نویسندگان
1 دانشگاه
2 دانشگاه آزاد اسلامی قزوین-باراجین
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
One of the most important principles of corporate governance, the CEO of the Company on the Company's operations and results could be the different ways it affects. One of the current discussions on the theme of the CEO, focused on the issue of the CEO reputation.The goal of this research is evaluating the effect of CEO reputation on relationship between agency costs and cumulative abnormal returns in firms over(under)investment. In this research, information was collected from company listed in TSE during 1383 -1391. capital investment ratio as the indicator of measuring over(under)investment, free cash flow and interaction between growth opportunities and free cash flow as the indicators of agency costs. research method was descriptive correlation and for hypothesis test of method pooled Least Squares . the research finding show the negative and significant relationship between agency costs and cumulative abnormal returns and effect CEO reputation and factors(CEO Tenure, CEO outsider,CEO perform) on the relationship are positive and significant.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
یکی از قابل تأمل ترین و چالش برانگیزترین مسایل عصر حاضر، بحث توسعه اقتصادی است؛ به گونه‌ای که تحقق آن به یکی از اهداف اساسی سیاست‌گذاری‌ها و تصمیم گیری‌های اقتصادی کشورها تبدیل شده است [10]. از عوامل مؤثر بر رشد و توسعه پایدار اقتصادی، سرمایه‌گذاری مؤثر است. بدین منظور، یک واحد اقتصادی برای سرمایه‌گذاری در طرح‌های مختلف، باید حد یا میزان سرمایه‌گذاری را با توجه به محدودیت منابع، مورد توجه قرار دهد. با توجه به محدودیت منابع، علاوه بر مسأله توسعه سرمایه‌گذاری، افزایش کارایی سرمایه‌گذاری نیز از جمله مسایل با اهمیت است [11]. به طور مفهومی کارایی سرمایه‌گذاری زمانی حاصل می‌شود که شرکت –فقط- در تمامی طرح‌هایی با ارزش فعلی خالص مثبت سرمایه‌گذاری کند. البته این سناریو در صورتی سازگار است که بازار کامل باشد و هیچ یک از مسایل بازار ناقص از جمله گزینش نادرست و هزینه‌های نمایندگی وجود نداشته باشد [15،30]؛ علاوه بر این کارایی سرمایه‌گذاری و یا سرمایه‌گذاری در حد بهینه، مستلزم آن است که از یک سو، از مصرف منابع در فعالیت‌هایی که سرمایه‌گذاری در آن بیش از حد مطلوب انجام شده است، جلوگیری شود و از سوی دیگر، منابع به سمت فعالیت‌هایی که نیاز بیشتری به سرمایه‌گذاری دارد، هدایت شود [11]. سرمایه گذاران به عنوان یکی از عوامل خارجی نظام حاکمیت شرکتی نقش مهمی در رفع عدم تقارن اطلاعاتی و کاهش هزینه‌های نمایندگی دارند. سرمایه گذاران با پیاده سازی حاکمیت شرکتی، شفافیت اطلاعاتی را افزایش داده، از عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی می‌کاهند و این عمل موجب تقویت کارایی بازار سرمایه می‌شود؛ به طوری که انتظار می‌رود، نوسان پذیری بازده سهام کاهش یافته، سبب ایجاد بازاری جذاب و مطمئن برای سرمایه گذاران جدید شود. موضوع سرمایه گذاران به عنوان یکی از عوامل نظام حاکمیت شرکتی از نظر مفهوم نظارت کارآمد قابل طرح است؛ به گونه‌ای که از منظر نظارت کارآمد، وجود سرمایه گذاران به استقرار نظام حاکمیت شرکتی منجر شده، از هزینه نمایندگی می‌کاهد. هزینه‌های نمایندگی اثر معکوسی بر ارزش شرکت دارند؛ یعنی اگر بازار انتظار وقوع چنین هزینه‌هایی را داشته باشد ارزش شرکت کاهش خواهد یافت. شماری از سازوکارهای حاکمیت شرکتی وجود دارند که می‌توانند به کاهش هزینه‌های نمایندگی و اثرات منفی آن بر ارزش شرکت کمک نمایند. اهمیت تقویت رویه‌های حاکمیت شرکتی در افزایش کیفیت اطلاعات مالی و حسابداری، بهبود عملکرد شرکت و همچنین افزایش ارزش بازار شرکت از طریق کاهش هزینه‌های نمایندگی مورد پذیرش عموم قرار گرفته است [17].
بیش (کم) سرمایه‌گذاری
با توجه به تحولاتی که در جهان امروز رخ داده است، خصوصاً در کشورهای در حال توسعه که با تهدیدهای عدیده‌ای روبرو هستند، این کشورها، برای حل مشکلات اقتصادی خود نیازمند راهکارهای مناسب برای استفاده بهتر از امکانات هستند. در این راستا یکی از راهکارهای مهم، بسط و توسعه سرمایه‌گذاری است [3]. با توجه به محدودیت منابع، علاوه بر مسأله توسعه سرمایه‌گذاری، افزایش کارایی سرمایه‌گذاری از جمله مسایل بسیار با اهمیت است. کارایی سرمایه‌گذاری مستلزم آن است که از یک سو، از مصرف منابع در فعالیت‌هایی که سرمایه‌گذاری در آن بیشتر از حد مطلوب انجام شده است، ممانعت شود (جلوگیری از بیش سرمایه‌گذاری) و از دیگر سو، منابع به سمت فعالیت‌هایی که نیاز بیشتری به سرمایه‌گذاری دارد، هدایت گردد (جلوگیری از کم سرمایه‌گذاری) [11]. حداقل دو معیار نظری برای تعیین کارایی سرمایه‌گذاری وجود دارد. اول اینکه یک شرکت نیاز دارد تا به منظور تأمین مالی فرصت‌های سرمایه‌گذاری، منابع را جمع‌آوری کند. در یک بازار کارا، همه پروژه‌های با ارزش فعلی خالص مثبت باید تأمین مالی شوند. هر چند بخش عمده‌ای از ادبیات موجود در حوزه مالی نشان داده است که محدودیت‌های مالی، توانایی مدیران را برای تأمین مالی محدود می‌سازد [22]. یکی از مواردی که می‌توان استنباط کرد این است که شرکت‌ها در مواجهه با محدودیت تأمین مالی ممکن است به دلیل هزینه‌های زیاد تأمین مالی از قبول و انجام پروژه‌های با ارزش خالص فعلی مثبت صرفنظر نمایند که این کار به کم سرمایه‌گذاری منجر می‌شود به علاوه اگر شرکتی تصمیم به تأمین مالی بگیرد با انتخاب پروژه‌های نامناسب در جهت منافع خویش و یا حتی سوءاستفاده از منابعی مثل جریان‌های نقد آزاد، اقدام به سرمایه‌گذاری نا کارا نماید. بیشتر مقاله‌های موجود پیش‌بینی می‌کنند که انتخاب پروژه‌های ضعیف باعث بیش سرمایه‌گذاری می‌شود و تعداد اندکی از این مقاله‌ها نیز پیش‌بینی می‌کنند که انتخاب پروژه‌های ضعیف می‌تواند سبب کم سرمایه‌گذاری شود [2]. مسأله مهم این است که اعتبار هیأت مدیره می‌تواند به کارایی سرمایه‌گذاری به دلیل انتخاب پروژه‌های ضعیف، اثرگذار باشد و نیزموجب کاهش بازده غیرعادی انباشته و کارایی بازار سرمایه را فراهم سازد.
تعامل بین فرصت‌های رشد و جریان وجوه نقد آزاد
در این گروه، هزینه‌های نمایندگی تابعی از تعامل بین جریان‌های نقد آزاد و فرصت‌های رشد شرکت است. جنسن در نظریه جریان‌های نقد آزاد بیان می‌نماید که مدیران به جای توزیع جریان‌های نقد آزاد بین مالکان، تمایل به سرمایه‌گذاری مجدد آن در شرکت دارند. چرا که پرداخت وجه به سهامداران موجب کاهش منابع تحت کنترل مدیران و در نتیجه کاهش قدرت آنان می‌گردد. از طرفی این امر احتمالاً به دلیل نیاز به جذب سرمایه جدید توسط شرکت موجب افزایش نظارت بازار سرمایه خواهد شد. به عبارت دیگر، انباشت جریان‌های نقدی آزاد باعث کاهش توان نظارت بازار بر تصمیم‌های مدیریت می‌شود. مدیران تمایل به رشد شرکت بیش از اندازه بهینه آن دارند، زیرا رشد شرکت با افزایش منابع تحت کنترل مدیران، افزایش قدرت و همچنین افزایش پاداش آنها را در پی خواهد داشت. با توجه به متفاوت بودن اهداف مدیران از اهداف مالکان، وجود جریان‌های نقد ایجاد شده در داخل شرکت مازاد بر نقد لازم برای تأمین مالی پروژه‌های جدید با خالص ارزش فعلی مثبت، به سرمایه‌گذاری این مبالغ در پروژه‌هایی با خالص ارزش فعلی منفی منجر شده و در نتیجه موجب ایجاد پتانسیل اتلاف این منابع خواهد شد. در نتیجه شرکت‌های دارای جریان‌های نقدی آزاد بالا و فرصت‌های رشد سرمایه‌گذاری کم، دارای هزینه نمایندگی بالایی هستند [23]. به اعتقاد جنسن شرکت‌های با رشد سودآوری کم به احتمال بیشتر جریان نقد آزاد را در پروژه‌های غیرسودآور سرمایه‌گذاری می‌کنند. هر چند در بعضی موارد با وجود اینکه کنترل و نظارت توسط سرمایه‌گذاران نهادی و نمایندگانشان صورت نمی‌گیرد، ولی مدیران ممکن است آن پروژه‌ها و فعالیت‌هایی را که خالص ارزش فعلی مثبتی دارند را انتخاب، و این پروژه‌ها و فعالیت‌ها ممکن است برای آنها مزایا و پاداش به همراه داشته باشد. تشخیص هزینه نمایندگی جریان نقد آزاد (سرمایه‌گذاری در پروژه‌هایی با خالص ارزش فعلی منفی) خیلی مشکل است. مدیران تمایل دارند بازده این نوع سرمایه‌گذاری جریان نقد آزاد را مخفی نگه دارند، ولی در هر حال، سرمایه‌گذاری جریان نقد آزاد در پروژه‌های با خالص ارزش منفی در آینده مشخص گردیده و باعث کاهش قیمت سهام شرکت خواهد شد، که این نتایج باعث کاهش بازده سهام شده و سهامداران ممکن است درصدد تغییر هیأت مدیره و مدیران اجرایی برآیند. ریچاردسون در پژوهشی دریافت که سرمایه‌گذاری به میزانی بیش از حد بهینه، در شرکت‌های دارای سطوح بالای جریان نقد آزاد، بیشتر است [28]. آپلر و تیتمن بیان نمودند که شرکت‌های با فرصت رشد بالا، احتمالاً بهتر مدیریت شده و ازجریان‌های نقد آزاد کمتری نیز برخوردارند، زیرا وجه نقد موجود در پروژه‌هایی با خالص ارزش فعلی مثبت سرمایه‌گذاری می‌شود [27]. برای اندازه گیری فرصت‌های رشد می‌توان از معیارهای مختلفی همچون رشد فروش، رشد سود عملیاتی و شاخص کیوتوبین و غیره استفاده نمود. در پژوهش حاضر برای اندازه گیری هزینه‌های نمایندگی از تعامل بین فرصت‌های رشد و جریان‌های نقد آزاد استفاده شد. از جمله پژوهشگرانی که از این معیار برای اندازه گیری هزینه‌های نمایندگی بهره جسته‌اند، می‌توان به دوکاس، کیم و پانتزالیس (2000)، مک نایت و ویر (2008) و دوکاس، مک نایت و پانتزالیس (2005) اشاره نمود.
