زمانی که هدف شرکت به حداکثر رساندن منافع سهامداران باشد، جدا کردن مالکیت سهام و کنترل مدیریتی و تصمیم­گیری­های تجاری مدیران، می­تواند به تضاد منافع منجر شود که در نتیجة آن ممکن است مدیران به جای عمل کردن در جهت منافع سهامداران، اهداف خود را دنبال کنند. اصول حاکمیت شرکتی برای فراهم آوردن امکان کنترل و ایجاد توازن بین منافع مدیران و سهامداران و در نتیجه کاهش تضاد نمایندگی، ایجاد شده است[3].

بر اساس یافته‌های برخی از پژوهشگران از جمله، بلک[5] (2001)، کلپر و لاو[6] (2003)، ایشی، گمپرس و متریک[7] (2003)، حاکمیت شرکتی نقش مهمی در بهبود عملکرد ایفا می‌کند و ارتباط مستقیمی بین حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکت در بازارهای مالی توسعه یافته و در حال توسعه وجود دارد. نتایج کلی پژوهش‌ها حاکی از وجود رابطة معنی­دار بین حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکت است. از این رو، در پژوهش حاضر با بیان این پرسش که «ساز وکارهای حاکمیت شرکتی بر عملکرد شرکت که از طریق ارزش افزودة اقتصادی[8] (EVA) اندازه‌گیری می‌شود، چه تأثیری دارد؟»، رابطة بین دو مقولة مذکور، مورد بررسی قرار گرفته است.

در پی سؤال اصلی پژوهش برخی سؤال­های فرعی پیش می­آید که عبارتند از:

1- ساختار هیأت مدیره چه اثری بر عملکرد شرکت دارد؟

2- پاداش هیأت مدیره چه اثری بر عملکرد شرکت دارد؟

3- ساختار مالکیت چه اثری بر عملکرد شرکت دارد؟

4- حسابرسی داخلی به عنوان یک ساز وکار حاکمیتی چه اثری بر عملکرد شرکت دارد؟

5- عمر شرکت و اندازة شرکت به عنوان متغیر تعدیل کننده، بر رابطة بین حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی به عنوان معیار ارزیابی عملکرد، چه تأثیری می­توانند داشته باشند؟

 

ادبیات موضوع

حاکمیت شرکتی

اولین مفهوم حاکمیت شرکتی، از کلمة لاتین ""Gubernare،  به معنای راهبری گرفته شده است که معمولاً برای هدایت یک کشتی به کار می‌رود و دلالت بر این دارد که حاکمیت شرکتی بیشتر مستلزم هدایت است تا کنترل[4]. کادبری[9] حاکمیت شرکتی را به عنوان سیستمی تعریف می­کند که شرکت‌ها به وسیلة آن هدایت و کنترل می‌شوند[10]. کرچوسکا و تاوسال بیان می­دارند که حاکمیت شرکتی، الگوهای رفتاری را که رفتار واقعی شرکت‌هاست، تبیین می­کند یا به بیان دیگر عملکرد، بهره‌وری، رشد، ساختار مالی، رفتار مالکان و سایر سهامداران را حل و فصل می‌کند[28].

تعریف­های موجود از حاکمیت شرکتی در یک طیف وسیع قرار می­گیرند که دیدگاه­های محدود در یک سو و دیدگاه­های گسترده در سوی دیگر طیف قرار دارند. در دیدگاه­های محدود، حاکمیت شرکتی به رابطة شرکت و سهامداران محدود می­شود که این الگو در قالب نظریة نمایندگی بیان می­شود. در آن سوی طیف می­توان حاکمیت شرکتی را به صورت شبکه­ای از روابط میان شرکت و تعداد زیادی از ذی‌نفعان از جمله کارکنان، مشتریان، فروشندگان، دارندگان اوراق قرضه و... در نظر گرفت که چنین دیدگاهی در قالب نظریة ذی­نفعان بیان می­شود[5]. به هر حال تعریفی پذیرفته شده و واحد از حاکمیت شرکتی وجود ندارد و تعاریف با توجه به کشوری که در آنجا ارائه شده‌اند، تفاوت‌های اساسی دارند[10].

حاکمیت شرکتی از دیدگاه­های دیگری همچون دیدگاه مباشرت، دیدگاه نظری هزینة معاملات و دیدگاه نظریه سازمانی مورد بررسی قرار می­گیرد. در دیدگاه مباشرت گفته می­شود که هیأت مدیره، اولین و بهترین ابزار نظارت بر مدیران نیست، بلکه ابزاری برای توسعة شرکت و مدیریت ارشد آن از طریق جمع­آوری اعضای هیأت مدیرة برخوردار از دانش و صلاحیت، به عنوان مشاوران است[10].  نظریه هزینة معاملات بر این اساس استوار است که شرکت­ها آنقدر بزرگ  شده­اند که در تخصیص منابع، جایگزین بازار شوند. در واقع شرکت­ها آنقدر گسترده و پیچیده­اند که با توجه به نوسانات قیمت در بازار، تولید را هدایت و بازار معاملات را متعادل می­کنند[4]. دیدگاه نظری سازمانی متمرکز بر محدودیت خردمندی و نحوة تصمیم­گیری در سازمان­ها و طرز عمل آن­ها است[10].

 

عملکرد شرکت

از زمان ایجاد شرکت­های سهامی و تفکیک مدیریت سرمایه از مالکیت آن، همواره بحث اندازه‌گیری عملکرد به منظور کنترل و نظارت بر مدیریت سرمایه، مطرح بوده است. مدیران باید در قبال نحوة استفاده از منابع سرمایه­گذاران پاسخگو باشند. امروزه مهم­ترین وظیفة مدیران را افزایش ثروت سهامداران می­دانند. اما عملکرد آن­ها در جهت نیل به این هدف را چگونه می­توان به نحوی منصفانه و معقول اندازه گرفت؟ در کل روش­های مختلفی برای اندازه‌گیری عملکرد وجود دارد که می­توان آن­ها را به دو گروه کلی تقسیم­ کرد: 1- مدل حسابداری و 2- مدل اقتصادی[18].

در مدل حسابداری، ارزش سهام از حاصل ضرب سود شرکت در ضریب تبدیل سود به ارزش، محاسبه می­شود. معیارهای ارزیابی این مدل عبارتند از: سود، سود هر سهم، رشد سود، سود تقسیمی، جریان نقدی آزاد، نرخ بازده دارایی‌ها[10](ROA) و... . برای رفع ایرادهای وارده به هر یک از معیارهای سنتی ارزیابی عملکرد، معیارهای اقتصادی ارزیابی عملکرد معرفی شدند. در مدل اقتصادی، ارزش شرکت، تابعی است از قدرت سودآوری، سرمایه­گذاری­های بالقوه و         اختلاف نرخ بازده و هزینة سرمایة شرکت. معروف‌ترین معیارهای اقتصادی در زمینة ارزیابی عملکرد عبارتند از: ارزش افزودة اقتصادی، ارزش افزودة نقدی[11](CVA)، ارزش افزودة اقتصادی تعدیل شده[12](REVA) و ارزش افزودة بازار[13](MVA)[18].

 

ارزش افزودة اقتصادی

ارزش افزودة اقتصادی، شاخصی است که مبنای آن مدیریت مبتنی بر ارزش است که به کنترل کل ارزش ایجاد شده توسط شرکت می­پردازد[21]. به نظر بریگام[14]و همکارانش (1999) محاسبة ارزش افزودة اقتصادی، یک اندازه­گیری مناسب و دقیق از ارزش اضافه شده به سرمایه­گذاری سهامداران در یک واحد تجاری است. این معیار که با هدف سازمان در زمینة افزایش ثروت سهامداران همبستگی دارد، برابر سودهای عملیاتی منهای هزینة سرمایه­هایی است که برای ایجاد آن به کار گرفته شده است و در واقع به عنوان یکی از شاخص‌های سودآوری در نظر گرفته می‌شود. استوارت[15] توصیه می‌کند که از ارزش افزودة اقتصادی به عنوان مبنایی برای تخصیص سرمایه، ارزیابی عملکرد، تعیین پاداش و ایجاد ارتباط با خبرگان در بازار سرمایه استفاده شود. به این ترتیب تصمیم‌گیری‌ها مؤثرتر می‌شود، ارتباطات افزایش می‌یابد و میزان پاداش­ها با افزایش در ارزش افزودة اقتصادی بالاتر می‌رود[17].

