بررسی الگوی جریان اطلاعاتی قیمت سهام مبتنی بر نقش انگیزۀ شهرت مدیران؛ شواهدی از شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری مهندسی مالی دانشکده مدیریت دانشگاه یزد، ایران

2 دانشیار گروه حسابداری و مالی، دانشکده مدیریت دانشگاه یزد، ایران

10.22108/amf.2020.118068.1444

چکیده

اهداف: افشای اطلاعات به‌وسیلۀ شرکت‌‌ها، از ابزارهای مهم مدیران برای انتقال اطلاعات مربوط به عملکرد مالی به سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سایر افراد ذینفع و از دلایل مهم تقاضا برای جریان اطلاعاتی قیمت سهام، مسائل نمایندگی و عدم‌تقارن اطلاعات است. عوامل متعددی ازجمله انگیزۀ شهرت مدیران، بر شفافیت و غنای اطلاعاتی قیمت سهام مؤثر است؛ زیرا تلاش بالقوه برای به ‌‌تصویر کشیدن مطلوبیت عملکرد در جهت اهدافی همچون اعتباربخشی و اعتمادسازی برقرار است.
روش: در همین راستا، هدف این پژوهش تبیین تأثیر انگیزۀ شهرت مدیران بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام است. برای رسیدن به این اهداف داده‌های 910 سال - شرکت (130 شرکت برای 7 سال) جمع‌‌آوری‌شده از گزارش‌های مالی سالیانۀ شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در طی دورۀ زمانی 1390 تا 1396 آزمون شده است.
نتایج: یافته‌‌های پژوهش نشان می‌‌دهد بین انگیزۀ شهرت مدیران و غنای اطلاعاتی قیمت سهام، ارتباط معنی‌دار و مثبتی وجود دارد و اندازۀ شرکت و اهرم مالی بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر مثبت و معناداری ندارد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

A Study on Stock Price Informativeness Model based on the Role of Managers’ Reputation Motivation (Evidence from the Companies Listedin Tehran Stock Exchange)

نویسندگان [English]

  • Majid Montashery 1
  • Daryush Farid 2
1 PhD candidate of financial engineering, Faculty of Management, Yazd University, Iran
2 Associate Professor of Accounting and Finance, Faculty of Management, Yazd University, Iran
چکیده [English]

Objectives: Informativeness by companies is of great importance for managers to transfer information about financial performance to investors, creditors and other stakeholders, and is one of the significant reasons for requesting information on stock prices, informativeness issues, and information asymmetry. Several factors affect the transparency and informativeness of stock prices – including managers’ reputation motivation– which results from their potential effort to display the benefit of operation in terms of goals such as credibility and trust-building.
Method: Thus, the purpose of this study is to explain the effect of managers' reputation motivation on stock price disclosure. To do so, the evidence of 910 firm-year (130 companies for 7 years), collected from annual financial reports of companies listed in Tehran Stock Exchange from 2011 to 2017, was tested.
Results: Research findings show a significant relationship between the managers' reputation motivation and stock price disclosure. Further, the size of the company has a positive and significant impact on stock price disclosure.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Reputation motivation
  • Price Informativeness
  • Information transparency

مقدمه.

عملکرد کلیدی بازارهای مالی، تولید و جمع‌آوری اطلاعات به قیمت‌های بازار است. اطلاعات موجود در قیمت اوراق بهادار، تصمیم‌های مهم ازسوی مدیران، سرمایه‌‌گذاران و سایر شرکت‌کنندگان را در اقتصاد واقعی هدایت می‌کند؛ با این حال، اطلاعات نامتقارن بین مدیران و سرمایه‌گذاران خارجی از قیمت‌گذاری دقیق‌تر اطلاعات خاص شرکت جلوگیری می‌کند؛ بنابراین، درک اینکه شرکت‌ها چگونه سطح بالایی از شفافیت را تسهیل و حفظ می‌کنند، مسئله‌ای مهم است.

مدیران مستقل، بر مدیران نظارت می‌‌کنند و مزایای اطلاعاتی را که مدیران بیش از سرمایه‌گذاران خارجی دارند، کاهش می‌دهند. مطابق با مطالعات گذشته نتیجه گرفته می‌شود که هیئت‌مدیره‌‌‌هایی که نسبت مدیران مستقل بیشتری دارند، کیفیت گزارشگری مالی بهتری دارند و محیط اطلاعات شرکت آنها بهبود یافته است (چن[1]، چانگ[2] و وانگ[3]، 2015؛ آرمسترانگ[4]، بالاکریشنان[5] و کوهن[6]، 2012؛ بیکس[7]، پوپ[8] و یانگ[9]، 2004)؛ با این حال، آنچه سبب انگیزۀ مدیران مستقل برای بهبود شفافیت شرکت‌‌ها می‌شود، تا حد زیادی ناشناخته است و تمرکز این مطالعه بر شناخت این موضوع است. این پژوهش نشان می‌دهد نگرانی‌‌های شهرت مدیران مستقل نسبت به بالاتربودن محتوای اطلاعاتی خاص در قیمت سهام، قوی‌‌تر است. اندازه‌‌گیری شهرت در این پژوهش مطابق روش ماسولیس[10] و موبز[11] (2014) بوده و براساس اندازۀ یک شرکت نسبت به سایر شرکت‌‌هایی است که مدیری مستقل نیز در خدمت آن است. منطق پشت این اندازه‌‌گیری به این صورت است که مدیران مستقل، مشاغلی برای حفظ و افزایش اعتبار خود برای نظارت بیشتر و شرکت‌‌‌‌های بزرگ فرصت بیشتری برای افزایش شهرت نیاز دارند (فاما[12] و جنسن[13]، 1983؛ آدامز و فریرا[14]، 2004؛ شیوداسانی[15]، 1993؛ رایان[16] و ویگینز[17]، 2004). نتایج مطالعات مختلف قبلی این ایده را نشان می‌‌دهد که اندازۀ شرکت، یک پروکسی برای انگیزه‌‌های شهرت است و مدیران مستقل در شرکت‌‌های بزرگ‌تر، تلاش بیشتری را به کسب شهرت اختصاص می‌‌دهند (فاهلنبراخ[18]، لو[19] و استالز[20]، 2010؛ نیازیوا[21]، نیازیوا و ماسولیس[22]، 2013).