اعتبار هیأت مدیره
اساساً اعتبار هیأت مدیره تحت تأثیر ارزیابی بازار، از توانایی او است. همه افراد، مدیران توانمند را می‌ستایند و مدیران توانمند بر نهادهای خود و محیط‌های خارجی نفوذ و تسلط دارند. آنها منابع قابل توجهی - اعم از مالی و غیرمالی- در اختیار دارند و این منابع را برای دستیابی به اهدافشان هدایت می‌کنند. علاوه بر این آنها به طور قابل ملاحظه‌ای در پی جلب توجه گزینش‌گران (رأی دهندگان) داخلی و خارجی هستند و برای تقویت و گسترش تأثیر آنها و ایجاد نتیجه و بازده با آنها، از نفوذ خود استفاده می‌کنند. نفوذ مدیران موجب ایجاد اعتبار و شهرت آنان در بین سهامداران می‌شود. یک نظام حاکمیت شرکتی باید بکوشد تا سهامداران را از رفتار مغرضانه و مبتنی بر نفع شخصی مدیران، مصون بدارد. وجود یک هیأت مدیره توانا می‌تواند باعث ایجاد ثبات، باروری و کارآمدی سازمان شود و اعتماد سهامداران را جلب نماید. توانایی و اعتبار هیأت مدیره، انرژی اساسی و بنیادی برای راه اندازی و پیگیری فرآیند عملی کردن یک خواسته و هدف است؛ خصوصیتی که بدون آن مدیران قادر به اداره شرکت نخواهند بود. اعتبار در شرکت‌ها اغلب در نتیجه کار کردن با افراد و به واسطه آنان به دست می‌آید. هیأت مدیره‌های معتبر بیشتر قادر خواهند بود که تصمیماتشان را عملی کنند، از این رو زمانی که تصمیمات خوبی اتخاذ می‌کنند، تأثیر و نتیجه مثبتی می‌گذارند و تصمیمات بد و نامناسب آنها عواقبی برای شرکت به همراه دارد. پژوهش‌ها همچنین تصدیق می‌کنند که بیشتر احتمال دارد که مدیران توانمند و مشهور اهداف و مقاصدشان را پیگیری کنند و این گونه تأثیر مثبتی در عملکرد و کارایی شرکت‌ها داشته باشند. این مدیران همچنین شبکه‌های ارتباطی فردی و حرفه‌ای قدرتمندی را گسترش می‌دهند که می‌توانند اطلاعات مهم بازار و قراردادهای سودمندی را در دسترس‌شان قرار دهند. فینکل ستین[1] (1992) بیان می‌کند، دانش بالا، تجربه یا دسترسی به اطلاعات محرمانه درون یک شرکت و اطلاعات مربوط به محیط خارج از شرکت منتج به قدرت و اعتبار هیأت مدیره می‌شود. نیروی تخصص، یک مدیر اجرایی را در موقعیتی قرار می‌دهد که بتواند مسایل مربوط به بی ثباتی و عدم قطعیت را رفع کند و به موجب آن بر انتخاب‌های شرکت اثر بگذارد. دانش تخصصی، از طریق تجربه، تحصیلات و ارتباطات شبکه‌ای در زمینه‌های مرتبط حاصل می‌شود. نیروی متخصص در مدیران اغلب منحصر به یک زمینه یا یک صنعت خاص است. نفوذ و اعتبار از احساس و تلقی مثبتی که دیگران، بر مبنای حسن شهرت هیأت مدیره دارند، حاصل می‌شود. اعتبار ممکن است از سابقه تحصیلی، وابستگی به نهادها یا انجمن‌ها، روابط دولتی، روابط شخصی با افراد برجسته یا موفقیت‌های فوق‌العاده منتج شود. با این حال، شناسایی عوامل تجربی اعتبار هیأت مدیره به چالش گذاشته می‌شود، زیرا ارزیابی اعتبار هیأت مدیره چند بعدی است و شامل شایستگی در کار، توانایی، درستی و ... هستند و ویژگی‌هایی هستند که به صورت کمی قابل بیان هستند [24]. در این پژوهش برای اندازه گیری اعتبار هیأت مدیره، روش‌های تجربی زیر را به کار می‌گیریم:
الف- مدت تصدی هیأت مدیره
یکی از مباحث موجود در زمینه موضوع هیأت مدیره، بر مسأله مدت تصدی اعضای هیأت مدیره تمرکز دارد. قضاوت سرمایه گذاران از توانایی هیأت مدیره می‌تواند تحت تأثیر روابط بلندمدت سرمایه گذاران و اعضاء هیأت مدیره باشد؛ به عبارت دیگر دوره تصدی طولانی تر هیأت مدیره باعث ایجاد فرصت‌های بیشتری برای شرکت کنندگان در بازار سرمایه می‌پشود تا توانایی هیأت مدیره را ارزیابی کنند. سهامداران از اعضای هیأت مدیره انتظارهایی دارند. اعضای هیأت مدیره می‌توانند از طریق انعقاد قراردادهای کارا در طی دوره تصدی خود و ارایه خدمات مطلوب، بیش از حد انتظار سهامداران موجب ایجاد اعتبار شغلی و در نتیجه تصدی طولانی‌تر شوند. به عبارت دیگر، دوره تصدی طولانی تر می‌تواند حاکی ازآن باشد که اطمینان بیشتری از توانایی تخمین زده آنان از سوی سهامداران وجود دارد. حضور طولانی مدت اعضای هیأت مدیره موجب ایجاد تمایل در آنان برای حفظ قدرت و تصدی می‌شود. تلاشی که هیأت مدیره در جهت حفظ قدرت و اعتبار به کار می‌گیرند و یا ترس از احتمال طرح دعاوی حقوقی علیه آنها ساختارهایی است که مانع رفتارهای نامناسب هیأت مدیره می‌شود. سهامداران با گذشت زمان شناخت بهتری از فعالیت‌های هیأت مدیره به دست آورده و تجربه بیشتری کسب می‌کنند و بدین ترتیب توانایی آنها در مورد مناسب بودن یا نبودن فعالیت‌های هیأت مدیره افزایش می‌یابد. بنابراین تصدی طولانی مدت اعضای هیأت مدیره می‌تواند اعتبار هیأت مدیره را بهبود بخشد. با توجه به اینکه مدیران جدید هر دو سال یک بار از میان سهامداران و با رأی اکثریت آنان انتخاب می‌شوند، لذا هیأت مدیره می‌تواند گزینه ارزش خود را افزایش دهد و موجب جلب رضایت و اعتماد سهامداران شود تا سهامداران برای دوره‌های آتی آنان را به سمت اعضای هیأت مدیره منصوب نمایند و در طی دوره تصدی طولانی مدت، هیأت مدیره می‌تواند با افزایش ارزش، شهرت و اعتبار شغلی خود را در بازار سرمایه ارتقا بخشد.