ارزش افزودة اقتصادی ابزاری تحلیلی برای یافتن ارزش واقعی شرکت است[16].

 

پیشینة پژوهش

تا کنون مطالعات فراوانی در خصوص حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکت انجام شده است. دی هائن[16] و همکارانش (2001) به بررسی رابطة عملکرد شرکت و ترکیب هیأت مدیره در شرکت­های بلژیکی پرداختند. نتایج این پژوهش، نشان داد که بین تعداد اعضای هیأت مدیره با نرخ بازده حقوق صاحبان سهام[17] (ROE) و نرخ بازده دارایی‌ها به عنوان معیارهای ارزیابی عملکرد شرکت، رابطة معناداری وجود ندارد[24]. ویتزیک[18] (2009) در پژوهشی به بررسی رابطة ساز وکارهای حاکمیت شرکتی و عملکرد، در کرواسی پرداخت و نتیجه گرفت که حاکمیت شرکتی، بر روی عملکرد شرکت‌ها که از طریق ROE و ROA اندازه‌گیری می‌شد، تأثیر کیفی غیر مستقیم دارد. چیدامباران[19](2005) در پژوهشی به بررسی رابطة حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکت پرداخت و نتیجه گرفت که تغییرات مثبت در مؤلفه­های حاکمیت شرکتی، باعث بهبود عملکرد شرکت می­شود[24]. نمازی و کرمانی (1387) در پژوهش خود تأثیر ساختار مالکیت را بر عملکرد شرکت­ها که از طریق ROA، ROE  و شاخص کیو توبین اندازه‌گیری می‌شد، بررسی کرده و به این نتیجه رسیدند که بین ساختار مالکیت و عملکرد شرکت رابطة معناداری وجود دارد[22]. همچنین، بین اندازة شرکت و حاشیة سود خالص و ناخالص رابطة مثبت و معناداری وجود دارد[12]. با توجه به نتایج پژوهش‌های گذشته که حاکی از وجود رابطه میان مؤلفه­های حاکمیت شرکتی و معیارهای معمول ارزیابی عملکرد است، فرضیة اول پژوهش به شکل زیر مطرح می­شود:

فرضیة1: ساختار حاکمیت شرکتی با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

 

ساختار هیأت مدیره و عملکرد

هیأت مدیره به عنوان یکی از مهمترین ارکان ساختارهای حاکمیت شرکتی به شمار می­رود و هدف اولیة استقرار آن، حفاظت از منافع سهامداران است [19]. از نظر فاما[20] و جنسن[21](1983)، هیأت مدیره دارای بالاترین اختیار در سیستم کنترل و اجرای نقش‌های دوگانة نظارت و تصویب شرکت است. حضور مدیران غیر موظف در هیأت مدیرة شرکت­ها و عملکرد نظارتی آن­ها به عنوان افرادی مستقل، به کاهش تضاد منافع موجود میان سهامداران و مدیران شرکت در جلسات هیأت مدیره کمک شایانی می‌کند[9]. به اعتقاد فرث[22] و همکاران(2002)، بالتر[23] و همکاران(1991)، کلز[24] و همکاران(2002)، هر چه اعضای غیر موظف در ساختار هیأت مدیره بیشتر باشند، توان کنترل و نفوذ افراد خارجی بر شرکت بیشتر می‌شود. شواهد تجربی پژوهشگران، هم‌راستا با پیش‌بینی‌های نظری(برای مثال نظریه نمایندگی)، از کاهش معنی­دار هزینه­های نمایندگی به واسطة افزایش حضور مدیران غیر موظف در هیأت مدیره حمایت می‌کنند[19]. با توجه به مطالب بالا، فرضیه­ای به صورت زیر مطرح  می­شود:

فرضیة  1-1: نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

 

طرح پرداخت پاداش به هیأت مدیره و عملکرد

پرداخت پاداش به مدیریت باعث کاهش تعارض بین مدیران و سهامداران می­شود. نظریه نمایندگی بیان می­کند که رابطة مثبتی بین عملکرد مالی شرکت و میزان پرداخت پاداش به مدیرعامل وجود دارد. البته این موضوع هنوز در حد یک نظریه است. مورفی[25] (1986) نشان داد که پرداخت به مدیران اجرایی، همبستگی مثبت و معناداری با عملکرد دارد[14]. لارکر و هالسون[26] (1999) در مطالعه­ای که روی رابطة ساختار مالکیت و میزان پرداخت به هیأت مدیره و مدیرعامل انجام دادند، نتیجه گرفتند که شرکت­هایی که دارای ساختار حکمرانی ضعیف‌تری هستند، تمایل دارند که پاداش بیشتری به مدیرعامل پرداخت کنند[11]. هانلون و همکاران[27] (2003) شواهدی مبنی بر این­که اعطای اختیار خرید سهام بر مبنای عملکرد، باعث افزایش عملکرد شرکت (سود عملیاتی) و کاهش ریسک می‌شود، پیدا کردند [11]. با مرور مبانی نظری و پژوهش‌های گذشته فرضیة زیر مطرح می­شود:

فرضیة1-2: پاداش هیأت مدیره با ارزش افزودة اقتصادی رابطه­ دارد.

 

ساختار مالکیت و عملکرد

هر گونه تغییر در اجزاء ساختار مالکیت شرکت­ها به تغییر مسیر حرکت راهبردی و عملکرد آن‌ها و نیز افزایش یا کاهش هزینه­های نمایندگی می­انجامد[9]. در این پژوهش ساختار مالکیت از دو منظرِ تمرکزِ مالکیت (مالکیت سهامداران عمده) و ترکیب مالکیت (مالکیت نهادی) مورد بررسی قرار گرفته است.

 

تمرکز مالکیت

تمرکز مالکیت به صورت مجموع درصد تملک سهامدارانی که حداقل 5 درصد سهام شرکت را در اختیار دارند(سهامداران عمده) تعریف می­شود[1]. رامسی و بلایر[28] (1993) بر این عقیده­اند که افزایش تمرکز مالکیت سهامداران بزرگ، انگیزة کافی را برای نظارت بر مدیران فراهم می­آورد. بندسن و ولفنزون[29](2000) استدلال می­کنند که سهامداران کوچک، سهامداران بزرگ را به عنوان نشانه­ای از محیط نظارت بهتر می‌شناسند[1]. شلیفر و ریشنی[30] (1997) معتقدند که ساختار مالکیت متمرکز که هر دو مزیت افزایش سود و کنترل کافی بر دارایی­های شرکت را دارد، می­تواند به شکلی مؤثر مدیریت بنگاه را کنترل کند[6]. شیفر و ویشنی[31](1986) در بررسی‌های خود نشان دادند که سهامداران عمده گرایش دارند که روی مدیریت شرکت نظارت کنند، به همین دلیل وجود آن‌ها، باعث کاهش هزینه‌های نمایندگی شرکت و در نهایت افزایش ارزش و عملکرد شرکت می­شود[27].