حضور مدیران مستقل با انگیزه‌های شهرت بالا، تفاوت در میزان غنای اطلاعاتی قیمت سهام را توضیح می‌‌دهد. ایجاد رابطۀ علی بین انگیزه‌‌های شهرت و غنای اطلاعاتی قیمت سهام چالش‎برانگیز است. این پژوهش بر این فرض استوار است که عدم‌تقارن اطلاعات، مدیران را قادر به پنهان‌‌کردن و جمع‌‌آوری اخبار بد می‌‌کند و احتمال اختلاف فزاینده‌‌ای بین قیمت‌‌های سهام درونی و جاری را در پی دارد (هاتون[23]، مارکوس[24] و تهرانیان[25]، 2009؛ کیم[26]، لی[27] و ژانگ[28]، 2011).

در این پژوهش برای اولین بار انگیزه‌‌های شهرت مدیران مستقل، عامل تعیین‌‌کننده برای شفافیت شرکت تعیین شده است. نتایج، انگیزه‌‌های شهرت را به‌منزلۀ دلیلی برای این مشخص می‌کنند که چرا مدیران شفافیت را بهبود می‌بخشند. به‌علاوه این مطالعه به کار بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام کمک خواهد کرد. مطالعات نشان می‌دهد دسترسی بهتر اطلاعات شرکت سبب معاملۀ آگاهانه‌‌تر و قیمت‌گذاری اطلاعاتی بیشتر می‌‌شود (بن‌ناصر[29] و کاست[30]، 2014).

در پژوهش‌هایی که ماسولیس و موبز (2014)، فاهلنبراخ و همکاران (2017) و سیلا[31]، گونزالز[32] و هاگندورف[33] (2017) انجام داده‌اند، تنها انگیزۀ شهرت مدیران بر سهام بررسی شده است. ویژگی منحصربه‌فرد پژوهش سیلا و همکاران (2017) این است که علاوه بر بررسی انگیزۀ شهرت مدیران به‌صورت کلی، درجات مختلف انگیزۀ شهرت مدیران به‌منزلۀ متغیرهای توضیحی و ارتباط آنها با غنای اطلاعاتی قیمت سهام را بررسی کرده است؛ به این صورت که نسبت مدیران مستقل اعضای هیئت‌‎مدیره به تعداد اعضای هیئت‌مدیره با حداقل 10% سهام، به‌منزلۀ شرکت‌‌های با انگیزۀ شهرت زیاد مدیران و در شرکت‌‌های با نسبت حداکثر 10%، شرکت‌‌های با انگیزۀ شهرت پایین مدیران معرفی خواهند شد. در این پژوهش علاوه بر بررسی انگیزۀ شهرت مدیران بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام، کیفیت شرکت نیز با توجه به عامل تعداد معاملات بالا و پایین به‌منزلۀ متغیر توضیحی بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام بررسی و نقش تعدیل‌کنندگی آن بر رابطۀ میان انگیزۀ شهرت مدیران و غنای اطلاعاتی قیمت سهام بررسی خواهد شد.

 

مبانی نظری.

شرکت‌‌ها، هیئت‌مدیرۀ خود را براساس نیازی که به نظارت و مشاوره دارند، تشکیل می‌دهند (لانگ[34]، لینز[35] و مافت[36]، 2012). مدیران مستقل ممکن است برای برآوردن نیازهای شرکت برای تخصص، تنوع در هیئت‌مدیره و یا به‌دلیل روابط اجتماعی با سایر اعضای هیئت‌مدیره تعیین شوند (هوآنگ[37] و کیم، 2009؛ ماسولیس، وانگ و ژی[38]، 2012؛ آدامز و راگوناتان[39]، 2015). به همین ترتیب، شرکت‌‌ها قادرند مدیران مستقل خود را برای شبکه‌های مدیرعامل خود یا با توجه به محیط اطلاعات شخصی خود تعیین کنند (فریرا، فریرا و راپوسو[40]، 2011؛ اکباس[41]، مشکه[42] و وینتوکی[43]، 2016). ساختار هیئت‌مدیره نیز به‌واسطۀ تمایل مدیران به خدمت به هیئت‌مدیره و تلاش برای صرف هزینه‌‌ها تعیین می‌‌شود (فاهلنبراخ و همکاران، 2017؛ وانگ، 2015). انگیزه‌‌های شهرت به توضیح این جنبه اشاره می‌کند که چرا برخی مدیران مستقل در نقش خود مؤثرترند. پژوهش‌‌های نظری به اهمیت بحث‌‌های عرضه در بازار کار مدیر اشاره می‌کنند. برای مثال فاما (1980) استدلال می‌‌کند که شهرت بالا، ارزش سرمایۀ انسانی مدیران را افزایش می‌‌دهد و فرصت‌‌های بیشتری برای قرارملاقات‌‌های اضافی فراهم می‌‌‌کند (به نقل از لیوز[44] و ووسوکی[45]، 2016).

آدامز و فریرا (2008) استدلال می‌‌کنند که شرکت‌های بزرگ مدیران مستقل را قادر می‌کنند تا اعتبار خود را افزایش دهند. ماسولیس و موبز (2014) نشان می‌دهند مدیران مستقل در شرکت‌های نسبتاً بزرگ‌تر با مدیریت سود کمتر، به‌شدت فعال‌‌ترند و گزینۀ عقب‌‎ماندگی و دیگر نتایج منفی است که به شهرت مدیر آسیب می‌رساند. آنها استدلال می‌‌کنند که چرا مدیران مستقل، اطلاعات عمومی شرکت را با وجود دسترسی عالی به اطلاعات خصوصی ازطریق مدیریت (ازطریق دسترسی به گزارش‌‌های مالی داخلی و ارتباطات غیررسمی با مدیران) باارزش می‌‌دانند. مدیران مستقل نگران اطلاعات خصوصی‌اند که مدیریت به‎‌صورت داوطلبانه افشا می‌کند. محتویات و زمان‌‌بندی چنین اطلاعاتی ممکن است فرصت‌‌طلبانه باشد؛ زیرا مدیران انگیزه‌‌ای برای اشتراک اطلاعاتی دارند که منافع و شهرت آنها را خراب نمی‌کند (جین[46] و مایرز[47]، 2006). در مقابل، احزاب خارجی مانند تحلیلگران، حسابرسان، تنظیم‌کننده‌ها و رسانه‌ها، اطلاعات عمومی را بررسی می‌کنند (آرمسترانگ، کور[48] و گوای[49]، 2014). یافته‌‌های فاهلنبراخ و همکاران (2017) نشان می‌دهد انگیزه‌های شهرت ممکن است مدیران مستقل را برای نظارت بیشتر تهییج نکند. نتایج نشان می‌دهد مدیران مستقل می‌توانند پس از انتشار خبر، برای حفاظت از شهرت خود از شرکت خارج شوند.