ب- ترکیب هیأت مدیره
براساس نظریه نمایندگی، مدیران (نمایندگان) شرکت ممکن است تابع مطلوبیت خود را به قیمت زیرپاگذاری منافع سهامداران حداکثر نمایند. از این رو سهامداران کنترل و نظارت بر مدیریت شرکت را به هیأت مدیره واگذار نموده‌اند [18]. یکی از مباحث طرح شده در زمینه موضوع هیأت مدیره، بر مسأله ترکیب هیأت مدیره تمرکز دارد. ترکیب هیأت مدیره به عنوان نسبت اعضای غیرموظف هیأت مدیره به کل تعداد اعضای هیأت مدیره نگریسته می‌شود. هر چه ترکیب هیأت مدیره از اعضای مستقل‌تری تشکیل شده باشد، مشکلات نمایندگی کمتر می‌گردد [20]. معمولاً هیأت مدیره موظف هم‌تراز مدیرعامل قرار دارد. مدیرعامل بالاترین مقام اجرایی شرکت است و در انتخاب مدیران اجرایی (موظف)، قدرت کامل دارد. از این رو، با توجه به ارتباط تلویحی اعضای موظف هیأت مدیره با مدیرعامل، مدیران موظف شاید نتوانند وظایف نظارتی خود را به نحو اثربخش انجام دهند. ضمن آن که مدیران موظف ممکن است از موقعیت خود از طریق کنترل بر طرح‌های حقوق ومزایا و امنیت شغلی سوء استفاده نمایند. بر خلاف مدیران موظف، مدیران غیرموظف از مدیریت شرکت مستقل هستند و به همین دلیل در ایفای نقش نظارتی خود موثرتر عمل می‌نماید. از این رو از دیدگاه نظری، هنگامی که هیأت مدیره مستقل از نسبت بالایی از اعضای غیرموظف تشکیل شده باشد، عملکرد شرکت ارتقا می‌یابد [26]. از آنجا که مدیران غیرموظف اکثراً در سایر شرکت‌ها دارای سمت‌های اجرایی مدیریت یا تصمیم گیری هستند، انگیزه بالایی برای کسب اعتبار به عنوان متخصص امر تصمیم گیری و برخورداری از فرصت‌های شغلی بهتر در آینده دارند. عدم همسویی مدیران موظف برای استفاده از ثروت مالکان برای منافع شخصی خویش با انگیزه مدیران غیرموظف برای کسب اعتبار باعث بهبود نظارت بر مدیریت شرکت به دلیل حضور مدیران غیرموظف در هیأت مدیره و در نتیجه بهبود عملکرد شرکت شده و کاهش هزینه‌های نمایندگی را در پی خواهد داشت [18]. بسیاری از پژوهش‌ها، حامی این دیدگاه هستند که مدیران غیرموظف دارای اثرات مثبتی هستند و همچنین دریافته‌اند که هیأت مدیره‌هایی که تحت تسلط مدیران غیرموظف هستند به احتمال بیشتری در پی کسب بهترین منافع برای سهامداران خواهند بود. به طور مثال پیزن، پوپ و یانگ (2003) نشان دادند در صورتی که اکثریت اعضای هیأت مدیره با مدیران مستقل غیرموظف باشد، هیأت مدیره از کارایی بسیار بیشتری برخوردار خواهد بود. در کشور انگلستان و استرالیا، حضور حداقل 3 عضو غیرموظف در ترکیب هیأت مدیره الزامی است. همچنین قوانین موجود در آمریکا، شرکت‌ها را ملزم نموده‌اند که حداقل دو سوم ترکیب هیأت مدیره، متشکل از اعضای غیرموظف باشد [14]. اعضای غیرموظف باید مهارت‌ها، تجربیات و جسارت لازم برای به چالش کشیدن مدیران اجرایی را داشته باشند. مسأله‌ای که بسیاری از شرکت‌ها با آن دست به گریبان هستند، مسأله قدرت برخی مدیران اجرایی است. در بسیاری شرکت‌ها قدرت زیادی به مدیران اجرایی واگذار شده است، به گونه‌ای که این قدرت می‌تواند برای شرکت زیان آور باشد. برای حل این مشکل در اکثر نقاط دنیا، هیأت‌های مدیره کارآمد تر شده‌اند، تعداد مدیران مستقل افزایش یافته است و "مدیران حرفه‌ای واقعی" به هیأت مدیره اعتبار و ارزش می‌دهند.
ج- عملکرد هیأت مدیره
انتظار می‌رود هیأت مدیره‌ای با نفوذ و معتبر حجم بالایی از معاملات را انجام دهد و در فعالیت‌های مخاطره آمیز مشارکت کند و همواره ریسک پذیری زیادی داشته باشد. پژوهش‌ها تصدیق می‌کنند بازده مورد انتظار هر سرمایه‌گذاری با سطح ریسک آن رابطه بنیادی و اساسی دارد، به طوری که زمانی یک طرح با ریسک بالا قابل قبول است که بازده پیش‌بینی شده آن نیز، بسیار بالا باشد. بنابراین بین ریسک و بازده رابطه مستقیم وجود دارد. مدیران با نفوذی که در طرح‌های مخاطره آمیز سرمایه‌گذاری می‌کنند بازده بالایی را پیش‌بینی می‌نمایند و انتظار می‌رود عملکرد (بازده) بالاتری را نیز نسبت به سایر شرکت‌های رقیب موجود در صنعت داشته باشند. لذا در این پژوهش برای بررسی عملکرد هیأت مدیره به عنوان یکی از عوامل ایجاد اعتبار، از تفاوت بازده هر شرکت با میانگین بازده صنعت مربوط به آن شرکت استفاده شده است. در صورتی که تفاوت بازده شرکت از میانگین بازده صنعت مثبت باشد نشان دهنده عملکرد مطلوب و در صورتی که تفاوت بازده شرکت از میانگین بازده صنعت منفی باشد، نشان دهنده عملکرد ضعیف هیأت مدیره است.
بازده غیرعادی انباشته
همه روزه جریان قدرتمند و مداوم اطلاعات بسیار زیاد به بازار وجود دارد. به عنوان مثال، اطلاعاتی مربوط به شرایط عمومی اقتصاد، بحران‌های بین المللی، سرمایه‌گذاری شرکت‌ها، کمبود مواد اولیه و اطلاعاتی از این دست که همه آنها بر بازده اوراق بهادار تأثیر می‌گذارد. اگر بازار کارا باشد؛ به محض دریافت این اطلاعات، قیمت اوراق بهادار باید واکنش نشان داده و تعدیل شود. واکنش معمولاً نمی‌تواند آنی باشد، ولی فاصله بین دریافت اطلاعات و واکنش قیمت‌ها باید با روش‌ها و تکنیک‌های در دسترس، برای دریافت و پردازش اطلاعات متناسب باشد. بعضی از بازارهای سرمایه از کارایی لازم برخوردار نیستند. در این بازارها اولاً اطلاعات به وفور و به سرعت در بازار پخش نمی‌شوند. ثانیاً قیمت اوراق بهادار نسبت به اطلاعات جدید بی تفاوت بوده و یا ممکن است عکس‌العمل قیمت اوراق بهادار نسبت به اطلاعات جدید بیشتر از حد مورد انتظار باشد. بعضی از اوقات ممکن است بازار واکنش کمتری نسبت به یک یا چند رویداد نشان دهد. در این گونه بازارها، تحلیل گران قوی وجود ندارند که اطلاعات را دریافت و درست ارزیابی کرده و تصمیم بگیرند. بنابراین، قیمت به درستی تعیین نمی‌شود، از این رو کسی احساس امنیت نمی‌کند، زیرا وی اطمینان ندارد؛ قیمتی را که برای یک ورقه بهادار دریافت یا پرداخت می‌کند، عادلانه است. هدف سرمایه‌گذاران از سرمایه‌گذاری کسب سود و نهایتاً به حداکثر رساندن ثروتشان است. به منظور تحقق بخشیدن به این امر سرمایه گذاران در دارایی‌هایی که دارای بازده بالا و ریسک نسبتاً پایینی هستند، سرمایه‌گذاری می‌کنند. چنانچه نرخ بازده یک سرمایه‌گذاری بیش از نرخ بازده مورد انتظارشان باشد ارزش آن دارایی بیشتر است و ثروت سرمایه‌گذار افزایش می‌یابد. در اینجا موضوعی که دارای اهمیت است، موضوع محاسبه بازده غیرعادی سهام است که بیش از هر چیز دیگر به وجود یک بازار فعال، پرتحرک و کارا متکی است. بازاری که معاملات سهام شرکت‌ها بی وقفه در آن جریان دارد و نسبت به اطلاعات حساس است و واکنش نشان می‌دهد. مدل استفاده شده در این پژوهش، مدل بازار است و آن استفاده از مجموعه اطلاعات ماهانه شرکت‌ها برای یافتن آلفا و بتا دقیق تر برای شرکت‌های نمونه و تشکیل مدل بازده مورد انتظار هر شرکت برای تک تک شرکت‌های عضو نمونه است. با همین مدل، بازده مورد انتظار ماهانه هر شرکت محاسبه و سپس تفاضل آن با بازده واقعی شرکت بازده غیرعادی شرکت تلقی می‌شود و از جمع بازده‌های غیرعادی ماهانه هر شرکت بازده غیرعادی سالانه که به آن بازده غیرعادی انباشته گفته می‌شود برای آن شرکت در سال مالی معین بدست می‌آید [21].