با مرور پژوهش‌های گذشته فرضیة زیر مطرح می‌شود:

فرضیة 1-3: درصد تملک سهامداران عمده با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

 

مالکیت نهادی

یکی از عوامل مهم ساختار مالکیت، وجود سهامداران نهادی است. نظریه نمایندگی تأکید می‌کند که سهامداران نهادی انگیزه و همچنین قدرت نظارت بر مدیریت را دارند و می‌توانند اطمینان یابند که آیا مدیریت، شرکت را به صورت کارامد هدایت می­کند یا نه؟[11] نظارت سرمایه­گذاران نهادی بر شرکت­ها، می­تواند مدیران را برای توجه بیشتر بر عملکرد شرکت و توجه کمتر به رفتار فرصت­طلبانه یا خدمت به خود، وادار کند[1]. تسای و گو[32](2007) در پژوهشی نشان دادند که مالکیت نهادی، می‌تواند مسایل مربوط به نمایندگی حاصل از جدایی مالکیت و مدیریت را کاهش دهد. بینر و همکاران[33](2004) رابطه­ای منفی و معنی­دار بین مالکیت نهادی و عملکرد گزارش کردند. چونگ و زانگ[34](2009) به بررسی رابطة حاکمیت شرکتی و مالکیت نهادی پرداختند و نشان دادند که نسبت سهام شرکت که توسط سرمایه­گذاران نهادی نگهداری می­شود، باعث افزایش کیفیت ساختار حاکمیت می‌شود. با مرور پژوهش‌های گذشته، فرضیة زیر مطرح می­شود:

فرضیة1-4: درصد مالکیت سرمایه­گذاران نهادی با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

 

حسابرسی داخلی و عملکرد

انجمن حسابرسان داخلی، حسابرسی داخلی را به عنوان یک فعالیت مشاوره­ای و هدفمند مستقل، برای افزایش ارزش و اصلاح فعالیت­های سازمانی تعریف می­کند[8]. مدیریت، حسابرسان داخلی را اغلب برای اطمینان از این موارد به کار می­گیرد: الف) ریسک­ها را به طور اثربخش شناسایی و کنترل نماید؛ ب) فرایندهای سازمانی را به طور اثربخش کنترل کند و ج) فرایندهای سازمانی اثربخش و کارا باشند [15]. قنبری (1386) به این نتیجه رسید که وجود واحد حسابرسی داخلی با عملکرد شرکت رابطة مستقیم دارد. در گذشته، حسابرسی داخلی به عنوان چشم و گوش مدیریت تلقی می­شد، ولی اکنون در بسیاری از سازمان­ها، حسابرسی داخلی به جایگاه رفیعی در نظام و کنترل اثربخش دست یافته است. با مرور مبانی نظری و پژوهش‌های گذشته، فرضیه­ای به شکل زیر مطرح می‌شود:

فرضیة 1-5: حسابرسی داخلی با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

 

عمر شرکت و عملکرد

عمر شرکت توانایی ایجاد ارزش افزودة اقتصادی را تحت تأثیر قرار می­دهد. شرکت­هایی که ارزش افزودة اقتصادی مثبت دارند، شرکت­های تثبیت شده هستند که بهره­وری و یا کنترل هزینه دارند، اما شرکت­های جدید و یا در حال رشد، متمایل به ارزش افزودة اقتصادی منفی هستند[29]. با توجه به مرور پژوهش‌های گذشته، به نظر می­رسد عمر شرکت بر رابطة میان حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی مؤثر باشد. ازین رو، فرضیة دوم پژوهش به شکل زیر مطرح می‌شود:

فرضیة ‌2: عمر شرکت، بر رابطة میان ساختار حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی مؤثر است.

 

اندازة شرکت و عملکرد

با توجه به مطالعات پیشین، بلک، جانگ و کیم(2005) دارماواتی[35](2006) کلپر و لاو(2002)، توضیح دادند که شرکت­های بزرگ، در مقایسه با شرکت­های کوچک، توانایی عملکرد بهتری دارند[29].  با توجه به مرور پژوهش‌های گذشته، به نظر می­رسد اندازة شرکت بر رابطة میان حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی مؤثر باشد. ازین رو، فرضیة سوم پژوهش به شکل زیر مطرح می‌شود:

فرضیة 3: اندازة شرکت بر رابطة میان ساختار حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی مؤثر است.

 

روش‌شناسی پژوهش

روش پژوهش

این پژوهش به لحاظ هدف، از نوع پژوهش کاربردی است و از لحاظ روش در ردیف پژوهش‌های توصیفی قرارمی­گیرد. در تحلیل آمارها از همبستگی(تحلیل رگرسیون) استفاده شده است. رویکرد توصیفی، به گردآوری داده‌ها برای آزمون فرضیه یا پاسخ به پرسش­های مربوط به وضعیت فعلی موضوع مورد پژوهش، اطلاق می­شود.

 

جامعة آماری و نمونة آماری

جامعة آماری شامل شرکت­های تولیدی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که طی سال‌های 1385 تا 1391 در بورس حضور داشته­اند. نمونه نیز از میان جامعة آماری مذکور انتخاب شده است.

از آنجا که ساختار جامعة اصلی پژوهش، شرکت‌های تولیدی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است و از گروه‌های گوناگون تشکیل شده است، از روش نمونه­گیری قشربندی ساده (طبقه­ای) استفاده شده است. شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، بر اساس کدهای آیزیک طبقه‌بندی شده‌اند و طبقه‌بندی مورد استفاده برای نمونه‌گیری همان طبقه‌بندی انجام شده توسط بورس است.

پس از بررسی­هایی که انجام گرفت، معلوم شد که از میان 336 شرکت حاضر در بورس اوراق بهادار تهران، در تاریخ 30/12/1391، تعداد 210 شرکت تولیدی در دورة مورد بررسی پژوهش در بورس حضور داشته­اند و سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند ماه بوده است که با استفاده از جدول مورگان[36]، حجم نمونه به تعداد 136 شرکت به دست آمد که از میان آنها، به دلیل ناقص و مخدوش بودن گزارش‌های برخی از شرکت­ها و ارائة گزارشات در فرم­های متفاوت، داده­های مربوط به 116 شرکت استخراج و مورد بررسی قرار گرفت. دلیل انتخاب شرکت­هایی با سال مالی منتهی به پایان اسفند، افزایش قابلیت مقایسة داده­ها بوده است.

 

مدل پژوهش و تعریف متغیرها

برای تجزیه و تحلیل رابطة حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی از دو روش تحلیل رگرسیون خطی ساده و چندگانه استفاده شده است. معادلة رگرسیون ساده به شکل زیر است:

(1) EVA = α + βCGI[37] + ε

که در آن EVA، بیانگر متغیر وابستة پژوهش(ارزش افزودة اقتصادی) است که عبارت است از اختلاف بین نرخ بازده سرمایه و نرخ  هزینة سرمایه و حاصل ضرب آن در ارزش دفتری سرمایه­ای که در شرکت به کار گرفته شده است[11]:

(2) EVA = NOPATt – (WACC × CAPITALt-1)

که در آن:

NOPATt: سود خالص عملیاتی بعد از کسر مالیات در انتهای دوره t؛

WACC: میانگین موزون نرخ هزینة سرمایه؛ CAPITALt-1: مجموع سرمایه به ارزش دفتری در ابتدای دورة t (انتهای دوره­ t-1).

 

سود خالص عملیاتی بعد از کسر مالیات (NOPATt)

برای محاسبة سود خالص عملیاتی بعد از کسر مالیات، ابتدا سود خالص عملیاتی  با هزینة بهرة بعد از کسر مالیات، جمع شد و سپس افزایش در معادل­های حقوق صاحبان سهام به آن اضافه شد تا سود خالص عملیاتی بعد از کسر مالیات حاصل گردد[11].

 

میانگین موزون نرخ هزینة سرمایه (WACC)

برای محاسبة میانگین موزون نرخ هزینة سرمایه، از فرمول زیر استفاده شده است:

(3) + we × Ke  WACC = wd × Kd

که در آن:

wd: درصد مشارکت بدهی­ها در کل ساختار سرمایه؛ we: درصد مشارکت حقوق صاحبان سهام در کل ساختار سرمایه؛  Kd: هزینة بدهی­های بهره­دار؛

Ke: هزینة حقوق صاحبان سهام.

درصد مشارکت هر یک از اجزاء بدهی­های بهره­دار و حقوق صاحبان سهام در کل ساختار سرمایه، از تقسیم هر یک از اجزا بر کل سرمایة به کار گرفته شده، به دست آمده است.