اگر مدیران مستقل با انگیزه‌‌های شهرت قوی، نیازهای بیشتری برای اطلاعات دقیق شرکت‌‌های خاص داشته باشند، می‌‌توان نتیجه گرفت که این مدیران مستقل، شفافیت بیشتری برای شرکت ایجاد می‌کنند؛ به این ترتیب انتظار می‌رود میزان جریان اطلاعاتی قیمت‌ها با نسبت مدیران افزایش یابد. به همین ترتیب، مدیران مستقلِ دارای رتبۀ کمتر، برای کاهش عدم تقارن اطلاعات شرکت انگیزه نخواهند داشت؛ بنابراین، انتظار می‌‌رود میزان جریان اطلاعاتی قیمت‌ها با نسبت مدیرانی که نسبت به مدیران سهامدار دیگر رتبۀ کمتری دارند، کاهش یابد (جیانگ[50]، وان[51] و ژائو[52]، 2016).

با توجه به مبانی ذکرشده فرضیه‌‌های زیر مطرح می‌شود:

فرضیۀ اول: انگیزۀ شهرت مدیران مستقل بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معنی‌‎داری دارد.

فرضیۀ دوم: نسبت تعداد مدیران مستقل از هیئت‌مدیره به تعداد اعضای هیئت‌مدیره با حداقل 10% سهام بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ سوم: نسبت تعداد مدیران مستقل از هیئت‌مدیره به تعداد اعضای هیئت‌مدیره با حداکثر 10% سهام بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معناداری دارد.

فرضیۀ چهارم: نسبت تعداد سهام معامله‌‎شده به کل سهام شرکت با معاملات بالا بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معنی‌‌داری دارد.

فرضیۀ پنجم: نسبت تعداد سهام معامله‎شده به کل سهام شرکت با معاملات پایین بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معنی‌‌داری دارد.

 

روش‌‌ پژوهش.

برای آزمون فرضیه‌‌های پژوهش، از تحلیل رگرسیون با داده‌‌های ترکیبی استفاده می‌‌شود. داده‌‌های استفاده‌شده در این پژوهش به روش کتابخانه‌‌ای از بانک اطلاعاتی ره‌‌آورد نوین و سایت بورس گردآوری و پس از پردازش به‌وسیلۀ صفحۀ برنامۀ اکسل برای تجزیه و تحلیل داده‌‌ها و آزمون فرضیه‌‌های پژوهش از نرم‌‌افزار ایویوز 10 استفاده شده است. نمونه آماری شامل تمام شرکت‌‌های پذیرفته‌‎شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی 7 ‌ساله از 1390 تا 1396 است که 1) سال مالی آنها به 29 اسفند هر سال منتهی باشد؛ 2) طی بازۀ زمانی پژوهش، سال مالی خود را تغییر نداده باشند؛ 3) اطلاعات صورت‌‌های مالی آنها از سال 1390 به‌‌طور کامل و پیوسته در دسترس باشد؛
4) جزء شرکت‌‌های سرمایه‌‌گذاری و واسطه‌گری نباشند؛ 5) سهام آنها وقفۀ معاملاتی بااهمیت (بیش از 1 ماه) نداشته باشد. با اعمال شرایط بالا، حجم نمونۀ آماری تعداد 130 شرکت شد. داده‌‌های مربوط به شرکت‌‌های نمونه، از بانک اطلاعاتی نرم‌افزار ره‌‌آورد نوین، سایت کدال و آرشیوهای آماری سازمان بورس استخراج شده است.

متغیر نوسانات مالی خاص[53] به‌منزلۀ پروکسی کلیدی برای غنای اطلاعاتی قیمت سهام استفاده شده است (ژول[54]، سریندی[55] و نج[56]، 2011؛ فریرا و لائوکس[57]، 2007؛ اوموتلو[58]، 2019). براساس الگوی توسعه‌‎یافته به‌‎وسیلۀ رول[59] (1988)، این اندازه‌گیری نشان‎‌دهندۀ تغییرات بازده سهام ویژۀ شرکت یا تغییرات در بازده سهام است که نمی‌‌توان با الگوی 5‌ عاملی فاما و فرنچ توضیح داد. اطلاعاتی دربارۀ قیمت سهام برای یک شرکت عمومی i در سال t به‌صورت زیر تعریف شده است.

که در آن:

 

 از الگوی 5‌عاملی فاما و فرنچ برآورد شده است (فاما و فرنچ، 2015؛ بشیرخداپرستی، صبا و برومندزاده، 2019):

 

که در آن  بازده اضافی بازار یا صرف ریسک بازار است،  عامل ارزش دفتری به ارزش بازار (تفاوت بین بازده سهام با نسبت ارزش دفتری به بازار بالا و بازده سهام با نسبت ارزش دفتری به بازار پایین)،  عامل اندازۀ بازار (تفاوت میانگین بازده سبد شرکت‌‌های با اندازۀ بزرگ و میانگین بازده سبد شرکت‌‌های با اندازۀ کوچک)،  عامل سودآوری (تفاوت میانگین بازده سهام شرکت‌‌های با سودآوری بالا و میانگین بازده سهام شرکت‌‌های با سودآوری کم)،  عامل سرمایه‌گذاری (تفاوت میانگین بازده سهام شرکت‌‌های با سرمایه‌گذاری بالا (جسوانه) و میانگین بازدهی سهام شرکت‌‌های با سرمایه‌گذاری پایین (محافظه‌‌کار)) و ci، ri، hi، si و βiبه ترتیب حساسیت‌‌های عوامل دربارۀ عوامل بازار، اندازه، ارزش دفتری به بازار، سودآوری و سرمایه‌گذاری سبد i و itε بازده خالص دارایی سبد i با میانگین صفر است. سطح بالای (پایین) غنای اطلاعاتی قیمت سهام را می‌توان به‌منزلۀ قیمت سهام با توجه به سطح بیشتر (کمتر) محتوای اطلاعات خاص شرکت تفسیر کرد؛ زیرا بازده جزء کوچک‌تر (بزرگ‌تر) نوسان سهام را توضیح می‌دهد.