پیشینه پژوهش
چن و ژوزف یو (2012) به بررسی رابطه بین مالکیت مدیران و عملکرد شرکت در 98 شرکت تایوانی در بین سال‌های 2001 تا 2009 پرداختند. آنها از شاخص بازده دارایی‌ها برای ارزیابی عملکرد استفاده نمودند و نتیجه گرفتند که با افزایش مالکیت مدیران، عملکرد شرکت بهبود می‌یابد. در نتیجه بین این دو رابطه مثبت و معناداری وجود دارد [16]. اشمید و همکاران (2011) در پژوهشی با عنوان راهبری شرکتی و ارزش شرکت، تأثیر ارتباط میان راهبری شرکتی و ارزش شرکت‌ها را در 6663 مشاهده (شرکت-سال) در میان 22 کشور توسعه یافته با استفاده از شاخص کیوتوبین در سال‌های 2003-2007 بررسی کرده‌اند. شاخص‌های راهبری شرکتی شامل؛ پاسخگویی هیأت مدیره، افشای مالی و کنترل داخلی، حقوق سهامداران، دستمزد مدیرعامل و هیأت مدیره، کنترل بیرونی و رفتار اجتماعی شرکت است. یافته‌های آنها رابطه مثبت معنادار بین تمامی ویژگی‌های راهبری شرکتی و همچنین رفتار اجتماعی شرکت‌ها با ارزش شرکت را نشان می‌دهد [29]. جیان و لی (2011) به بررسی رابطه بین اعتبار هیأت مدیره و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌ها پرداختند. نتایج آنها نشان داد، بر اساس فرضیه کارایی قرارداد بین اعتبار هیأت مدیره و بازده غیرعادی انباشته رابطه مثبت و بر اساس فرضیه منفعت طلبانه رابطه منفی وجود دارد. راموس و اولالا (2011) ارتباط بین ویژگی‌های هیأت مدیره و عملکرد شرکت را در نمونه‌ای شامل 77 شرکت اروپایی طی سال‌های 2001-2007 بررسی کردند. نتایج حاکی از آن است که شرکت‌های با هیأت مدیره کوچکتر و تعداد اعضای مستقل بیشتر، عملکرد بهتری دارند [19]. عبدالرحمان و همکاران (2011) در پژوهشی بر روی 298 شرکت پذیرفته در بازار بورس مالزی طی سال‌های 2003 الی 2009 به بررسی اثر ویژگی‌های هیأت مدیره بر مدیریت سود و ریسک شرکت‌ها پرداختند. معیار ویژگی‌های هیأت مدیره در آن پژوهش شامل دانش مالی هیأت مدیره، تعداد جلسات هیأت مدیره، جدایی نقش رئیس هیأت مدیره از مدیرعامل، ترکیب هیأت مدیره و اندازه هیأت مدیره بود. همچنین معیار مدیریت سود، معادل دستکاری در اقلام تعهدی اختیاری تعریف شده است. آنها نشان دادند که ویژگی‌های هیأت مدیره نقش معناداری در کاهش مدیریت سود دارد. آنها همچنین دریافتند متغیر دوگانگی نقش مدیر عامل از نقش رئیس هیأت مدیره نسبت به سایر متغیرها تأثیر معنادارتری در کاهش مدیریت سود و کاهش ریسک شرکت‌ها دارد [13]. سیانسی،کاپلان واستیون (2010) به بررسی تأثیر اعتبار هیأت مدیره و ارایه دلیل برای عملکرد آتی ضعیف شرکت و مدیریت پرداختند. نتایج آنها نشان داد 1) توضیح‌های مدیریت بر قضاوت سرمایه گذاران از عملکرد آینده شرکت مؤثر است؛ 2) وجود اعتبار قبلی مدیریت یک ویژگی پایدار است، حتی زمانی که مدیریت توضیح غیرمحتملی ارایه دهد؛ 3) ارایه توضیح‌های قابل قبول، اعتبار مدیران را بهبود می‌بخشد.
لفرت (2007) به بررسی استقلال هیأت مدیره، عملکرد شرکت و تمرکز مالکیت پرداخت و با استفاده از داده‌های 4 ساله برای 160 شرکت به این نتیجه رسید که افزایش در نسبت اعضای غیرموظف هیأت مدیره باعث افزایش ارزش شرکت می‌شود. زمانی که نسبت اعضای غیرموظف و اعضای حرفه‌ای به طور جداگانه تجزیه و تحلیل می‌شوند، تنها نسبت اعضای غیرموظف هیأت مدیره است که ارزش شرکت را تحت تأثیر قرار می‌دهد. ریچاردسون (2006) در پژوهش خود میزان بیش سرمایه‌گذاری وجوه نقد آزاد در شرکت را بررسی کرده است. وی با استفاده از چارچوب محاسبه‌ای برای اندازه گیری بیش سرمایه‌گذاری و وجوه نقد آزاد، دلایلی را متناسب با تغییرات هزینه بودجه شده، حاکی از بیش سرمایه‌گذاری در شرکت‌ها با بیشترین میزان وجوه نقد آزاد، متذکر شده است. همچنین به نظر وی سهامداران فعال، بیش سرمایه‌گذاری شرکت را کاهش می‌دهند. وی وجوه نقد آزاد را به صورت جریان وجوه نقد فراتر از آنچه که برای حفظ دارایی‌های موجود و تأمین سرمایه‌های پیش‌بینی شده جدید ضروری هستند، تعریف کرده است. اسکات برای ارزیابی بیش سرمایه‌گذاری، کل مخارج سرمایه‌گذاری را به دو جز تقسیم کرده است: مخارج مورد نیاز سرمایه‌گذاری برای حفظ دارایی‌های موجود و مخارج جدید سرمایه‌گذاری. وی رابطه مثبتی را میان بیش سرمایه‌گذاری و وجوه نقد آزاد برای شرکت‌های دارای جریان وجه نقد مثبت پیدا کرده است.مورگاد و پیندادو (2005) پژوهشی در رابطه با ارزش شرکت و سرمایه‌گذاری آن انجام داده‌اند. نتایج حاصل از پژوهش با استفاده از روش داده‌های پانل به عنوان شیوه محاسبه، نشان می‌دهد که سطح مطلوبی از سرمایه‌گذاری وجود دارد. شرکت‌هایی که کمتر از میزان مطلوب سرمایه‌گذاری می‌کنند، دچار مشکل کم سرمایه‌گذاری هستند، ضمن اینکه برخی شرکت‌ها هستند که مشکل بیش سرمایه‌گذاری دارند. به علاوه شرکت‌های برخوردار از فرصت‌های ارزشمند سرمایه‌گذاری میزان مطلوبی از سرمایه‌گذاری را نسبت به شرکت‌هایی که دارای فرصت‌های سرمایه‌گذاری نیستند، حفظ می‌کنند. در واقع سطح مطلوبی از سرمایه‌گذاری وجود دارد که در آن پروژه‌های با ارزش فعلی خالص مثبت به اتمام می‌رسند. بنابراین شرکت‌هایی که از آن میزان تجاوز می‌کنند، خود را در یک فرایند بیش سرمایه‌گذاری می‌یابند، که این فرایند با دوری منافع میان سهامداران و مدیران ایجاد شده است و به واسطه وجود اطلاعات نامتقارن تسهیل گردیده است. در عوض شرکت‌هایی که به این میزان دست نمی‌یابند، خود را در یک فرایند کم سرمایه‌گذاری می‌بینند که به این معناست که وجود اطلاعات نامتقارن ارزش منابع مالی خارجی را افزایش می‌دهد. از این رو شرکت‌ها از انجام پروژه‌های با ارزش فعلی خالص مثبت صرف نظر می‌کنند. در این صورت فرایند کم سرمایه‌گذاری نیز به واسطه وجود اطلاعات نامتقارن تسهیل می‌گردد. نتیجه اینکه شرکت‌های برخوردار از فرصت‌های ارزشمند سرمایه‌گذاری می‌توانند تا رسیدن به سطح مطلوب، سرمایه‌گذاری کلان تری را انجام دهند. در حالی که شرکت‌های بدون اطلاعات ارزشمند سرمایه‌گذاری دارای سطح مطلوبی از سرمایه‌گذاری هستند که پایین تر از میزان سرمایه‌گذاری شرکت‌های قبلی است [25].