هزینة بدهی­های بهره­دار(kd) از فرمول زیر محاسبه شده است:

مجموع بدهی­های بهره­دار / (1 – t) هزینه­های مالی kd =(4)

که در آن t برابر نرخ مالیات است.

هزینة حقوق صاحبان سهام با استفاده از مدل گوردون[38] محاسبه شده که عبارت است از:

(5) Ke = D1 / P˚ + g

که در آن:

D1: سود سهام تقسیمی در پایان سال اول؛
 P˚ : قیمت سهام عادی؛ g: نرخ رشد سود تقسیمی[18].

 

سرمایة به کار گرفته شده (CAPITALt-1)

سرمایة به کار گرفته شده از فرمول زیر محاسبه     می­شود[11]:

(6)

سرمایة به کار گرفته شده = (حقوق صاحبان سهام + مجموع بدهی­های بهره­دار)

 

تعدیلات حسابداری

به منظور از بین بردن تفاوت­های سود حسابداری و سود اقتصادی، ارقام سود خالص عملیاتی و سرمایة به کار گرفته شده، بر اساس معادل­های سرمایه تعدیل می‌شوند.

برای به دست آوردن سرمایة به کار گرفته شده، معادل‌های سرمایه شامل ذخیرة کاهش ارزش موجودی‌ها، ذخیرة کاهش ارزش سرمایه­گذاری‌ها، ذخیرة هزینه­های معوق، ذخیرة مطالبات مشکوک‌الوصول، ذخیرة مزایای پایان خدمت کارکنان، ذخیرة ارزشیابی بر مبنای اولین صادره از آخرین وارده، استهلاک انباشتة سرقفلی، ماندة مخارج انتقالی به دوره­های آتی(هزینة پژوهش و توسعه و هزینة بازاریابی محصول جدید) و سایر ذخیره­های معادل سرمایه، به خالص دارایی‌ها اضافه می‌شود. همچنین، برای محاسبة سود خالص عملیاتی پس از کسر مالیات، افزایش در معادل‌های سرمایه به سود عملیاتی اضافه می‌شود[11].

در این مدل، CGI، بیانگر شاخص حاکمیت شرکتی به عنوان متغیر مستقل پژوهش است. برای اندازه‌گیری حاکمیت شرکتی از پنج شاخص مالکیت نهادی، پاداش هیأت مدیره، نسبت اعضای غیر موظف در هیأت مدیره، تمرکز مالکیت و حسابرسی داخلی به شرح زیر استفاده شده است:

مالکیت نهادی(Inst-own[39]): به صورت مجموع درصد سهام شرکت که متعلق به بانک­ها، بیمه­ها، نهادهای مالی، شرکت‌های هلدینگ، سازمان­ها، نهادها و شرکت­های دولتی است تعریف می­شود[1].

پاداش هیأت مدیره(Bonus): عبارت است از مبلغ پاداش مصوب مجمع عمومی سالیانه، که از صورت سود و زیان شرکت­های نمونه به دست آمده است[14].

نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره([40]BrdInd): به صورت نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره به کل اعضای هیأت مدیره تعریف می‌شود[24].

تمرکز مالکیت ([41]Owncon): مجموع درصد تملک سهامدارانی که حداقل 5 درصد سهام شرکت را در اختیار دارند(سهامداران عمده)[1].

حسابرسی داخلی(Inaudit): به صورت یک متغیر دو وجهی تعریف می­شود که در صورت وجود واحد حسابرسی داخلی، (1+) و در غیر این صورت، (0) است[8].

α: مقدار ثابت معادلة رگرسیون؛ β: ضریب رگرسیون؛ ε: خطای رگرسیون.

در مدل رگرسیون چندگانه (مرکب)، تجزیه و تحلیل رابطة بین شاخص­های حاکمیت شرکتی و متغیرهای تعدیل کننده شامل عمر و اندازة شرکت با ارزش افزودة اقتصادی، مورد بررسی قرار گرفته است. مدل رگرسیون چندگانه به صورت زیر است:

(7) EVA = α + β1Inst-own + β2Bonus + β3BrdInd + β4Owncon +β5Inaudit + β6Age + β7Size + ε

 

که در آن:

EVA: ارزش افزودة اقتصادی؛ Inst-own: مالکیت نهادی؛ Bonus: پاداش هیأت مدیره؛ BrdInd: نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره؛ Owncon: تمرکز مالکیت(درصد مالکیت سهامداران عمده)؛ Inaudit: حسابرسی داخلی؛ Age: عمر شرکت که به صورت سال جاری منهای سالی که شرکت تأسیس شده است، اندازه­گیری می­شود[29]؛ Size: اندازة شرکت که عبارت است از لگاریتم طبیعی جمع کل دارایی‌ها[23].

 

 

 

 

 

یافته‌های پژوهش

به منظور تجزیه و تحلیل داده­ها از هر دو روش آمار توصیفی و آمار تحلیلی استفاده شده است. برای تجزیه و تحلیل داده­ها از نرم‌افزار SPSS و میانگین داده‌های هر شرکت برای هفت دورة زمانی پژوهش (داده‌های مقطعی) استفاده شده است.

 

آمار توصیفی

مطابق جدول 1، میزان مالکیت سهامداران نهادی در شرکت‌های نمونه، از صفر تا 98 درصد در نوسان بوده و میانگین آن برای شرکت‌های موصوف، برابر 36 درصد است. همچنین میزان مالکیت سهامداران عمده از صفر تا 98 درصد در نوسان بوده و متوسط آن برابر 71 درصد است که این امر نشان دهندة حضور فعال سهامداران عمده در شرکت‌های تولیدی بورس اوراق بهادار تهران است. نتایج نشان می­دهد که در دورة مورد بررسی پژوهش، به طور متوسط 64 درصد و حداقل 35 درصد از اعضای هیأت مدیرة شرکت­های مورد بررسی، اعضای غیر موظف بوده‌اند. همچنین، نتایج بیانگر این است که در بازة زمانی مورد بررسی، به طور متوسط 37 درصد شرکت­ها دارای واحد حسابرسی داخلی و 63 درصد شرکت­ها فاقد واحد حسابرسی داخلی بودند. نزدیک بودن شاخص میانه و میانگین در برخی از متغیرها مانند اندازة شرکت، نسبت اعضای غیر موظف در هیأت مدیره، عمر شرکت و تمرکز مالکیت، نشان دهندة تمرکز اکثریت داده­ها در اطراف میانه بوده است که این امر بیانگر نزدیک بودن توزیع متغیرهای مذکور به توزیع نرمال است.

 

 

 

 

جدول (1) آمار توصیفی

EVA

میلیون ریال

BONUS

میلیون ریال

INST-OWN

OWNCON

INAUDIT

BRDIND

AGE

SIZE

 

116

116

116

116

116

116

116

116

تعداد

279080

5/410

36/0

71/0

37/0

64/0

6/34

5/26

میانگین

59769

83/249

27/0

77/0

00/0

60/0

37

03/27

میانه

992753

71/534

32/0

20/0

43/0

12/0

1/13

05/3

انحراف معیار

274000-

00/0

00/0

00/0

00/0

35/0

7

6/13

حداقل

8410000

3680

98/0

98/0

00/1

93/0

58

03/32

حداکثر

 

 

آمار تحلیلی

در این پژوهش به منظور آزمون فرضیه­ها، از مدل رگرسیون خطی ساده و چندگانه استفاده شده است.

به منظور استفاده از تحلیل رگرسیون، مفروضات کلاسیک به شرح زیر بررسی شده است:

1. توزیع خطاها باید نرمال باشد، به گونه­ای که امید ریاضی خطاها صفر و واریانس خطاها ثابت باشد، یعنی: E(ei)=0 و V(ei)=б2. به منظور بررسی برقراری این فرض، نمودار توزیع فراوانی خطاها و نمودار توزیع نرمال با هم مقایسه می­شود[20].