 

 

اندازۀ شرکت از لگاریتم طبیعی کل دارایی‌‌ها و اهرم مالی نیز از نسبت بدهی‌‌ها به دارایی‌‌ها محاسبه شده است. منظور از غنای اطلاعاتی قیمت سهام، فراهم‌کردن اطلاعات مفید و لازم دربارۀ قیمت سهام برای کمک به سرمایه‌‌گذاران در تصمیم‌‌گیری‌ است. اطلاعات زمانی مفید تلقی می‌‌شود که نتایج با ارزش و مطمئنی داشته باشد. برای مثال سبب شود سرمایه‌‌گذاران قیمت سهام را تعدیل کنند (چن، گلداستین[60] و جیانگ، 2006).

شهرت ممکن است سابقه‌‌ای از اعمال گذشته و بازتابی از توانایی مدیر برای پاسخگویی به نیازها و انتشارات ذینفعان آن سازمان توصیف شود (لی[61] و وانگ، 2017). برای اندازه‌‌گیری انگیزۀ شهرت مدیران مستقل از روش ماسولیس و موبز (2014) استفاده شده است؛ بدین صورت که اطلاعات مدیران از سرویس سهامداران نهادی[62] (ISS) بین سال‌های 1396-1390 جمع‌‌آوری و مدیران مستقل با توجه به ضوابط ISS شناسایی می‌‎شوند. براساس ISS مستلزم آن است که مدیران مستقل هیچ وابستگی مادی دیگری با این شرکت نداشته باشند (به‌جز صندلی هیئت‌مدیره). این شامل هرگونه ارتباط با مدیران فعلی یا سابق شرکت یا هرگونه رابطۀ حرفه‌ای، مالی و یا خیریه با این شرکت است (اتا[63]، کاوازه[64] و لاو[65]، 2019)؛ بنابراین، در صورت عضوشدن مدیرعامل در هیئت‌مدیره، مقابل آن عدد یک و در غیر این‌‌صورت برابر صفر خواهد بود.

 

یافته‌‌ها.

نتایج آمار توصیفی نشان می‌دهد میانگین اندازۀ شرکت در شرکت‌‌های بررسی‌شده 26/5 است. میانگین انگیزۀ شهرت مدیران 79/0 است که بالابودن انگیزۀ شهرت مدیران را نشان می‌دهد. میانگین اهرم مالی 59/0 است که نشان می‌دهد تقریباً 59% منابع مالی شرکت‌ها ازطریق بدهی تأمین مالی شده است. نتایج آمار توصیفی نشان می‌‌دهد انحراف معیار مشاهدات بالاست که پراکندگی مشاهدات را بیان می‌کند. براساس چولگی و کشیدگی گزارش‌شده نیز می‌‌توان گفت توزیع مشاهدات تقریباً طبیعی است. برای بررسی مانایی متغیرها از آزمون لوین، لین و چو استفاده شده است. مقدار احتمال متغیرهای غنای اطلاعاتی قیمت سهام، تعداد معاملات زیاد، تعداد معاملات پایین، اندازه و اهرم مالی برابر (000/0) و مقدار احتمال متغیر انگیزۀ شهرت مدیران برابر (03/0) است که چون کمتر از 5% بوده است، همۀ متغیرهای دورۀ پژوهش در سطح پایا بوده‌‌اند. آزمون بررسی استحکام[66] برای الگوهای پژوهش با شرایط مختلف انجام شد که نتایج آن برای دوره‌‌های زمانی مختلف به شرح زیر است: از آنجا که سطح معناداری بر ای متغیرهای پژوهش در شرایط مختلف از 5% کمتر است، ثبات و اعتبار نتایج تأیید می‌شود. پایایی بدین معنی است که میانگین و واریانس متغیرهای پژوهش در طول زمان و کواریانس متغیرها بین سال‌‌های مختلف ثابت بوده است.

نتایج آزمون در الگوی اول و دوم نشان می‌‌دهد سطح معناداری در شرایط بدون متغیر کنترلی، به‌همراه متغیر کنترلی اول، متغیر کنترلی اول و دوم و دوره‌‌های زمانی مختلف که شامل دورۀ 1393-1390 و 1396-1393 است، از سطح خطای 5% کمتر است که اعتبار نتایج را نشان می‌دهد و نیازی به آزمون هم‌‌جمعی وجود ندارد؛ بنابراین، مشکل رگرسیون کاذب در ضرایب برآوردی وجود نخواهد داشت. آزمون سطح مقطع[67] نیز برای دو الگوی پژوهش انجام شد که در الگوی اول سطح معناداری برای آزمون‌های بروش پاگان، مقیاس پسران و پسران به ترتیب (00/0، 00/0 و 603/0) و برای الگوی دوم به ترتیب (00/0، 00/0 و 601/0) است که براساس نتایج دو آزمون، نتایج اعتبار لازم را دارد. یکی دیگر از فروض رگرسیون خطی این است که همۀ جملات باقی‌‌مانده، واریانس برابر دارند. در عمل ممکن است این فرض چندان صادق نباشد و به دلایل مختلفی ازقبیل شکل نادرست تابع الگو، وجود نقاط پرت، شکست ساختاری در جامعۀ آماری و غیره پدیدۀ ناهمسانی واریانس مشاهده شود (افلاطونی، 2015). اقتصاددانان برای بررسی این مشکل آزمون‌‌های مختلفی را معرفی کرده‌اند. در این مطالعه فرض همسانی واریانس باقی‌‌مانده‌‌ها ازطریق آزمون بروش پاکان بررسی شد که سطح معناداری برای الگوی اول و دوم پژوهش به ترتیب (12/0 و 17/0) است و نشان می‌‌دهد فرض صفر مبنی بر وجود همسانی واریانس رد نمی‌‌شود؛ درنتیجه، در الگو‌‌های پژوهش از روش حداقل مربعات (OLS) استفاده خواهد شد. فرض الگوی کلاسیک رگرسیون خطی بیان می‌کند که بین جملات باقی‌ماندۀ رگرسیون، همبستگی وجود ندارد. برای بررسی استقلال باقی‌مانده‌‌ها از آزمون خودهمبستگی سریالی بروش گادفری[68] استفاده شده است. در این آزمون فرض صفر بیان‎‌‌کنندۀ وجودنداشتن خودهمبستگی و فرض مقابل بیان‌کنندۀ وجود خودهمبستگی سریالی بین خطاهاست (افلاطونی، 2015). نتایج حاصل از آزمون نشان می‌‌دهد سطح معناداری برای الگو‌‌های پژهش به ترتیب (03/0 و 013/0) است که چون از 5% کمتر است، فرض صفر مبنی بر وجودنداشتن خودهمبستگی جزء خطا در الگو‌‌های پژوهش پذیرفته می‌‌شود؛ به عبارت دیگر، فرض وجودنداشتن خودهمبستگی جزء خطا در الگوی پژوهش برقرار است.