رضایی و جانقلی (1393) در پژوهشی به بررسی رابطه مدت تصدی هیأت مدیره با ریسک اطلاعات، هزینه نمایندگی و ارزش بازار سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. برای اندازه گیری ریسک اطلاعات از سه الگوی دی چاو و دیچو (2002)، الگوی سرمایه در گردش دی چاو و دیچو (2002) و الگوی فرانسیس و همکاران (2005) با رویکرد مبتنی بر خطای برآورد استفاده شد. از تعامل بین فرصت‌های رشد و جریان‌های نقدی آزاد به عنوان شاخص هزینه نمایندگی و از متغیر کیوتوبین برای اندازه گیری ارزش بازار سهام بهره گرفته شد. نتایج نشان می‌دهد که بین مدت تصدی هیأت مدیره و انحراف معیار اقلام تعهدی با استفاده از الگوهای دی چاو و دیچو (2002) و فرانسیس و همکاران (2005) رابطه منفی و معناداری وجود دارد. اما بین مدت تصدی هیأت مدیره و انحراف معیار اقلام تعهدی با استفاده از الگوی سرمایه در گردش دی چاو و دیچو (2002) رابطه معناداری وجود ندارد. همچنین، با افزایش مدت تصدی هیأت مدیره؛ هزینه نمایندگی و عملکرد شرکت افزایش می‌یابد [6]. دستگیر و یوسفی (1393) به بررسی ارتباط بین سود یا زیان شناسایی نشده ناشی از تورم، جریان‌های نقد آتی و بازده غیرعادی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. یافته‌های پژوهش آنها نشان می‌دهد که افزایش سود یا زیان شناسایی نشده ناشی از تورم، به افزایش جریان‌های نقد آتی حاصل از فروش دارایی‌ها منجر شده و باعث کاهش جریان‌های نقد عملیاتی آینده و بازده غیرعادی حاصل از سبدهای سرمایه‌گذاری طبقه‌بندی شده می‌شود [7]. برادران‌حسن زاده و همکاران (1393) در پژوهشی به تأثیر محدودیت‌های مالی و هزینه‌های نمایندگی بر کارایی سرمایه‌گذاری شرکت‌ها پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که محدودیت مالی با مدل وایت و وو تأثیری بر کارایی سرمایه‌گذاری ندارد و محدودیت مالی با مدل کاپلان تأثیری معنادار و مثبت بر کارایی سرمایه‌گذاری دارد و هزینه‌های نمایندگی تأثیری منفی و معنادار بر کارایی سرمایه‌گذاری دارد [1]. رضایی و مهدوی‌دوست (1391) به بررسی تأثیر شاخصه‌های راهبری شرکتی و ساختار مالکیت بر هزینه‌های نمایندگی پرداختند. در آن مطالعه، تصدی همزمان دو پست مدیرعامل و عضویت هیأت مدیره، مدت تصدی هیأت مدیره، درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره و مالکان نهادی به عنوان فرضیه‌های پژوهش بررسی شد. نتایج نشان داد بین متغیرهای نسبت اعضای غیرموظف هیأت مدیره و مدت تصدی هیأت مدیره رابطه مثبت و بین متغیر مالکان نهادی و هزینه نمایندگی رابطه منفی و بین تصدی همزمان دو پست مدیرعامل و عضویت هیأت مدیره رابطه معناداری وجود ندارد [8]. ثقفی و صفرزاده (1390) به بررسی کیفیت اطلاعات حسابداری، سرمایه‌گذاری بیش از حد و جریان نقد آزاد پرداختند. نتایج نشان داد هر چه کیفیت اطلاعات حسابداری شرکت‌ها بالاتر باشد، مسأله سرمایه‌گذاری بیش از حد، کم تر به وجود می‌آید و این رابطه در شرکت‌هایی با جریان‌های نقدی آزاد بالا بیشتر رخ می‌دهد و تأثیر کاهش سرمایه‌گذاری بیش از حد از طریق کیفیت اطلاعات حسابداری در این شرکت‌ها به مراتب بیشتر است [4]. ثقفی و معتمدی (1390) در پژوهشی به رابطه میان کیفیت حسابرسی و کارایی سرمایه‌گذاری در شرکت‌های با امکانات سرمایه‌گذاری بالا پرداختند. نتایج آنها نشان داد چنانچه شرکت‌های با امکانات سرمایه‌گذاری زیاد، از حسابرسان با کیفیت بالاتر استفاده کنند، سطح بالاتری از کارایی سرمایه‌گذاری را تجربه خواهند کرد. این در حالی است که کیفیت حسابرسی بالاتر، بر خلاف انتظار، تأثیری در کاهش دستکاری در اقلام تعهدی اختیاری ندارد [5]. مدرس و همکاران (1389) به بررسی اثر سهامداران نهادی به عنوان یکی از معیارهای حاکمیت شرکتی بر بازده سهامداران شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج نشان داد با وجود آن که میزان مالکیت نهادی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بسیار زیاد است؛ ولی هیچ گونه رابطه معناداری بین سهامداران نهادی و بازده وجود ندارد [12]. تهرانی وحصارزاده (1388) به بررسی تأثیرجریان‌های نقدی آزاد و محدودیت در تأمین مالی بر بیش سرمایه‌گذاری وکم سرمایه‌گذاری پرداختند. نتایج نشان داد رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و بیش سرمایه‌گذاری مستقیم و معنادار و بین محدودیت در تأمین مالی و کم سرمایه‌گذاری رابطه معناداری وجود ندارد [2].
فرضیه‌های پژوهش
فرضیه اصلی1: اعتبار هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه‌گذار مؤثر است.
فرضیه فرعی1-1: مدت تصدی اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه‌گذار مؤثر است.
فرضیه فرعی1-2: انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه‌گذار مؤثر است.
فرضیه فرعی1-3: عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه گذار مؤثر است.
فرضیه اصلی2: اعتبار هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم سرمایه‌گذار مؤثر است.
فرضیه فرعی2-1: مدت تصدی اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم سرمایه گذار مؤثر است.
فرضیه فرعی2-2: انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم سرمایه‌گذار مؤثر است.
فرضیه فرعی2-3: عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم سرمایه‌گذار مؤثر است.
روش پژوهش
روش پژوهش حاضر، توصیفی از نوع همبستگی و به روش پس رویدادی و بر مبنای هدف از نوع پژوهش کاربردی است. مبانی نظری و پیشینه پژوهش، به روش کتابخانه‌ای و داده‌های مورد نظر آزمون فرضیه‌های نیز به روش میدانی از گزارش‌های مالی موجود در آرشیو بورس اوراق بهادار تهران، بانک‌های اطلاعاتی موجود در بازار همچون ره آورد نوین، اطلاعات موجود در سایت کدال و سایر سایت‌ها و مأخذ معتبر، جمع‌آوری گردید. جامعه‌آماری این پژوهش از کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران که از ابتدای سال 1383 تا پایان سال 1391 در بورس فعال بوده‌اند، تشکیل شده است. نمونه آماری، با توجه به 5 معیار گزینشی زیر و به روش غربالگری انتخاب گردید:
1- شرکت‌ها در طول دوره پژوهش تغییر سال مالی نداده باشند. 2- نوع فعالیت شرکت‌ها، تولیدی بوده و لذا جزو شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی نباشد. 3- پایان سال مالی شرکت‌های مورد مطالعه منتهی به ٢٩ اسفندماه در هر سال باشد. 4- وقفه معاملاتی بیش از 6 ماه نداشته باشند. مجموعه 77 شرکت که حایز شرایط فوق بودند به عنوان نمونه پژوهش انتخاب شدند.
نحوه محاسبه متغیرهای پژوهش
جدول (1)نحوه اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش
|
نوع |
عنوان متغیر |
نماد |
روش محاسبه |
|
وابسته |
بازده غیرعادی انباشته |
CAR |
Rit: بازده ماهانه سهام شرکت i ام در سال t، RM: بازده ماهانه بازار در سال t.
و در نهایت بازده غیرعادی انباشته برابر است با: |
|
مستقل |
بیش سرمایه‌گذاری |
OVER |
متغیر مجازی که اگر CI بیشتر از صفر باشد ارزش یک و در غیر اینصورت ارزش صفر می‌گیرد، CI برابر است با: ∆TFAit: تغییرات دارایی‌های ثابت از سال t-1 تا پایان سال t. TAit: کل دارایی شرکت i در پایان سال t. CEit: مخارج سرمایه‌ای شرکت i در پایان سال t، مخارج سرمایه‌ای از نسبت تغییرات دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌های شرکت به دست می‌آید. |
|
کم سرمایه‌گذاری |
UNDER |
متغیر مجازی که اگر CI کمتر از صفر باشد ارزش یک و در غیر اینصورت ارزش صفر می‌گیرد. |
|
|
هزینه نمایندگی |
AGENCY |
متغیر مجازی که ارزش یک می‌گیرد اگر:
و در غیر اینصورت ارزش صفر می‌گیرد. |
|
|
جریان وجه نقد آزاد |
FCF |
OIit: سود عملیاتی شرکت i در پایان سال t. Dit: هزینه استهلاک شرکت i در پایان سال t. IPit: بهره پرداختی شرکت i در پایان سال t. DPit: سود سهام پرداختی شرکت i در پایان سال t. TPit: مالیات پرداختی شرکت i در پایان سال t. TAit: کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t. |
|
|
مداخله‌گر |
اعتبار هیأت مدیره |
CEOREP |
محاسبه شده به وسیله تکنیک تحلیل عاملی تأییدی به روش مؤلفه‌های اصلی (مدت تصدی هیأت مدیره، استقلال هیأت مدیره، عملکرد هیأت مدیره). |
|
مدت تصدی هیأت مدیره |
TENURE |
N: تعداد اعضای هیأت مدیره در هر سال. T: فاصله زمانی از سال 82 تا پایان سال t. :mدفعات عضویت هر هیأت مدیره از سال 82 تا پایان سال t. |
|
|
استقلال هیأت مدیره |
OUTSIDER |
Noutit: تعداد اعضای غیرموظف شرکت i در پایان سال t. TNit: مجموع تعداد اعضای موظف و غیر موظف هیئت مدیرة شرکت i در پایان سال t. |
|
|
عملکرد هیأت مدیره |
PERFORM |
Rit: بازده ماهانه سهام شرکت iام، RIit: بازده ماهانه صنعت. |
|
|
ادامه جدول (1) نحوه اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش |
|||
|
نوع |
عنوان متغیر |
نماد |
روش محاسبه |
|
کنترل |
اندازه |
SIZE |
TAit: کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t. |
|
فرصت رشد |
QTOBIN |
TDit: ارزش دفتری کل بدهی‌های شرکت i در پایان سال t. MVit: ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در پایان سال t که برابر است با، ضرب تعداد سهام منتشره شرکت در آخرین قیمت معاملاتی سهام در پایان سال t. TAit: ارزش دفتری کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t. |
|
|
اهرم مالی |
LEV |
LTDit: ارزش دفتری بدهی‌های بلندمدت شرکت i در پایان سال t. |
|
|
مخارج سرمایه‌ای |
CAPEX |
TFAit: مجموع دارایی‌های ثابت شرکت i در پایان سال t. |
|
|
تمرکز دارایی‌ها |
FOCUS |
ُSj: ارزش دفتری دارایی j ام در ترازنامة شرکت i در پایان سال t،n: تعداد اقلام موجود در ترازنامه شرکت i در پایان سال t. |
|
|
بازده دارایی |
ROA |
NIit: سود خالص شرکت i در پایان سال t. |
|
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی
به منظور تجزیه و تحلیل اطلاعات، ابتدا آمار توصیفی داده‌های بررسی شده، محاسبه گردید و در جدول (2) شاخص‌های مرکزی و پراکندگی ارایه می‌شود.