2. بین خطاهای مدل، همبستگی وجود نداشته باشد، یعنی: COV(ei , ej)=0. به منظور بررسی استقلال خطاها از یکدیگر از آزمون دوربین- واتسون[42] استفاده می­شود[20]. با توجه به این­که در این پژوهش از داده‌های مقطعی استفاده شده است، بررسی فرضیة دوم(استقلال خطاها) که بیانگر تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش‌بینی شده برای خطاها توسط معادلة رگرسیون است، ضرورتی ندارد.

3. میان متغیرهای مستقل همبستگی وجود نداشته باشد (دارای هم­خطی نباشند). هم­خطی وضعیتی است که نشان می‌دهد یک متغیر مستقل تابعی از سایر متغیرهای مستقل است. برای بررسی برقراری فرض سوم، مقدار تولرانس[43] و عامل تورم واریانس[44](VIF) محاسبه می‌شود. به طور معمول چنانچه مقدار VIF، کمتر از 10 باشد، فرض عدم وجود هم‌خطی پذیرفته می­شود[20].

4. متغیر وابسته دارای توزیع نرمال باشد. برای بررسی این فرض، از آزمون کولموگوروف- اسمیرنوف[45] استفاده شده است.

نتایج آزمون­های مربوط به بررسی فرضیه‌های فوق(خروجی نرم افزار SPSS)، در پیوست آمده است.

پس از بررسی این فرضیه­ها، نتایج زیر به دست آمد:

فرضیة 1: ساختار حاکمیت شرکتی با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

به منظور آزمون این فرضیه، رابطة بین مالکیت نهادی، تمرکز مالکیت، نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره، حسابرسی داخلی و پاداش هیأت مدیره به عنوان سنجه‌های حاکمیت شرکتی، با ارزش افزودة اقتصادی مورد بررسی قرار گرفته است.

فرضیة 1: نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

مطابق نتایج تجزیه و تحلیل واریانس، مقدار آمارة F، برابر 464/2 است. از آن­جا که مقدار معناداری (119/0) بیشتر از 5% است، می‌توان نتیجه گرفت که در سطح اطمینان 95%، بین نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره و ارزش افزودة اقتصادی، رابطة خطی معناداری وجود ندارد.


 

جدول (2) فرضیة 1

خطای معیار تخمین

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

ضریب همبستگی

14228/1

013/0

021/0

145/0

 

 

فرضیة 2: پاداش هیأت مدیره با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

نتایج نشان می­دهد که متغیر پاداش هیأت مدیره، با مقدار 756/4، برای آمارة t و سطح معناداری 00/0 در سطح خطای 5% معنادار است. از آنجا که مقدار β مثبت است، می­توان بیان کرد که این متغیر با متغیر وابسته رابطة مستقیم دارد.

 

 

جدول (3) فرضیة 2

خطای معیار تخمین

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

ضریب همبستگی

05465/1

158/0

166/0

407/0

 

 

فرضیة 3: درصد مالکیت سهامداران عمده با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

مطابق نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل واریانس، مقدار آمارة F برابر 433/2 است. از آنجا که مقدار معناداری(122/0) بیشتر از 5% است، می‌توان نتیجه گرفت که در سطح اطمینان 95% بین تمرکز مالکیت و ارزش افزودة اقتصادی رابطة خطی معناداری وجود ندارد.

 

 

جدول (4) فرضیة 3

خطای معیار تخمین

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

ضریب همبستگی

14244/1

012/0

021/0

145/0

 

 

 

فرضیة4: درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

نتایج نشان می­دهد که متغیر مالکیت نهادی، با مقدار 204/2، برای آمارة t و سطح معناداری 030/0 در سطح خطای 5% معنادار است. همچنین به واسطة مثبت بودن مقدار β، می­توان بیان کرد که این متغیر، با متغیر وابسته رابطة مستقیم دارد. از آنجا که مقدار ضریب تعیین مدل بسیار کم و برابر 041/0 است، می­توان نتیجه گرفت که متغیر مالکیت نهادی رابطة معناداری بسیار ضعیفی با متغیر EVA دارد.

 

 

جدول (5) فرضیة 4

خطای معیار تخمین

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

ضریب همبستگی

13072/1

032/0

041/0

202/0

 

 

فرضیة 5: حسابرسی داخلی با ارزش افزودة اقتصادی رابطه دارد.

متغیر حسابرسی داخلی با مقدار 848/2، برای آمارة t و سطح معناداری 005/0 در سطح خطای 5% معنادار است. همچنین به واسطة مثبت بودن مقدار β، می­توان بیان کرد که این متغیر با متغیر وابسته رابطة مستقیم دارد. همچنین مطابق جدول 6 ضریب تعیین(066/0) مدل، بیانگر این است که حسابرسی داخلی به تنهایی می‌تواند حدود 7 درصد از متغیر وابستة EVA را توضیح دهد و علاوه بر این مؤلفه، سایر مؤلفه‌های حاکمیت شرکتی نیز در توضیح متغیر EVA تأثیرگذار خواهند بود.


 

جدول (6) فرضیة 5

خطای معیار تخمین

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

ضریب همبستگی

11557/1

058/0

066/0

258/0

 

 

فرضیة2: عمر شرکت بر رابطة میان ساختار حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی مؤثر است.

به منظور آزمون این فرضیه­، تأثیر متغیر عمر شرکت، بر رابطة بین هر یک از مؤلفه­های حاکمیت شرکتی با ارزش افزودة اقتصادی سنجیده شده است. بدین منظور از روش[46]MRA استفاده شده است. بیردن و ماسون[47](1979) به منظور تعیین این­که آیا اعتماد به عنوان یک متغیر تعدیل­گر مهم، رابطة بین ریسک پذیرفته شده و برتری را تعدیل می­کند یا نه، از روش MRA استفاده کردند. در این روش، فرض می­شود که شیب  معادلة رگرسیون خطی تابعی از یک متغیر دیگر مانند z است، که برای مقادیر متفاوت از z، رابطة بین متغیر مستقل و متغیر وابسته تغییر می­کند[30]. به منظور آزمون این فرضیه، از معادلة رگرسیون زیر استفاده شده است:

(8) EVA = α + (β1+ β2AGE) CGI + ε

یا:

EVA = α + β1CGI + β2AGE.CGI + ε

که در آن، حاصل ضرب مولفة حاکمیت شرکتی (CGI) و متغیر تعدیل­کننده (AGE) در معادلة رگرسیون خطی به عنوان متغیر مستقل وارد شده است که به ازای مقادیر متفاوت AGE، ممکن است رابطة بین EVA به عنوان متغیر وابسته و CGI به عنوان مؤلفة متغیر مستقل متفاوت باشد (مطابق شکل1). خلاصة نتایج آزمون فرضیه در جدول 7 ارایه شده است.

 

 

شکل (1) تأثیر متغیر تعدیل‌کننده بر رابطة متغیر مستقل و متغیر وابسته[30]

 

 

فرضیة 3: اندازة شرکت بر رابطة میان ساختار حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی مؤثر است.

به منظور آزمون این فرضیه، تأثیر متغیر اندازة شرکت بر رابطة بین هر یک از مؤلفه­های حاکمیت شرکتی با ارزش افزودة اقتصادی سنجیده شده است. بدین منظور از معادلة رگرسیون زیر استفاده شده است:

(9) EVA = α + (β1+ β2SIZE) CGI + ε

خلاصة نتایج آزمون فرضیه در جدول 8 ارایه شده است.