برای بررسی دقیق‌‌تر نتایج، در ادامه نمودار متغیرهای دارای سری زمانی، ارائه و ارتباط آنها با متغیر ملاک پژوهش بررسی شد.

 

شکل (1) روند سری زمانی اهرم و اطلاع‌‌رسانی

 

شکل (2) روند سری زمانی اندازه شرکت و اطلاع‌‌رسانی

نمودار متغیرهای اهرم مالی و غنای اطلاعاتی قیمت سهام نشان می‌‌دهد بین دو متغیر ارتباط معناداری وجود ندارد و اهرم مالی تأثیری بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام ندارد. نتایج حاصل از نمودار اندازۀ شرکت و غنای اطلاعاتی قیمت سهام نشان می‌‌دهد بین دو متغیر ارتباط معناداری وجود ندارد و اندازۀ شرکت تأثیری بر متغیر ملاک نخواهد گذاشت.

در زیر نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها ارائه شده است:

در آزمون فرضیه اول (انگیزۀ شهرت مدیران مستقل بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معنی‎‌داری دارد.) از نتایج تخمین الگوی اول ارائه‌شده در
جدول (2) بهره گرفته شد. نتایج نشان می‌‌دهد مقدار آمارۀ احتمال F برابر 91/7 است که در سطح اطمینان 95% معناداری کلی الگوی پژوهش را نشان می‌دهد. نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان می‌‌دهد تقریباً
76/31 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیلۀ متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی الگو، توضیح داده می‌‌شود. در حالت کلی نتایج با توجه به جدول (2) نشان می‌‌دهد ضریب متغیر انگیزۀ شهرت مدیران مستقل (19/0) است که تأثیر مثبت انگیزۀ شهرت مدیران مستقل بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام را نشان می‌دهد که با توجه به سطح معناداری متغیر ذکرشده (02/0) در سطح اطمینان 95% معنی‌دار است؛ به ‌‌عبارت دیگر، با افزایش انگیزۀ شهرت مدیران مستقل، غنای اطلاعاتی قیمت سهام افزایش می‌‌یابد. با توجه به موارد ذکرشده، فرضیۀ اول در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود.

در آزمون فرضیۀ دوم (نسبت تعداد مدیران مستقل از هیئت‌مدیره به تعداد اعضای هیئت‌مدیره با حداقل 10% سهام بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معناداری دارد.) جدول (2) نتایج نشان می‌‌دهد ضریب متغیر نسبت تعداد مدیران مستقل با حداقل 10% سهام (2/0) است که با توجه به سطح معناداری متغیر ذکرشده (02/0) در سطح اطمینان 95% معنی‌دار است؛ به‌‌ عبارت دیگر، با افزایش نسبت تعداد مدیران مستقل از هیئت‌مدیره به تعداد اعضای هیئت‌مدیره با حداقل 10% سهام، غنای اطلاعاتی قیمت سهام افزایش می‌‌یابد. با توجه به موارد ذکرشده فرضیۀ دوم در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود.

در آزمون فرضیۀ چهارم (نسبت تعداد سهام معامله‌شده به کل سهام شرکت با معاملات بالا بر غنای اطلاعاتی قیمت تأثیر معنی‌‌داری دارد.) نتایج جدول (2) نشان می‌‌دهد ضریب متغیر سهام معامله‌‎شده با معاملات بالا (28/0) است که تأثیر مثبت این متغیر بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام را نشان می‌دهد و با توجه به سطح معناداری متغیر ذکرشده (03/0) در سطح اطمینان 95% معنی‌دار است؛ به ‌‌عبارت دیگر، با تعداد سهام معامله‌شدۀ بالا، غنای اطلاعاتی قیمت سهام افزایش می‌‌یابد. با توجه به موارد ذکرشده فرضیۀ چهارم در سطح اطمینان 95% تأیید می‌شود. نتایج حاصل از متغیرهای کنترلی نیز نشان می‌‌دهد در سطح اطمینان 95% اندازۀ شرکت و اهرم مالی بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معناداری ندارد.


جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ‌‌ الگوی اول پژوهش

الگو

متغیر

متغیر وابسته: غنای اطلاعاتی قیمت سهام روش تخمین: رگرسیون چندمتغیره

ضریب برآوردشده

خطای استاندارد

آماره

سطح معناداری

مقدار ثابت

14/0

09/0

55/1

14/0

انگیزۀ شهرت مدیران

19/0

07/0

71/2

02/0

تعداد مدیران مستقل

(حداقل 10% سهام)

2/0

08/0

5/2

02/0

سهام معامله‌شده (بالا)

28/0

1/0

8/2

03/0

اندازۀ شرکت

3/0

21/0

42/1

13/0

اهرم مالی

49/0-

44/0

11/1-

19/0

آمارۀ F

000/0

احتمال آمارۀ F

96/7

ضریب تعیین

76/31

ضریب تعیین تعدیل‌شده

02/31

 

آمارۀ دوربین واتسون

93/1

 


نتایج آزمون فرضیۀ سوم ( نسبت تعداد مدیران مستقل از هیئت‌‎مدیره به تعداد اعضای هیئت‎‌مدیره با حداکثر 10% سهام بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر معناداری دارد.) با توجه به جدول (3) نشان می‌‌دهد ضریب متغیر نسبت تعداد مدیران مستقل با حداکثر 10% سهام (18/0) است که با توجه به سطح معناداری متغیر ذکرشده (07/0) در سطح اطمینان 95% معنی‌دار نیست؛ به ‌‌عبارت دیگر، بین نسبت تعداد مدیران مستقل از هیئت‌مدیره به تعداد اعضای هیئت‌‎مدیره با حداکثر 10% سهام و غنای اطلاعاتی قیمت سهام ارتباط معنی‌‌داری وجود ندارد. با توجه به موارد ذکرشده، فرضیۀ سوم در سطح اطمینان 95% رد می‌شود.