جدول (2)آمار توصیفی کل متغیرهای پژوهش
|
نام متغیر |
نماد |
میانگین |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
حداقل |
حداکثر |
|
بازده غیرعادی انباشته |
CAR |
008/0 |
405/0 |
759/0 |
986/0 |
960/0- |
670/0 |
|
اعتبار هیأت مدیره |
CEOREP |
932/0 |
247/0 |
077/0 |
248/0 |
615/0 |
790/1 |
|
دوره تصدی هیأت مدیره |
TENURE |
756/0 |
217/0 |
755/0- |
226/0- |
140/0 |
000/1 |
|
اعضای غیرموظف |
OUTSIDER |
675/0 |
156/0 |
181/1- |
783/0 |
200/0 |
875/0 |
|
عملکرد هیأت مدیره |
PERFORM |
410/0 |
390/0 |
482/0 |
332/1 |
771/0 |
146/1 |
|
اندازه |
SIZE |
852/5 |
646/0 |
538/0 |
583/0 |
250/4 |
960/7 |
|
کیوتوبین |
QTOBIN |
455/1 |
667/0 |
829/1 |
963/4 |
090/1 |
130/5 |
|
جریان وجه نقد آزاد |
FCF |
061/0 |
086/0 |
402/0 |
901/0 |
180/0- |
400/0 |
|
اهرم مالی |
LEV |
075/0 |
089/0 |
038/3 |
947/10 |
001/0 |
600/0 |
|
مخارج سرمایه‌ای |
CAPEX |
023/0 |
061/0 |
840/0 |
729/3 |
210/0- |
290/0 |
|
شاخص بیش(کم) سرمایه‌گذاری |
CI |
158/0- |
746/8 |
649/1 |
566/10 |
876/13- |
429/11 |
|
تمرکز دارایی‌ها |
FOCUS |
296/0 |
103/0 |
270/2 |
000/7 |
130/0 |
790/0 |
|
بازده دارایی |
ROA |
166/0 |
132/0 |
777/0 |
516/0 |
170/0- |
610/0 |
آمار استنباطی
فرضیه اصلی 1: اعتبار هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه‌گذار مؤثر است.
برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (1) در شرکت‌های بیش سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (3) ارایه شده است؛
جدول (3)نتیجه آزمون فرضیه اول (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 1: FCF |
||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
C |
26/0 |
02/37 |
000/0 |
- |
C |
08/0 |
65/11 |
000/0 |
- |
|
CEOREP |
10/10 |
69/72 |
000/0 |
415/1 |
CEOREP |
18/0 |
98/75 |
000/0 |
448/1 |
|
AGENCY |
37/0- |
78/31- |
000/0 |
623/5 |
FCF |
69/1- |
74/76- |
000/0 |
886/5 |
|
CEO*AGENCY |
0/27 |
33/28 |
000/0 |
804/5 |
CEO*FCF |
43/1 |
35/73 |
000/0 |
188/6 |
|
SIZE |
7/0- |
63/64- |
000/0 |
053/1 |
SIZE |
05/0- |
27/49- |
000/0 |
046/1 |
|
QTOBIN |
03/0 |
00/25 |
000/0 |
845/1 |
QTOBIN |
04/0 |
24/29 |
000/0 |
936/1 |
|
LEV |
04/0 |
96/4 |
000/0 |
277/1 |
LEV |
12/0- |
21/15- |
000/0 |
282/1 |
|
CAPEX |
24/0 |
93/30 |
000/0 |
179/1 |
CAPEX |
08/0 |
51/7 |
000/0 |
171/1 |
|
FOCUS |
20/0 |
69/38 |
000/0 |
197/1 |
FOCUS |
18/0 |
40/34 |
000/0 |
197/1 |
|
ROA |
02/0- |
85/2- |
000/0 |
985/1 |
ROA |
08/0- |
06/7- |
000/0 |
396/2 |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
|
R2 |
92/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
97/0 |
K-S |
955/0 |
321/0 |
|
R2 تعدیل شده |
92/0 |
F فیشر |
64/871 |
000/0 |
R2 تعدیل‌شده |
97/0 |
F فیشر |
61/600 |
000/0 |
|
D-W |
18/2 |
F لیمر |
873/0 |
736/0 |
D-W |
21/2 |
F لیمر |
870/0 |
741/0 |
با توجه به نتایج آزمون، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر اعتبار هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با سطح معناداری صفر کمتر از 5% است و لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که شاخص‌های هزینه‌های نمایندگی به تنهایی رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارند. اما در صورتی که اعتبار هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در شاخص‌های هزینه نمایندگی ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود. این امر نشان می‌دهد که، هر چند افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش بازده غیرعادی منجر می‌شود، اعتبار هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
فرضیه فرعی 1-1: مدت تصدی اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه گذار مؤثر است.
برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (1-1) در شرکت‌های بیش سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (4) ارایه شده است؛
با توجه به نتایج آزمون در جدول 4، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر مدت تصدی اعضای هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با سطح معناداری صفر کمتر از 5% است و لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که شاخص‌های هزینه‌های نمایندگی به تنهایی رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارند، اما در صورتی که مدت تصدی اعضای هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در شاخص‌های هزینه نمایندگی ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود. این امر نشان می‌دهد که، هر چند افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش بازده غیرعادی منجر می‌شود، اما در صورتی که، مدت تصدی اعضای هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
جدول (4) نتیجه آزمون فرضیه 1-1 (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 1-1: FCF |
||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
C |
45/0 |
93/47 |
000/0 |
- |
C |
26/0 |
93/39 |
000/0 |
- |
|
TENURE |
04/0- |
02/18- |
000/0 |
59/1 |
TENURE |
03/0 |
65/11 |
000/0 |
46/1 |
|
AGENCY |
25/0- |
76/20- |
000/0 |
86/2 |
FCF |
01/1- |
92/48- |
000/0 |
99/1 |
|
TEN*AGENCY |
21/0 |
73/13 |
000/0 |
77/2 |
TEN*FCF |
94/0 |
99/39 |
000/0 |
41/2 |
|
SIZE |
08/0- |
93/57- |
000/0 |
25/1 |
SIZE |
06/0- |
68/62- |
000/0 |
24/1 |
|
QTOBIN |
02/0 |
45/12 |
000/0 |
84/1 |
QTOBIN |
03/0 |
99/22 |
000/0 |
96/1 |
|
LEV |
07/0- |
41/8- |
000/0 |
27/1 |
LEV |
15/0- |
33/19- |
000/0 |
27/1 |
|
CAPEX |
33/0 |
71/39 |
000/0 |
89/1 |
CAPEX |
22/0 |
65/21 |
000/0 |
18/1 |
|
FOCUS |
22/0 |
15/29 |
000/0 |
20/1 |
FOCUS |
21/0 |
95/52 |
000/0 |
20/1 |
|
ROA |
12/0 |
66/12 |
000/0 |
03/2 |
ROA |
07/0 |
10/8 |
000/0 |
40/2 |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
|
R2 |
94/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
82/0 |
K-S |
955/0 |
321/0 |
|
R2 تعدیل شده |
94/0 |
F فیشر |
30/311 |
000/0 |
R2 تعدیل‌شده |
82/0 |
F فیشر |
10/827 |
000/0 |
|
D-W |
16/2 |
F لیمر |
78/0 |
86/0 |
D-W |
22/2 |
F لیمر |
83/0 |
80/0 |
فرضیه فرعی 1-2: انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه‌گذار مؤثر است.
برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (1-2) در شرکت‌های بیش سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (5) ارایه شده است؛
جدول (5) نتیجه آزمون فرضیه 1-2 (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 2-1: FCF |
||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
C |
38/0 |
11/48 |
00/0 |
- |
C |
27/0 |
88/24 |
00/0 |
- |
|
OUTSIDER |
01/0 |
98/1 |
05/0 |
05/1 |
OUTSIDER |
12/0 |
06/27 |
00/0 |
24/1 |
|
AGENCY |
11/0- |
61/25- |
00/0 |
17/1 |
FCF |
36/2- |
68/54- |
00/0 |
82/2 |
|
OUT*AGENCY |
01/0 |
08/0 |
94/0 |
07/1 |
OUT*FCF |
93/2 |
68/51 |
00/0 |
87/2 |
|
SIZE |
08/0- |
33/66- |
00/0 |
03/1 |
SIZE |
07/0- |
15/49- |
00/0 |
03/1 |
|
QTOBIN |
02/0 |
98/14 |
00/0 |
88/1 |
QTOBIN |
03/0 |
22/19 |
00/0 |
85/1 |
|
LEV |
01/0- |
02/2- |
04/0 |
27/1 |
LEV |
17/0- |
91/15- |
00/0 |
27/1 |
|
CAPEX |
32/0 |
65/35 |
00/0 |
17/1 |
CAPEX |
23/0 |
97/17 |
00/0 |
16/1 |
|
FOCUS |
19/0 |
02/29 |
00/0 |
19/1 |
FOCUS |
24/0 |
31/29 |
00/0 |
18/1 |
|
ROA |
14/0 |
33/16 |
00/0 |
96/1 |
ROA |
01/0 |
96/0 |
34/0 |
27/2 |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
|
R2 |
74/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
53/0 |
K-S |
955/0 |
321/0 |
|
R2 تعدیل شده |
74/0 |
F فیشر |
17/514 |
000/0 |
R2 تعدیل شده |
53/0 |
F فیشر |
03/986 |
000/0 |
|
D-W |
19/2 |
F لیمر |
89/0 |
70/0 |
D-W |
22/2 |
F لیمر |
81/0 |
83/0 |
با توجه به نتایج آزمون، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با سطح معناداری صفر کمتر از 5% است و لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که متغیر هزینه نمایندگی به تنهایی رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارد. اما در صورتی که انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در این متغیر ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود. این امر نشان می‌دهد که، هر چند افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش بازده غیرعادی منجر می‌شود، لیکن انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
فرضیه فرعی 1-3: عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های بیش سرمایه‌گذار مؤثر است. برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (1-3) در شرکت‌های بیش سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (6) ارایه شده است؛
با توجه به نتایج آزمون، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با سطح معناداری صفر کمتر از 5% است و لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که متغیر هزینه نمایندگی به تنهایی رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارد. اما در صورتی که عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در این متغیر ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود. این امر نشان می‌دهد که، هر چند افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش بازده غیرعادی منجر می‌شود، لیکن عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
جدول (6) نتیجه آزمون فرضیه 1-3 (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 3-1: FCF |
|||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
|
C |
44/0 |
12/60 |
00/0 |
- |
C |
38/0 |
81/10 |
00/0 |
- |
|
|
OUTSIDER |
11/0 |
05/70 |
00/0 |
27/1 |
OUTSIDER |
16/0 |
94/14 |
00/0 |
52/1 |
|
|
AGENCY |
15/0- |
28/59- |
00/0 |
07/1 |
FCF |
30/0- |
85/5- |
00/0 |
68/1 |
|
|
OUT*AGENCY |
20/0 |
96/33 |
00/0 |
20/1 |
OUT*FCF |
83/0 |
66/8 |
00/0 |
62/1 |
|
|
SIZE |
08/0- |
95/63- |
00/0 |
05/1 |
SIZE |
08/0- |
03/14- |
00/0 |
04/1 |
|
|
QTOBIN |
01/0 |
67/8 |
00/0 |
82/1 |
QTOBIN |
04/0 |
91/5 |
00/0 |
86/1 |
|
|
LEV |
05/0 |
71/10 |
00/0 |
27/1 |
LEV |
02/0- |
61/0- |
54/0 |
27/1 |
|
|
CAPEX |
19/0 |
26/56 |
00/0 |
16/1 |
CAPEX |
29/0 |
06/6 |
00/0 |
16/1 |
|
|
FOCUS |
18/0 |
43/43 |
00/0 |
19/1 |
FOCUS |
18/0 |
70/5 |
00/0 |
93/1 |
|
|
ROA |
04/0 |
71/4 |
00/0 |
93/1 |
ROA |
13/0- |
52/3- |
00/0 |
37/2 |
|
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
||
|
R2 |
41/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
57/0 |
K-S |
955/0 |
321/0 |
|
|
R2 تعدیل‌شده |
41/0 |
F فیشر |
28/77 |
000/0 |
R2 تعدیل‌شده |
57/0 |
F فیشر |
70/391 |
000/0 |
|
|
D-W |
31/2 |
F لیمر |
76/0 |
90/0 |
D-W |
20/2 |
F لیمر |
82/0 |
82/0 |
|
فرضیه اصلی 2: اعتبار هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم سرمایه‌گذار مؤثر است. برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (1) در شرکت‌های کم سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (7) ارایه شده است.
جدول (7) نتیجه آزمون فرضیه دوم (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 1: FCF |
||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
C |
54/0- |
35/139- |
00/0 |
- |
C |
55/0- |
06/106 |
00/0 |
- |
|
OUTSIDER |
38/0 |
29/275 |
00/0 |
68/1 |
OUTSIDER |
37/0 |
99/181 |
00/0 |
97/1 |
|
AGENCY |
23/0- |
54/95- |
00/0 |
36/7 |
FCF |
90/0- |
91/38- |
00/0 |
25/7 |
|
OUT*AGENCY |
24/0 |
52/105 |
00/0 |
90/7 |
OUT*FCF |
85/0 |
90/33 |
00/0 |
11/9 |
|
SIZE |
03/0- |
84/54 |
00/0 |
12/1 |
SIZE |
03/0- |
73/48 |
00/0 |
15/1 |
|
QTOBIN |
02/0- |
06/22- |
00/0 |
94/1 |
QTOBIN |
01/0 |
06/8- |
00/0 |
04/2 |
|
LEV |
23/0- |
21/41- |
00/0 |
27/1 |
LEV |
25/0- |
02/39- |
00/0 |
27/1 |
|
CAPEX |
62/0 |
87/110 |
00/0 |
06/1 |
CAPEX |
66/0 |
01/132 |
00/0 |
06/1 |
|
FOCUS |
10/0 |
14/21 |
00/0 |
26/1 |
FOCUS |
07/0 |
15/12 |
00/0 |
27/1 |
|
ROA |
04/0 |
54/9 |
00/0 |
98/1 |
ROA |
03/0- |
30/6- |
00/0 |
20/2 |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
|
R2 |
94/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
96/0 |
K-S |
978/0 |
294/0 |
|
R2 تعدیل‌شده |
94/0 |
F فیشر |
45/472 |
000/0 |
R2تعدیل‌شده |
96/0 |
F فیشر |
63/684 |
000/0 |
|
D-W |
26/2 |
F لیمر |
83/0 |
83/0 |
D-W |
21/2 |
F لیمر |
85/0 |
81/0 |
با توجه به نتایج آزمون در جدول 7، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر اعتبار هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با سطح معناداری صفر کمتر از 5% است، لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که شاخص‌های هزینه‌های نمایندگی در شرکت‌های کم‌سرمایه‌گذار رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارند، اما در صورتی که اعتبار هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در شاخص‌های هزینه نمایندگی ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود. این امر نشان می‌دهد که، هر چند در شرکت‌های کم‌سرمایه‌گذار، افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش بازده غیرعادی منجر می‌شود، لیکن اعتبار هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
فرضیه فرعی 2-1: مدت تصدی اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم سرمایه‌گذار مؤثر است.
برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (2-1) در شرکت‌های کم سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (8) ارایه شده است. با توجه به نتایج آزمون در جدول 8، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر مدت تصدی اعضای هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با سطح معناداری صفر کمتر از 5% است و لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که شاخص‌های هزینه‌های نمایندگی به تنهایی رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارند، اما در صورتی که مدت تصدی اعضای هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در شاخص‌های هزینه نمایندگی ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود. این امر نشان می‌دهد که، هر چند افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش بازده غیرعادی منجر می‌شود، لیکن مدت تصدی اعضای هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
جدول (8) نتیجه آزمون فرضیه 2-1 (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 1-1: FCF |
||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
C |
58/0- |
66/93- |
00/0 |
- |
C |
54/0- |
33/197- |
00/0 |
- |
|
OUTSIDER |
32/0 |
56/91 |
00/0 |
53/1 |
OUTSIDER |
33/0 |
67/169 |
00/0 |
63/1 |
|
AGENCY |
04/0- |
39/13- |
00/0 |
59/5 |
FCF |
85/0- |
86/86- |
00/0 |
08/7 |
|
OUT*AGENCY |
03/0 |
88/8 |
00/0 |
19/6 |
OUT*FCF |
82/0 |
74/57 |
00/0 |
07/8 |
|
SIZE |
05/0- |
73/65 |
00/0 |
16/1 |
SIZE |
04/0 |
81/97 |
00/0 |
18/1 |
|
QTOBIN |
01/0 |
38/12 |
00/0 |
91/1 |
QTOBIN |
01/0 |
22/9 |
00/0 |
93/1 |
|
LEV |
30/0- |
59/99- |
00/0 |
27/1 |
LEV |
29/0- |
75/108- |
54/0 |
27/1 |
|
CAPEX |
47/0 |
74/46 |
00/0 |
07/1 |
CAPEX |
49/0 |
51/51 |
00/0 |
07/1 |
|
FOCUS |
13/0 |
79/16 |
00/0 |
26/1 |
FOCUS |
10/0 |
92/26 |
00/0 |
27/1 |
|
ROA |
06/0 |
05/14 |
00/0 |
94/1 |
ROA |
02/0 |
55/5 |
00/0 |
12/2 |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
|
R2 |
80/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
87/0 |
K-S |
978/0 |
294/0 |
|
R2 تعدیل شده |
80/0 |
F فیشر |
30/311 |
000/0 |
R2تعدیل‌شده |
87/0 |
F فیشر |
10/827 |
000/0 |
|
D-W |
25/2 |
F لیمر |
76/0 |
92/0 |
D-W |
24/2 |
F لیمر |
73/0 |
94/0 |
فرضیه فرعی 2-2: انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم‌سرمایه‌گذار مؤثر است.
برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (2-2) در شرکت‌های کم سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (9) ارایه شده است؛
جدول (9) نتیجه آزمون فرضیه 2-2 (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 2-1: FCF |
|||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
|
C |
09/0- |
38/23- |
00/0 |
- |
C |
13/0 |
12/28 |
00/0 |
- |
|
|
OUTSIDER |
05/0- |
59/28- |
00/0 |
09/1 |
OUTSIDER |
24/0- |
87/171- |
00/0 |
63/1 |
|
|
AGENCY |
01/0- |
99/1- |
04/0 |
47/2 |
FCF |
01/2- |
75/133- |
00/0 |
16/2 |
|
|
OUT*AGENCY |
04/0 |
76/8 |
00/0 |
34/2 |
OUT*FCF |
05/3 |
15/131 |
00/0 |
68/3 |
|
|
SIZE |
01/0 |
07/19 |
00/0 |
08/1 |
SIZE |
00/0 |
14/3- |
00/0 |
10/1 |
|
|
QTOBIN |
02/0 |
25/51 |
00/0 |
90/1 |
QTOBIN |
00/0 |
16/5 |
00/0 |
88/1 |
|
|
LEV |
31/0- |
77/82- |
00/0 |
28/1 |
LEV |
28/0- |
57/129- |
00/0 |
27/1 |
|
|
CAPEX |
67/0 |
75/103 |
00/0 |
06/1 |
CAPEX |
64/0 |
70/108 |
00/0 |
06/1 |
|
|
FOCUS |
07/0 |
06/11 |
00/0 |
26/1 |
FOCUS |
04/0 |
78/10 |
00/0 |
26/1 |
|
|
ROA |
10/0 |
41/41 |
00/0 |
98/1 |
ROA |
09/0- |
84/33 |
00/0 |
13/2 |
|
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
||
|
R2 |
82/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
97/0 |
K-S |
978/0 |
294/0 |
|
|
R2 تعدیل شده |
82/0 |
F فیشر |
17/514 |
000/0 |
R2 تعدیل شده |
97/0 |
F فیشر |
03/986 |
000/0 |
|
|
D-W |
21/2 |
F لیمر |
79/0 |
89/0 |
D-W |
14/2 |
F لیمر |
81/0 |
86/0 |
|
با توجه به نتایج آزمون، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با سطح معناداری صفر کمتر از 5% است و لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که متغیر هزینه نمایندگی به تنهایی رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارد. اما در صورتی که انتصاب مستقل اعضاء هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در این متغیر ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود. این امر نشان می‌دهد که، هر چند افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش بازده غیرعادی منجر می‌شود، لیکن انتصاب مستقل اعضای هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
فرضیه فرعی 2-3: عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره بر رابطه بین هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته شرکت‌های کم‌سرمایه‌گذار مؤثر است. برای آزمون فرضیه فوق الگوی رگرسیونی (2-3) در شرکت‌های کم سرمایه گذار برآورد می‌شود. نتایج برازش الگو برای آزمون فرضیه در جدول (10) ارایه شده است؛ با توجه به نتایج آزمون، سطح معناداری اثر متقابل دو متغیر عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره و شاخص‌های هزینه نمایندگی در هر دو الگو با مقدار صفر کمتر از 5% است و لذا دلیلی برای رد این فرضیه وجود نداشته و در سطح اطمینان 99% این فرضیه پذیرفته می‌شود. ضرایب متغیرها نشان می‌دهد که متغیر هزینه نمایندگی به تنهایی رابطة منفی با بازده غیرعادی انباشته دارد. اما در صورتی که عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره، به عنوان یک متغیر مداخله‌گر در این متغیر ضرب شود، رابطة هزینه نمایندگی و بازده غیرعادی مثبت می‌شود این امر نشان می‌دهد که، هر چند افزایش در هزینه‌های نمایندگی به کاهش در بازده غیرعادی منجر می‌شود، لیکن عملکرد شرکت طی دوره تصدی هیأت مدیره به تغییر رفتار بازده غیر عادی منجر می‌شود.
جدول (10) نتیجه آزمون فرضیه 2-3 (Pooled Least Squares)
|
MODEL : AGENCY |
MODEL 3-1: FCF |
||||||||
|
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
نماد |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
VIF |
|
C |
16/0- |
67/47- |
00/0 |
- |
C |
14/0- |
20/49- |
00/0 |
- |
|
OUTSIDER |
18/0 |
94/401 |
00/0 |
35/1 |
OUTSIDER |
18/0 |
70/257 |
00/0 |
73/1 |
|
AGENCY |
02/0- |
70/29- |
00/0 |
07/1 |
FCF |
17/0- |
74/44- |
00/0 |
37/1 |
|
OUT*AGENCY |
18/0 |
77/97 |
00/0 |
28/1 |
OUT*FCF |
61/0 |
74/94 |
00/0 |
88/1 |
|
SIZE |
01/0 |
02/32 |
00/0 |
07/1 |
SIZE |
01/0 |
05/35 |
00/0 |
07/1 |
|
QTOBIN |
01/0- |
36/15- |
00/0 |
91/1 |
QTOBIN |
01/0 |
38/9 |
00/0 |
04/1 |
|
LEV |
25/0- |
53/37- |
00/0 |
27/1 |
LEV |
28/0- |
88/44- |
00/0 |
27/1 |
|
CAPEX |
66/0 |
66/242 |
00/0 |
05/1 |
CAPEX |
68/0 |
03/203 |
00/0 |
06/1 |
|
FOCUS |
20/0 |
01/57 |
00/0 |
25/1 |
FOCUS |
11/0 |
08/31 |
00/0 |
28/1 |
|
ROA |
10/0 |
69/34 |
00/0 |
94/1 |
ROA |
02/0 |
85/6 |
00/0 |
18/2 |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
مقدار |
آزمون |
مقدار |
P-Value |
|
|
R2 |
74/0 |
K-S |
346/0 |
061/0 |
R2 |
86/0 |
K-S |
978/0 |
294/0 |
|
R2 تعدیل شده |
74/0 |
F فیشر |
28/870 |
000/0 |
R2 تعدیل شده |
86/0 |
F فیشر |
70/961 |
000/0 |
|
D-W |
28/2 |
F لیمر |
78/0 |
90/0 |
D-W |
23/2 |
F لیمر |
80/0 |
87/0 |
نتیجه گیری
نتایج حاصل از آزمون فرضیات 1 و 2 نشان داد هزینه‌های نمایندگی در شرکت‌های بیش و کم سرمایه گذار با بازده غیرعادی انباشته رابطه منفی دارد و تأثیر اعتبار هیأت مدیره و عوامل آن (دوره تصدی، انتصاب مستقل و عملکرد هیأت مدیره) مثبت است. در واقع وجود هزینه‌های نمایندگی، ناشی از عملکرد مدیران است. بدیهی است با توجه به تضاد منافع بین مدیران و مالکان آنها به دنبال کاهش هزینه‌های نمایندگی هستند. از طرف دیگر مالکان حرفه‌ای به دنبال کسب بازده غیرعادی انباشته هستند، زیرا بازده عادی تقاضای آنها را برآورده نمی‌کند. رابطه هزینه‌های نمایندگی با بازده غیرعادی انباشته شده در شرکت‌های بیش و کم سرمایه‌گذار منفی است؛ یعنی هر چه هزینه‌های نمایندگی مدیران افزایش یابد، امکان کسب بازده غیرعادی برای مالکان حرفه‌ای کمتر می‌شود. زمانی که، اعضای هیأت مدیره شرکت دارای اعتبار بیشتر باشند (دوره تصدی بیشتر، مستقل بودن آنها از شرکت، سابقه عملکردی مثبت) موجب کسب یازده غیرعادی انباشته برای مالکان می‌شوند، هر چند که هزینه‌های نمایندگی در این شرکت‌ها بیشتر باشد و از منابع به صورت ناکارا استفاده شده باشد. نتایج این فرضیه‌ها با نتایج تحقیق کارلوس و مولینا (2007) که نشان دادند اعتبار هیأت مدیره بر عملکرد شرکت و کنترل هزینه‌های نظارت موثر است مطابقت دارد و با نتایج جلیلی و مشیری (1387) که نشان دادند هیأت مدیره در بازار سرمایه ایران به صورت کارا به وظایف خود برای کاهش مشکلات نمایندگی عمل ننموده و تأثیر با اهمیتی بر عملکرد شرکت ندارد مطابقت ندارد.
پیشنهادهای پژوهش
پیشنهادهای کاربردی
با توجه به نتایج فرضیه‌های پژوهش، رابطه هزینه‌های نمایندگی با بازده غیرعادی انباشته شده منفی است؛ یعنی هر چه هزینه‌های نمایندگی مدیران افزایش یابد، امکان کسب بازده غیرعادی برای مالکان حرفه‌ای کمتر می‌شود، لذا پیشنهاد می‌شود برای تغییر جهت تأثیر عوامل پیش گفته، از اعضای هیأت مدیره معتبرتر (دوره تصدی بیشتر، مستقل بودن آنها از شرکت، سابقه عملکردی مثبت) استفاده شود تا ضمن کنترل هزینه‌های نمایندگی رابطه آنها را مثبت گرداند؛ یعنی هم منافع مالکان و هم منافع مدیران برآورده شود. بالطبع نظریه همگرایی با وجود اعضاء هیأت مدیره معتبر محقق می‌گردد نه نظریه نمایندگی.
پیشنهاد برای پژوهش‌های آتی
در این پژوهش برای محاسبه ناکارایی سرمایه‌گذاری (بیش و کم سرمایه‌گذاری) از متغیر مخارج سرمایه‌ای استفاده شده است. به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌شود از مدل فرصت‌های رشد شرکت برای برآورد حد مطلوب سرمایه‌گذاری استفاده شود. مبنای نظری این مدل بر این نکته استوار است که فرصت‌های رشد شرکت باید سرمایه‌گذاری جدید شرکت را توجیه نماید. بنابراین در صورتی که فرصت‌های رشد نتواند سرمایه‌گذاری‌ها را توضیح دهد، مقادیر خطای حاصل، ناکارایی سرمایه‌گذاری را نشان خواهد داد.
در این پژوهش برای اندازه گیری اعتبار هیأت مدیره از تحلیل عاملی متغیرهای دوره تصدی، استقلال و عملکرد هیأت مدیره استفاده شده است. به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌شود از تکنیک‌های تصمیم گیری چند معیاره (MCDM) استفاده شود.
در این پژوهش برای اندازه گیری بازده غیرعادی انباشته از الگوی بازار استفاده شده، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی از سایر الگوهای اندازه گیری بازده غیرعادی شامل مدل قیمت گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای یا مدل سه عامله فاما و فرنچ یا مدل آربیتراژ نیز استفاده و نتایج با این تحقیق مقایسه گردد.
به پژوهشگران پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی به بررسی تأثیر حمایت سیاسی دولت بر اعتبار هیأت مدیره و نقش آن بر رابطه بین هزینه‌های نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته در شرکت‌های بیش (کم) سرمایه گذار بپردازند.
)