جدول (7) خلاصة نتایج آزمون فرضیة دوم

مؤلفة حاکمیت شرکتی

مقدار معناداری

ضریب تعیین

نتیجه آزمون

نوع رابطة

مالکیت نهادی

041/0

052/0

تأیید

مستقیم

درصد مالکیت سهامداران عمده

152/0

021/0

رد

-

نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره

311/0

031/0

رد

-

پاداش هیأت مدیره

005/0

176/0

تأیید

مستقیم

حسابرسی داخلی

145/0

067/0

رد

-

 

جدول (8) خلاصة نتایج آزمون فرضیة سوم

مؤلفة حاکمیت شرکتی

مقدار معناداری

ضریب تعیین

نتیجه آزمون

نوع رابطة

مالکیت نهادی

00/0

185/0

رد

-

درصد مالکیت سهامداران عمده

00/0

176/0

تأیید

معکوس

نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره

002/0

083/0

تأیید

معکوس

پاداش هیأت مدیره

128/0

198/0

رد

-

حسابرسی داخلی

001/0

180/0

رد

-

 

 

 

با توجه به نتایج آزمون فرضیة سوم، با این‌که مقدار معناداری برای متغیر مالکیت نهادی و حسابرسی داخلی کمتر از 5 درصد است، ولی چون مقادیر VIF بالاتر از 10 بود، ازین رو مفروض‌های استفاده از رگرسیون برقرار نشد و فرضیه مورد تأیید قرار نگرفت.

 

تجزیه و تحلیل رگرسیون چندگانه

در این بخش به تجزیه و تحلیل رابطة بین مؤلفه­های حاکمیت شرکتی (متغیر مستقل) و متغیرهای تعدیل کننده، با ارزش افزودة اقتصادی به عنوان متغیر وابسته، پرداخته شده است. به این منظور از مدل رگرسیون چندگانة زیر استفاده شده است:

(10) EVA = α + β1Inst-own + β2Bonus + β3BrdInd + β4Owncon +β5Inaudit + β6Age + β7Size + ε

 

در جدول 9، نتایج تجزیه و تحلیل رگرسیون چندگانه ارایه شده است. جدول 10، بیانگر جدول تخمین آزمون است.


 

جدول (9) نتایج تجزیه و تحلیل رگرسیون چندگانه

متغیر

معناداری

نتیجه‌‌

نوع رابطة

مالکیت نهادی

084/0

رد

-

تمرکز مالکیت

797/0

رد

-

نسبت اعضای غیر موظف هیأت‌مدیره

373/0

رد

-

پاداش هیأت‌مدیره

00/0

تأیید

مستقیم

حسابرسی داخلی

011/0

تأیید

مستقیم

عمر شرکت

361/0

رد

-

اندازة شرکت

001/0

تأیید

مستقیم

 

جدول (10) جدول تخمین رگرسیون چندگانه

خطای معیار تخمین

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

ضریب همبستگی

94657/0

322/0

363/0

603/0

 


نتیجه‌گیری

هدف این پژوهش بررسی رابطة حاکمیت شرکتی و ارزش افزودة اقتصادی است. در این پژوهش، ارزش افزودة اقتصادی به عنوان معیار ارزیابی عملکرد و مالکیت سهامداران نهادی، مالکیت سهامداران عمده، نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره، پاداش هیأت مدیره و حسابرسی داخلی به عنوان مؤلفه‌های حاکمیت شرکتی در نظر گرفته شده است.

نتایج نشان داد که مالکیت نهادی از طریق نظارت و تأثیر بیشتر بر مدیران و با هدف کنترل رفتار فرصت‌طلبانة مدیران و کاهش مشکلات نمایندگی، نمی‌تواند تأثیر چندانی در بهبود عملکرد داشته باشد. نتایج این پژوهش به نتایج پژوهش اشمیت و زیمرمن[48](2005)، مبنی بر عدم وجود رابطه بین عملکرد شرکت و مالکیت نهادی، نزدیک است، ولی با نتایج حاصل از پژوهش تسای و گو(2007) و ابراهیمی کردلر(1389) مبنی بر وجود رابطة قوی بین این دو متغیر، یکسان نیست.

حضور سهامداران عمده، به عنوان یک ویژگی نظارتی حاکمیت شرکتی در ساختار مالکیت، نمی‌تواند باعث بهبود عملکرد شرکت از طریق کنترل بر دارایی‌ها، نظارت و تأثیر بیشتر بر مدیران به منظور کاهش مشکلات نمایندگی شود. نتایج این پژوهش با نتایج حاصل از پژوهش واعظ و همکارانش (1389)، شیفر و ویشنی (1986)، چن[49] (2001) و چو و وانگ[50](1997) مطابقت ندارد، ولی با نتایج حاصل از پژوهش وکیلی‌فرد(1389) مبنی بر عدم وجود رابطة معنادار بین مالکیت سهامداران عمده و عملکرد شرکت، یکسان است.

نتایج نشان داد که بین نسبت اعضای غیر موظف در هیأت مدیره و ارزش افزودة اقتصادی، رابطة معناداری برقرار نیست. یکی از دلایل احتمالی نتیجه‌گیری فوق، مشارکت محدود اعضای غیر موظف هیأت مدیره در فعالیت‌های شرکت و در نتیجه عدم ایفای نقش نظارتی آنان بر عملیات شرکت است. نتایج این پژوهش با نتایج پژوهش قنبری(1386) و پستما[51] (1999) مبنی بر عدم وجود رابطه بین نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره با عملکرد شرکت، مشابه است، ولی با نتایج پژوهش فرث و همکاران (2002)، بالتر و همکاران(1991) و کلز و همکاران (2002)، مطابقت ندارد.

افزایش میزان پاداش هیأت مدیره، باعث بهبود عملکرد شرکت و افزایش ارزش افزودة اقتصادی از طریق کاهش تعارض بین مدیران و سهامداران، همسویی دیدگاه‌ها و عملکرد مباشران در راستای افزایش ثروت شرکت و نهایتاً کاهش هزینه‌های نمایندگی می‌شود. نتایج این پژوهش با نتایج حاصل از پژوهش مورفی(1986)، لارکر و هالسون (1999) و هانلون و همکارانش (2003) مبنی بر وجود رابطة معنادار و مستقیم بین این دو متغیر مطابقت دارد.

وجود واحد حسابرسی داخلی، به عنوان یک ساز وکار نظارتی، می‌تواند از طریق فعالیت‌های مشاوره‌ای، شناسایی و کنترل اثربخش ریسک‌ها، ارزیابی عملکرد مدیران، کنترل و اصلاح فرایندهای سازمانی و افزایش کارایی آن‌ها، باعث بهبود عملکرد و افزایش ارزش افزودة اقتصادی شرکت شود. نتایج این پژوهش با نتیجة پژوهش قنبری(1386) مبنی بر وجود رابطة معنادار و مستقیم بین حسابرسی داخلی و ارزش افزودة اقتصادی، مطابقت دارد، ولی با نتیجة پژوهش رحیمیان (1388) که بیانگر وجود رابطة معکوس بین این دو متغیر است، تفاوت دارد.

همچنین، نتایج بیانگر این بود که عمر شرکت بر رابطة بین حسابرسی داخلی، تمرکز مالکیت و نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره با ارزش افزودة اقتصادی، مؤثر نیست، ولی بر رابطة بین پاداش هیأت مدیره و مالکیت نهادی با EVA تأثیرگذار است. همچنین، اندازة شرکت بر رابطة بین مالکیت نهادی، حسابرسی داخلی و پاداش هیأت مدیره با ارزش افزودة اقتصادی مؤثر نیست، ولی بر رابطة بین نسبت اعضای غیر موظف هیأت مدیره و تمرکز مالکیت با ارزش افزودة اقتصادی، تأثیر معکوس دارد.

 

محدودیت‌های پژوهش

نتایج پژوهش حاضر، تحت تأثیر صحت اطلاعات موجود در صورت­های مالی شرکت­ها و به ویژه یادداشت­های همراه صورت­های مالی است. این در حالی است که به نظر می­رسد به طور نسبی در یادداشت­های همراه صورت­های مالی شرکت­های پذیرفته شده در بورس تهران، بر مبنای استانداردهای حسابداری ایران، افشا و طبقه­بندی کامل و مناسبی از اجزای حاکمیت شرکتی صورت نمی­گیرد و حتی برخی رویه­های موجود در این رابطه، توسط شرکت‌ها به طور صحیح و یکنواخت به کار گرفته نمی­شود.

قلمرو زمانی پژوهش حاضر، بازة زمانی بین سال‌های 1385 تا 1391 بوده است. بنابراین، در تعمیم نتایج به دوره‌های زمانی دیگر باید با احتیاط عمل شود.