نتایج آزمون فرضیۀ پنجم (نسبت تعداد سهام معامله‌شده به کل سهام شرکت با معاملات پایین بر غنای اطلاعاتی قیمت تأثیر معنی‌‌داری دارد.) با توجه به جدول (3) نشان می‌‌دهد ضریب متغیر سهام معامله‌شده با معاملات پایین (12/0) است که با توجه به سطح معناداری متغیر ذکرشده (11/0) در سطح اطمینان 95% معنی‌دار نیست؛ به‌‌ عبارت دیگر، بین تعداد سهام معامله‌‎شدۀ پایین و غنای اطلاعاتی قیمت سهام ارتباط معنی‌‌داری وجود ندارد. با توجه به موارد ذکرشده، فرضیۀ پنجم در سطح اطمینان 95% رد می‌‎شود. نتایج حاصل از متغیرهای کنترلی نیز نشان می‌‌دهد در سطح اطمینان 95% اندازۀ شرکت و اهرم مالی بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام تأثیر و معناداری ندارد.

 

 


 

 

جدول (3) نتایج آزمون فرضیۀ الگوی‌‌ دوم پژوهش

الگو

متغیر

متغیر وابسته: غنای اطلاعاتی قیمت سهام روش تخمین: رگرسیون چندمتغیره

ضریب برآوردشده

خطای استاندارد

آماره

سطح معناداری

مقدار ثابت

24/0

09/0

66/2

02/0

تعداد مدیران مستقل (حداکثر 10% سهام)

18/0

15/0

2/1

13/0

سهام معامله‌شده (پایین)

12/0

09/0

33/1

11/0

اندازۀ شرکت

34/0

3/0

13/1

24/0

اهرم مالی

3/0-

23/0

3/1-

1/0

آماره F

03/0

احتمال آمارۀ F

95/2

ضریب تعیین

2/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

19/0

 

آمارۀ دوربین واتسون

89/1

 


نتایج و پیشنهادها.

در پژوهش حاضر، این موضوع بررسی شد که آیا علاوه برعوامل اقتصادی، انگیزۀ شهرت مدیران نیز رفتار قیمت را هدایت می‌کند و توضیح می‌‌‍‌دهد یا خیر؛ بدین منظور از مدیران مستقل به‌‌‌منزلۀ افراد دارای انگیزۀ شهرت استفاده شد. نتایج به‌دست‌آمده با استفاده از روش داده‌‌های ترکیبی برآورد شد. انگیزۀ شهرت مدیران، نکتۀ تامل‌برانگیزی در علمکرد شرکت‌‌ها در ارائۀ غنای اطلاعاتی قیمت سهام است. عوامل متعددی بر غنای اطلاعاتی قیمت سهام مؤثرند که ازجمله آنها انگیزۀ اشخاص برای افزایش شهرت است. با توجه به بررسی‌‌های انجام‌شده، چنین استدلال می‌شود که مدیران مستقل با انگیزه‌‌های شهرت قوی‌‌‌‌تر، شفافیت شرکت را بهبود می‌‌بخشند. این مهم به این دلیل است که مدیران مستقل، بر یک محیط اطلاعات شفاف و دقیق خاص شرکت برای نظارت و مشاورۀ مؤثر، متکی‌اند. نیاز به اطلاعات خاص شرکت به این معنی است که مدیران مستقل با انگیزه‌‌های شهرت، نگران اطلاعات خصوصی‌اند که مدیران به‌صورت داوطلبانه ارائه می‌‌دهند؛ زیرا مدیران از افشای اطلاعاتی تردید دارند که برای نظارت بر آنها استفاده می‌کنند. در رویارویی با انگیزه‌‌های شهرت بیشتر، اطلاعات عمومی دردسترس ـ که تحلیلگران، حسابرسان، تنظیم‌‌کننده‌‌ها و رسانه‌‌ها بررسی می‌کنند ـ برای مدیران مستقل مهم‌تر خواهد شد؛ بنابراین، مدیران مستقل، شفافیت‌‌های شرکت‌‌های بزرگ را افزایش خواهند داد؛ زیرا انگیزه‌های شهرت آنها افزایش می‌‌یابد. دربارۀ نتایج به‌‌دست‌آمده، مطالعات اخیر نشان داده‌‌اند شرکت‌‌های دارای انگیزۀ شهرت بیشتر، از مزایای اقتصادی متعددی بهره‌‌مند می‌شوند. با وجود مزایایی که برای شرکت به‌‌ وجود می‌آید، امکان دارد مسائل مربوط به نمایندگی و افزایش شهرت نیز به‌‌ وجود آید و درنهایت، در بعضی شرایط سبب فعالیت‌‌های مضر برای شرکت شود. درک اینکه چگونه شرکت‌‌ها سطح بالایی از شفافیت شرکت‌ها را تسهیل و حفظ می‌کنند، بسیار مهم است. نتایج به‌دست‌آمده نشان داد نسبت مدیران مستقل بیشتری و تعداد سهام بیشتری دارند و با اطلاعات محرمانه‌‌تر در قیمت سهام ارتباط مثبتی دارند. اینگونه استدلال می‌‌شود که مدیرانی که مایل به حفظ شهرت خود در بازار کارند، محیط اطلاعات شرکت را با تشویق مدیران به انتشار اطلاعات دقیق‌‌تر دربارۀ شرکت بهبود می‌‌بخشد. یافته‌‌های پژوهش به‌شدت برای پروکسی‌‌های جایگزین برای محتوای اطلاعات خاص شرکت و رفع مشکلات درون‌‌زای شرکت است؛ درنهایت، شواهدی وجود دارد مبنی بر اینکه انگیزه‌‌های شهرت مدیران با تعداد سهام معامله‌شده در شرکت ارتباط دارد. با توجه به شرایط مشابه، می‌‌توان اذعان داشت نتیجۀ آزمون فرضیه‌‌های پژوهش مبنی بر اینکه انگیزۀ شهرت مدیران سبب افزایش شفافیت غنای اطلاعاتی قیمت سهام می‌‌شود، با نتایج پژوهش‌های سیلا و همکاران (2017)، فاهلنبراخ و همکاران (2017)، دو[69]، هو[70]، تانگ[71] و یاهو[72] (2018) و ماسیولیس و موبز (2014) منطبق است.

با توجه به نتایج، موضوع‌های زیر برای انجام پژوهش‌‌های جدید پیشنهاد می‌‌شود: 1) در این مطالعه، ارتباط خطی انگیزۀ شهرت مدیران و غنای اطلاعاتی قیمت سهام در شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد که می‌توان در مطالعات بعدی، با کنکاش ادبیات جدید و رویکردهای جدید اقتصادسنجی، روابط غیرخطی درجۀ دوم و سوم آنان را نیز بررسی کرد. 2) در این پژوهش، شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده‌‌اند؛ بنابراین، پیشنهاد می‌‌شود در پژوهش‌‌های بعدی این موضوع در شرکت‌‌های فرابورس و خارج از بورس نیز بررسی شود. 3) رابطۀ رگرسیونی این پژوهش برای تمام صنایع عضو نمونۀ آماری به‌صورت یکجا برآورد شده است؛ ازاین‌‌رو، پیشنهاد می‌‌شود در مطالعات بعدی، این رابطه برای صنایع گوناگون به تفکیک برآورد شود.

انجام این پژوهش همانند بسیاری از پژوهش‌‌ها در حوزۀ بورس اوراق بهادار تهران با محدودیت‌‌هایی روبه‌رو بود؛ ازجمله دسترسی‌نداشتن به اطلاعات همراه صورت‌‌های مالی برخی شرکت‌‌ها برای دست‌‌یابی به کیفیت افشای اطلاعات در صورت‌‌های مالی در بعضی شرکت‌‌ها که سبب شد تعداد شرکت‌‌های کمتری آزمون و بررسی شوند.



[1]. Chen

[2]. Cheng

[3]. Wang

[4]. Armstrong

[5]. Balakrishnan

[6]. Cohen

[7]. Beekes

[8]. Pope

[9]. Young

[10]. Masulis

[11]. Mobbs

[12]. Fama

[13]. Jensen

[14]. Ferreira

[15]. Shivdasani

[16]. Ryan

[17]. Wiggins

[18]. Fahlenbrach

[19]. Low

[20]. Stulz

[21]. Knyazeva

[22]. Masulis

[23]. Hutton

[24]. Marcus

[25]. Tehranian

[26]. Kim

[27]. Li

[28]. Zhang

[29]. Ben-Nasr

[30]. Cosset

[31]. Sila

[32]. Gonzalez

[33]. Hagendorff

[34]. Lang

[35]. Lins

[36]. Maffett

[37]. Hwang

[38]. Xie

[39]. Ragunathan

[40]. Raposo

[41]. Akbas

[42]. Meschke

[43]. Wintoki

[44]. Leuz

[45]. Wysocki

[46]. Jin

[47]. Myers

[48]. Core

[49]. Guay

[50]. Jiang

[51]. Wan

[52]. Zhao

[53]. Idiosyncratic volatility

[54]. Gul

[55]. Srinidhi

[56]. Ng

[57]. Laux

[58]. Umutlu

[59]. Roll

[60]. Goldstein

[61]. Lee

[62]. Institutional shareholders service

[63]. Ota

[64]. Kawase

[65]. Lau

[66]. Robustness check

[67]. Cross section

[68]. Breusch-Godfrey

[69]. Du

[70]. Hou

[71]. Tang

[72]. Yao

[1] افلاطونی، ع. (1393). تجزیه و تحلیل آماری با Eviews در تحقیقات حسابداری و مدیریت مالی. تهران: ترمه.

[2] بشیرخداپرستی، ر.، صبا، م.، و برومندزاده، ح. (1397). کارآیی مدل پنج‌عاملی فاما و فرنچ در سهام تهاجمی و تدافعی. راهبرد مدیریت مالی،
6 (4)، 109-130.

 

References

[3] Adams, R., & Ferreira, D. (2008). Do directors perform for pay? Journal of Accounting and Economics, 46, 154-171. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2008.06.002.

[4] Adams, R. B., & Ragunathan, V. (2015). Lehman sisters (Unpublished Working Paper).Available at: SSRN3046451. http://www.fmaconferences.org/Orlando/Papers/AdamsRagunathan.pdf

[5] Aflatooni, A. (2015). Statistical Analysis with Eviews in Accounting and Finance Research. Tehran: Terme. (In Persian).

[6] Akbas, F., Meschke, F., & Wintoki, M. B. (2016). Director networks and informed traders. Journal of Financial Economics, 62, 1–23. https://doi.org/10.1016/j.jacceco. 2016.03.003.

[7] Armstrong, C. S., Balakrishnan, K., & Cohen, D. (2012). Corporate governance and the information environment: Evidence from state antitakeover laws. Journal of Accounting and Economics, 53 (1-2), 185-204. https://doi.org/10.1016/j.jacceco. 2011.06.005.

[8] Armstrong, C. S., Core, J. E., & Guay, W. R. (2014). Do independent directors cause improvements in firm transparency? Journal of Financial Economics, 113 (3), 383-403. https://doi.org/10.1016/j.jfineco. 2014.05.009.

[9] Bashir Khodaparast, R., Saba, M., & Boroumandzadeh, H. (2019). Performance of Fama and French five-factor model in offensive and defensive stocks. Financial Management Strategy, 6 (4), 109-130.

[10] Beekes, W., Pope, P., & Young, S. (2004). The link between earnings timeliness, earnings conservatism and board composition: Evidence from the UK. Corporate Governance: An International Review, 12 (1), 47-59. https://doi.org/ 10.1111/j.1467-8683.2004.00342.x.

[11] Ben-Nasr, H., & Cosset, J. C. (2014). State ownership, political institutions and stock price in formativeness: Evidence from privatization. Journal of Corporate Finance, 29, 179-199. https://doi.org/ 10.1016/j.jcorpfin.2014.10.004.

[12] Chen, X., Cheng, Q., & Wang, X. (2015). Does increased board independence reduce earnings management? Evidence from recent regulatory reforms. Review of Accounting Studies, 20 (2), 899-933. https://doi.org/10.1007/s11142-015-9316-0Chen, Q., Goldstein, I., & Jiang, W. (2006). Price in formativeness and investment sensitivity to stock price. The Review of Financial Studies, 20 (3), 619-650. https://doi.org/10.1093/rfs/hhl024.