در این پژوهش، مدیرانی که در شرکت سمت اجرایی ندارند، به عنوان مدیر غیر موظف تعریف شده‌اند و فرض شده است که مستقل از شرکت هستند، اما ممکن است واقعاً مستقل نباشند. بنابراین تفاوت­های سنتی در تعریف مدیران اجرایی و غیر موظف ممکن است در شناسایی تضاد منافع بالقوة بین مدیران غیر موظف و شرکتی ناتوان باشد که در هیأت مدیرة آن حضور دارند.

 

پیشنهادها

پیشنهادها برای کاربران پژوهش

سیاست­گذاران بازار باید توجه داشته باشند که حضور اعضای غیرموظف در هیأت مدیره به تنهایی کافی نیست و ممکن است توجه به سایر ویژگی‌های هیأت مدیره (بر حسب نتایج به دست آمده از حضور مدیران اجرایی)، مناسب‌تر باشد.

شرکت‌ها با استقرار واحد حسابرسی داخلی از طریق کنترل، اصلاح فرایندها و بهره‌گیری از فعالیت‌های مشاوره‌ای در جهت بهبود عملکرد گام بردارند.

بر اساس نتایج، تشکیل کمیتة پاداش و اختصاص مبالغی تحت عنوان پاداش هیأت مدیره در شرکت‌ها، می‌تواند باعث بهبود عملکرد شرکت ‌شود.

بر اساس نتایج به دست آمده، پیشنهاد می‌شود که سرمایه‌گذاران نهادی و سهامداران عمده، نقش فعال‌تری در زمینة نظارت داشته باشند و به همسو شدن منافع سهامداران و مدیران در جهت کاهش مشکلات نمایندگی و در نهایت بهبود عملکرد شرکت، کمک کنند.

پیشنهاد می­شود که با گسترش مطالعات و ادبیات نظری نظام راهبری شرکت­ها، فعالان بازار بورس، اعضای هیأت مدیرة شرکت­ها، سهامداران، مؤسسات حسابرسی، پژوهشگران و...، با مباحث مرتبط با نظام راهبری شرکت­ها، بیشتر آشنا شوند تا بتوانند به نحو مناسبی به ایفای نقش در نظام راهبری شرکتی و در نتیجه تأثیر بر افزایش ارزش شرکت­ها بپردازند.

 

پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آتی

  • استفاده از سایر معیارهای ارزیابی عملکرد مانند ROE، CVA، MVA و ... .
  • استفاده از ترکیب سایر سنجه‌های حاکمیت شرکتی.
  • بررسی تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی، تورم، بهای نفت و نرخ ارز بر رابطة بین ساختار حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکت‌ها.
  • تکرار پژوهش حاضر با استفاده از مدل‌یابی معادلات ساختاری به منظور تحلیل روابط متغیرها.
  • پژوهش‌های آتی، می­توانند از سایر متغیرهای تعدیل­کننده از جمله نوع صنعت، اهرم مالی و... استفاده کنند. همچنین می­توانند به منظور تعیین تأثیر این متغیرها از طبقه­بندی شرکت­های نمونة پژوهش به شرکت­های بزرگ و کوچک و یا شرکت­های جوان و مسن نیز استفاده کنند.


[1]. Enron

[2]. Worldcom

[3]. Marconi

[4]. Corporate Governance

[5]. Black

[6]. Klapper, Love

[7]. Ishii, Gompers, Metrick 

[8]. Economic Value Added

[9]. Cadbury

[10]. Return on Assets

[11]. Cash Value Added

[12]. Refined Economic Value Added

[13]. Market Value Added

[14]. Brigham

[15]. Stewart

[16]. Dihaen

[17]. Return on Equity

[18]. Vitzic

[19]. Chidambaran

[20]. Fama

[21]. Jensen

[22]. Firth

[23]. Bulter

[24]. Kolz

[25]. Murphy

[26]. Larker, Holthausen

[27]. Hanlon

[28]. Ramsay, Blair

[29]. Bennedsen, Wolfenzon

[30]. Shleifer, Rishny

[31]. Shifer, Vishni

[32]. Tsai, Gu

[33]. Beiner

[34]. Chung, Zheng

[35]. Darmawati

[36]. Morgan

[37]. Corporate Governance Index

[38]. Gordon

[39]. Institutional Ownership

[40]. Board Independenc

[41]. Ownership Concentration

[42]. Durbin, Watson

[43]. Tolerance

[44]. Variance Inflation Factor

[45]. Kolmogorov - Smirnov

[46]. Moderated Regression Analysis

[47]. Bearden, Mason

[48]. Schmid, Zimmerman

[49]. Chen

[50]. Xu, Wang

[51]. Pastma

منابع

[1] آقایی، محمدعلی، و پری چالاکی. (1388). بررسی رابطة بین ویژگی‌های حاکمیت شرکتی و مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات حسابداری، (4)، 77-54.

[2] احمدوند، میثم. (1388). بررسی رابطة عوامل حاکمیت شرکتی با ارزش، عملکرد و بازده سهام شرکت­های پذیرفته شده در بورس تهران. پایان­نامة کارشناسی ارشد. دانشگاه شهید بهشتی. ایران.

[3] اعتمادی، حسین؛ امیر رسائیان، و حسین کردتبار. (1389). رابطة برخی از ابزارهای حاکمیت شرکتی و نقد شوندگی سهام. مجلة توسعه و سرمایه، 3(5)، 59-31.

[4] بنویدی، مجید. (1385). حاکمیت شرکتی تازه‌های جهان بیمه، (96)، 21-3.

[5] حساس­یگانه، یحیی. (1385). حاکمیت شرکتی در ایران. فصلنامة حسابرس، (32)، 39-32.

[6] حنیفه­زاده، لطیف. (1389). ساختار مالکیت و کارایی شرکت­های بیمه در ایران.  فصلنامة صنعت بیمه، 25(2)، 164-139.

[7] خاکی، غلامرضا. (1390). روش پژوهش با رویکرد به پایان­نامه­نویسی. (ویرایش2). تهران: نشر بازتاب.

[8] رحیمیان، نظام الدین؛ سید حسن صالح نژاد و علی سالکی. (1388). رابطة میان برخی ساز وکارهای حاکمیت شرکتی و عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت­های پذیرفته شده در بورس تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 16(58)، 86 -71.

[9] ستایش، محمدحسین؛ اصغر قربانی و مریم گل محمدی. (1389). بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی بر هموارسازی سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران. تحقیقات حسابداری، 2(7)، 51-34.

[10] عاشقی اسکوئی، هوشنگ. (1390). مدلی برای کارآفرینی استراتژیک مبتنی بر حاکمیت شرکتی در کسب و کارهای تولیدی ایران (پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران). رسالة دکتری. دانشگاه علامه طباطبائی. ایران.

[11] علیزاده، مجید. (1388). ساختار مالکیت و رابطة بین ارزش افزودة اقتصادی و ارزش ایجاد شده برای سهامداران. پایان‌نامة کارشناسی ارشد. دانشگاه شهید بهشتی. ایران.

[12] قالیباف اصل، حسن و فاطمه رضایی. (1386). بررسی تأثیر ترکیب هیأت مدیره بر عملکرد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران. تحقیقات مالی، 9(23)، 48-33.

[13] قنبری، فرحناز. (1386). بررسی تأثیر ساز وکارهای حاکمیت شرکتی بر عملکرد شرکت­های سهامی پذیرفته شده در بورس تهران. پایان­نامة کارشناسی ارشد. دانشگاه الزهرا. ایران.

[14] کبیرزاده، مسعود. (1387). سازه­های مؤثر در تعیین پاداش هیأت مدیره. پیک نور، 6(1)، 145-127.

[15] کرراهی مقدم، سیروس و علیرضا مستوفی. (1386). نظام راهبری شرکت و حسابرسی داخلی. مجلة اقتصاد، (9)، 17-12.

[16] کرمی، غلامرضا؛ محسن نظری و سید مجتبی شفیع پور. (1389). ارزش افزودة اقتصادی و نقدشوندگی بازار سهام. تحقیقات مالی، 12(30)، 132-117.

[17] کریمی، مجتبی. (1385). بررسی تغییرات ارزش افزودة بازار با ارزش افزودة اقتصادی و شاخص Q توبین در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پایان­نامة کارشناسی ارشد. دانشگاه شهید بهشتی. ایران.

[18] گنج­خانلو، هادی. (1387). بررسی رابطة ارزش افزودة اقتصادی، ارزش افزودة نقدی، بازده حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده دارایی­ها با بازده غیر عادی سهام. پایان­نامة کارشناسی ارشد. دانشگاه شهید بهشتی. ایران.

[19] مشایخی، بیتا و مهدی محمد­آبادی. (1390). رابطة مکانیزم‌های حاکمیت شرکتی با کیفیت سود. پژوهش‌های حسابداری مالی، 3(2)، 32-17.

[20] مؤمنی، منصور و علی فعال قیومی. (1390). تحلیل­های آماری با استفاده از SPSS (ویرایش3). تهران: عطا.

[21] مهدوی، غلامحسین و کمال گوینده. (1388). رابطة ارزش افزودة اقتصادی و ارزش افزودة اقتصادی پالایش شده با بازده سهام. پژوهش­نامة حسابداری مالی و حسابرسی، 1(2)، 86-61.

[22] نمازی، محمد و احسان کرمانی. (1387). تأثیر ساختار مالکیت بر عملکرد شرکت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 15(53)، 100-83.

[23] واعظ، سیدعلی؛ سیروس کرراهی مقدم و مهدی الهائی سحر. (1389). بررسی عملکرد شرکت و حاکمیت شرکتی از طریق ساختار مالکیت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران.  فصلنامة حسابداری مالی، 2(7)، 135-114.

[24] وکیلی‌فرد، حمیدرضا و لیدا باوند­پور. (1389). تأثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران. مجلة مطالعات مالی، (8)، 140-119.

]25[ Beiner, S., Drobetz, W., Schmid, F. & Zimmerman, H. (2004). Is Board Size an Independent Corporate Governance Mechanism?. Kyklos, 57, 327-357.

]26[ Chung, K.H. & Zheng, H. (2009). Corporate Governance and Institutional Ownership. Journal of Financial and Quantitative Analysis; Forthcoming, 1-53.

]27[ Firth, M., Fung, M. & Rui, M.O. (2002). Simultaneous Relationship among Ownership, Corporate Governance and Firm Performance. Faculty of Business and Information Systems, Hong Kong Polytechnic, 3-14.

]28 [Krechovská, Michaela., tauŠal procházcová, petra. (2014). Sustainability and its Integration into Corporate Governance Focusing on Corporate Performance Management and Reporting. Procedia Engineering, 69, 1144–1151.

]29[ Martani, Dwi and Saputra, Yudi Eka. (2009). The Impact of Corporate Governance to the Economic Value Added Listed Company in BEI 2003-2004. ChinaUsa Business Review. 8(3), 1-18.

]30[ Subhash, Sh., Richard, M., Durand & Oded Gur-Arie. (1981). Identification and Analysis of Moderated Variables. Journal of Marketing Research, 291-300.

]31[ Tsai, H. & Gu, Z. (2007).  The Relationship between Institutional Ownership and Casino firm Performance. Hospitality Management, 26, 517-530.

]32[ Vitzic, Neda. (2009). Corporate Governance in Emerging Economy and their Impact on Enterprise Performance: a Case of Croatia. University of Rijeka Faculty of Economics, 1-14.

]33[ Xu, X. & Wang, Y. (1997). Ownership Structure, Corporate Governance and Firm Performance; the case of Chinese Stock Companies. World Bank Policy Research Working Paper, No 1794.

 

 

 

 

 

 

 

پیوست

الف: نتیجة آزمون کولموگوروف-اسمیرنوف

One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test

 

 

EVA

N

116

Normal Parametersa

Mean

.0571

Std. Deviation

1.14953

Most Extreme Differences

Absolute

.071

Positive

.071

Negative

-.044

Kolmogorov-Smirnov Z

.764

Asymp. Sig. (2-tailed)

.604

a. Test distribution is Normal.

 

ب: نتایج آزمون هم­خطی

ب-1: فرضیة2

Coefficientsa

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant)

-.196

.160

 

-1.229

.222

 

 

INST.AGE

-.020

.018

-.216

-1.145

.255

.235

4.260

INSTOWN

1.404

.678

.391

2.071

.041

.235

4.260

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

 

Coefficientsa

 

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

 

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

 

1

(Constant)

-.502

.382

 

-1.315

.191

 

 

 

OWN.AGE

-.003

.011

-.027

-.242

.809

.712

1.405

 

OWNCON

.877

.609

.159

1.441

.152

.712

1.405

 

a. Dependent Variable: EVA

 

 

Coefficientsa

 

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

 

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

 

1

(Constant)

.951

.558

 

1.704

.091

 

 

 

BRD.AGE

-.013

.012

-.106

-1.045

.298

.839

1.192

 

BRDIND

-.948

.931

-.103

-1.018

.311

.839

1.192

 

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

Coefficientsa

 

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

 

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

 

1

(Constant)

-.329

.126

 

-2.625

.010

 

 

 

BONUS

1.430E-9

.000

.665

2.879

.005

.137

7.325

 

BON.AGE

-1.349E-11

.000

-.278

-1.203

.232

.137

7.325

 

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

 

Coefficientsa

 

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

 

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

 

1

(Constant)

-.199

.138

 

-1.445

.151

 

 

 

INAUDIT

.752

.513

.282

1.466

.145

.223

4.492

 

INA.AGE

-.002

.013

-.028

-.146

.884

.223

4.492

 

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

                                 

ب-2: فرضیة2

Coefficientsa

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant)

-.187

.148

 

-1.265

.208

 

 

INSTOWN

-9.406

2.289

-2.623

-4.109

.000

.018

56.465

INST.SIZE

.374

.084

2.850

4.466

.000

.018

56.465

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

Coefficientsa

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant)

-.454

.349

 

-1.302

.196

 

 

OWNCON

-5.789

1.505

-1.049

-3.848

.000

.098

10.195

OWN.SIZE

.243

.053

1.257

4.610

.000

.098

10.195

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

Coefficientsa

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant)

.828

.543

 

1.525

.130

 

 

BRDIND

-5.150

1.607

-.560

-3.204

.002

.266

3.760

BRD.SIZE

.021

.008

.483

2.768

.007

.266

3.760

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

Coefficientsa

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant)

-.257

.124

 

-2.077

.040

 

 

BONUS

-2.238E-9

.000

-1.041

-1.534

.128

.015

64.961

BON.SIZE

1.103E-10

.000

1.459

2.150

.034

.015

64.961

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

Coefficientsa

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant)

-.207

.129

 

-1.601

.112

 

 

INAUDIT

-5.562

1.598

-2.088

-3.481

.001

.020

49.565

INA.SIZE

.231

.058

2.370

3.951

.000

.020

49.565

a. Dependent Variable: EVA

 

 

 

 

 

 

 

ب-3: تجزیه و تحلیل رگرسیون چندگانه:

Coefficientsa

Model

Unstandardized Coefficients

Standardized Coefficients

t

Sig.

Collinearity Statistics

B

Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant)

-3.050

.944

 

-3.230

.002

 

 

BRDIND

-.642

.717

-.070

-.895

.373

.971

1.030

INAUDIT

.542

.210

.204

2.589

.011

.953

1.049

OWNCON

.121

.470

.022

.258

.797

.812

1.231

INSTOWN

.500

.287

.140

1.743

.084

.921

1.086

BONUS

7.811E-10

.000

.363

4.600

.000

.945

1.058

AGE

-.006

.007

-.072

-.917

.361

.962

1.040

SIZE

.111

.032

.294

3.484

.001

.826

1.211

a. Dependent Variable: EVA