[13] Du, J., Hou, Q., Tang, X., & Yao, Y. (2018). Does independent directors’ monitoring affect reputation? Evidence from the stock and labor markets. China Journal of Accounting Research, 11 (2), 91-127. https://doi.org/10.1016/j.cjar.2018. 01.002.

[14] Fahlenbrach, R., Low, A., & Stulz, R. M. (2010). Why do firms appoint CEOs as outside directors? Journal of Financial Economics, 97(1), 12-32. https://doi.org/ 10.1016/j.jfineco.2010.01.003.

[15] Fahlenbrach, R., Low, A., & Stulz, R. M. (2017). Do independent director departures predict future bad events? Review of Financial Studies, 30, 2313–2358. https://doi.org/10.1093/rfs/hhx009.

[16] Fama, E. F. (1980). Agency problems and the theory of the firm. Journal of Political Economy, 88(2), 288-307. https://doi.org/ 10.1086/260866.

[17] Fama, E. F., & French, K. R. (2015). A five-factor asset pricing model. Journal of Financial Economics, 116 (1), 1-22. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2014.10.010.

[18] Fama, E. F., & Jensen, M. C. (1983). Agency problems and residual claims. The Journal of Law and Economics, 26(2), 327-349. https://doi.org/10.1086/467038.

[19] Ferreira, D., Ferreira, M. A., & Raposo, C. C. (2011). Board structure and price in formativeness. Journal of Financial Economics, 99, 523–545. https://doi.org/ 10.1016/j.jfineco.2010.10.007.

[20] Ferreira, M. A., & Laux, P. A. (2007). Corporate governance, idiosyncratic risk and information flow. The Journal of Finance, 62 (2), 951-989. https://doi.org/ 10.1111/j.1540-6261.2007.01228.x.

[21] Gul, F. A., Srinidhi, B., & Ng, A. C. (2011). Does board gender diversity improve the in formativeness of stock prices? Journal of Accounting and Economics, 51 (3), 314-338. https://doi.org/ 10.1016/j.jacceco.2011.01.005.

[22] Hutton, A. P., Marcus, A. J., & Tehranian, H. (2009). Opaque financial reports, R2 and crash risk. Journal of Financial Economics, 94 (1), 67-86. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2008.10.003.

[23] Hwang, B-H., & Kim, S. (2009). It Pays to Have Friends. Journal of Financial Economics, 93, 138–158. https://doi.org/ 10.1016/j.jfineco.2008.07.005.

[24] Jiang, W., Wan, H., & Zhao, S. (2016). Reputation concerns of independent directors: Evidence from individual director voting. Review of Financial Studies, Stud, 29 (3), 655–696. https://doi.org/ 10.1093/rfs/hhv125.

[25] Jin, L., & Myers, S. C. (2006). R2 around the world: New theory and new tests. Journal of Financial Economics, 79, 257–292. https://doi.org/10.1016/j.jfineco. 2004.11.003.

[26] Kim, J. B., Li, Y., & Zhang, L. (2011). Corporate tax avoidance and stock price crash risk: Firm-level analysis. Journal of Financial Economics, 100(3), 639-662. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2010.07.007.

[27] Knyazeva, A., Knyazeva, D., & Masulis, R. W. (2013). The supply of corporate directors and board independence. The Review of Financial Studies, 26(6), 1561-1605. https://doi.org/10.1093/rfs/hht020.

[28] Lang, M., Lins, K. V., & Maffett, M. (2012). Transparency, liquidity and valuation: International evidence on when transparency matters most. Journal of Accounting Research, 50 (3), 729-774. https://doi.org/10.1111/j.1475-679X.2012. 00442.x.

[29] Lee, Y. C., & Wang, M. C. (2017). How does corporate control affect the appointment, auditing expertise and reputation of independent directors? Evidence from Taiwan. The Quarterly Review of Economics and Finance, 64, 130-140. https://doi.org/10.1016/j.qref.2016.06.010.

[30] Leuz, C., & Wysocki, P. D. (2016). The economics of disclosure and financial reporting regulation: Evidence and suggestions for future research. Journal of Accounting Research, 54 (2), 525-622. https://doi.org/10.1111/1475-679X.12115.

[31] Masulis, R. W., & Mobbs, S. (2014). Independent director incentives: Where do talented directors spend their limited time and energy? Journal of Financial Economics, 111 (2), 406-429. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2013.10.011.

[32] Masulis, R.W., Wang, C., & Xie, F. (2012). Globalizing the boardroom – the effect of foreign directors on corporate governance and firm performance. Journal of Accounting and Economics, 53, 527–554. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2011.12.003.

[33] Ota, K., Kawase, H., & Lau, D. (2019). Does reputation matter? Evidence from share repurchases. Journal of Corporate Finance, 58, 287-306. https://doi.org/ 10.1016/j.jcorpfin.2019.05.006.

[34] Roll, R. (1988). R2. The Journal of Finance. 43, 541–566. https://doi.org/ 10.1111/j.1540-6261.1988.tb04591.x.

[35] Ryan, J. R. H. E., & Wiggins III, R. A. (2004). Who is in whose pocket? Director compensation, board independence and barriers to effective monitoring. Journal of Financial Economics, 73 (3), 497-524. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2003.11.002.

[36] Shivdasani, A. (1993). Board composition, ownership structure and hostile takeovers. Journal of Accounting and Economics, 16 (1-3), 167-198. https://doi.org/10.1016/0165-4101(93) 90009-5.

[37] Sila, V., Gonzalez, A., & Hagendorff, J. (2017). Independent director reputation incentives and stock price in formativeness. Journal of Corporate Finance, 47, 219-235. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin. 2017.09.018.

[38] Umutlu, M. (2019). Does idiosyncratic volatility matter at the global level? The North American Journal of Economics and Finance, 47, 252.268. https://doi.org/ 10.1016/j.najef.2018.12.015.

[39] Wang, L. (2015). Protection or expropriation: Politically connected independent directors in China. Journal of Banking & Finance, 55, 92-106. https://doi.org/10.1016/j.jbankfin.2015.02.015.

[40] WWW. Tse.ir/archive

[41] WWW. Codal.ir