نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 کارشناسی ارشد، گروه اقتصاد، دانشکدۀ اقتصاد، مدیریت و حسابداری، دانشگاه یزد، یزد، ایران
2 دانشیار، گروه اقتصاد، دانشکدۀ اقتصاد، مدیریت و حسابداری، دانشگاه یزد، یزد، ایران
3 استادیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد، مدیریت و حسابداری، دانشگاه یزد، یزد، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Abstract
Researchers have often examined corruption based on perceptual criteria and nationally. The innovation of this research was to take the two advantages of objective documentation and local dimensions in defining the corruption index. This study used a local and objective variable of corruption by comparing the sample data consisting of the selected companies of Tehran Stock Exchange (TSE) during the period of 2006-2013 in regions with high and low corruptions. Analysis of the financial return of firms at the regional level showed that the existence of corruption at the provincial level increased Return on Assets (ROA) and Tobin’s Q. This study also examined the relationship between corruption, corporate governance, and firm financial return by using the panel data method. The results revealed the positive effect of corruption on the firm’s ROA and Tobin’s Q, while board independence and ownership concentration did not have a significant relationship with ROA and Tobin’s Q.
Introduction
Firms are considered to be the main sources of job creation, economic growth, and development of societies and are of great importance to governments. Therefore, identifying the positive and negative factors affecting the financial return of firms and trying to manage them properly provide a powerful tool to support them. Given the importance of recognizing corruption and its effects and the effective role of corporate governance in corporate returns as the economic factors affecting economic growth, the main aim of this study was to investigate the relationship between corruption, corporate governance, and firm’s financial return. It should be noted that the study of corruption at the provincial level and its effects on the firm’s financial return has not been done in Iran; it was examined for the first time in this study.
Method and Data
In this research, 34 selected companies of Tehran Stock Exchange (TSE) during the 8-year period of 2006-2013 were examined. To provide the required statistics and information about the firms, the documented data published by Tehran Securities and Exchange Organization were used. The provincial corruption data were extracted from the Statistical Center of Iran and the statistical yearbook.
A univariate test was done to evaluate the difference between Return on Assets (ROA) and Tobin’s Q in two regions of high and low corruptions. The comparison was done after calculating the average ROA and Tobin’s Q of the companies in each region.
To examine the impact of corruption, board independence, and ownership concentration on the firm's financial return, the following relationships were considered:
𝑅𝑂𝐴𝑖t = 𝛽0 + 𝛽1𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t + 𝛽2 Board Independency𝑖t + 𝛽3Ownership Concentration𝑖t + 𝛽4Size𝑖t + 𝛽5Age𝑖t + 𝛽6Leverage𝑖t + 𝛽7Cash𝑖t + 𝑢𝑖t (1)
where 𝑅𝑂𝐴𝑖t (return on assets) is a dependent variable and 𝛽0 is the intercept; 𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t, Board Independency𝑖t, and Ownership Concentration𝑖t are independent variables; the control variables include Size𝑖t (size of firm), Age𝑖t (firm age), Leverage𝑖t (financial leverage), and Cash𝑖t (cash ratio); and 𝑢𝑖t is the error term. In Equation 2, by replacing ROA with Tobin’s Q (ratio of market value to firm book value) in the above model, we will have:
𝑇𝑜𝑏𝑖𝑛𝑄𝑖t = 𝛽0 + 𝛽1𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t + 𝛽2Board Independency𝑖t + 𝛽3Ownership Concentration𝑖t + 𝛽4Size𝑖t + 𝛽5Age𝑖t + 𝛽6Leverage𝑖t + 𝛽7Cash𝑖t + 𝑢𝑖t (2)
Findings
According to the values in Table 1, which shows the descriptive statistics information of the research variables, it can be said that the variables have a balanced distribution and relative symmetry. The results of Independent Samples Test showed that the ROA and Tobin’s Q of the firms located in the region with high corruption compared to those in the region with low corruption were significantly higher. The results are presented in Table 2.
Since the regression method used here was panel data, the model estimation was confirmed by the panel method with fixed effects after performing Levin, Lin and Chu, F-Limer, Hausman, and Pesaran unit tests. The results of estimation by the Equation 1, which examined the effects of the variables on the ROAs of the companies are displayed in Table 3. These results confirmed the hypothesis that the relationship between corruption and ROA was positive and significant and rejected the hypothesis that the effects of board independence and ownership concentration on firm asset returns were significant. Table 4 reports the results of estimating the effects of the variables on the ratios of market value to the book value of the firms (Tobin`s Q) by Equation 2. These results confirmed the hypothesis that the relationship between corruption and Tobin`s Q was significant and positive and rejected the hypothesis that the effects of board independence and ownership concentration on Tobin`s Q were significant.
Conclusion and discussion
The average ROA and Tobin`s Q in the firms located in the region with high corruption was significantly higher than those in the firms located in the region with low corruption. Its reason could be circumventing the complicated, lengthy, and time-consuming bureaucracy process by paying bribes in the more corrupted areas. Therefore, the geography of corruption seemed to affect the financial returns of firms. The relationship between corruption and financial return was positive and significant. This relationship was consistent with the univariate test findings of the independent samples. Confusing the policies and laws in production, trade, and investment seemed to have limited corporate strategic policies and allowed the bureaucracy to abuse power. In such a situation, the firms considered the costs of corruption less than the costs of challenging the bureaucracy. The presence of non-executive directors on the board and the boards governed by non-executive directors had not been able to have a positive effect on ROA and Tobin`s Q. The reason could be the role, which the executive managers played in selecting non-executive managers. The relationship of major shareholder ownership with ROA and Tobin`s Q was not significant, which might be due to the lack of supervision of the major shareholder over the firms’ performance resulting in the prominent role of the state-owned enterprises as major shareholders that were less sensitive to the private sector.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
بیشتر پژوهش‌های تجربی با موضوع فساد شواهدی از تأثیرات مضر آن بر شرکت‌ها، صنایع و به‌طور کلی جامعه یافته است (Sahakyan & Stiegert, 2012). فساد باعث کاهش اعتبار منابع اجتماعی، آسیب به محیط سرمایه‌گذاری، به خطر افتادن ثبات سیاسی و مانع رشد اقتصادی می‌شود. فساد سیاسی هزینه‌های دستیابی به خدمات دولتی را افزایش و تمایل به نوآوری را کاهش می‌دهد (Xu & Li, 2018). فساد، توجه مدیریت را به توسعۀ ارتباطات سیاسی و پرداخت رشوه معطوف می‌کند. شرکت‌هایی که در کشورهای فاسدتر فعالیت می‌کند، انگیزۀ بیشتری برای استخدام، پاداش و ارتقای مدیران برای روابط خود با مقامات دولتی و نه برای کسب‌وکار خود دارد؛ در نتیجه فساد باعث ایجاد قطعیت‌نداشتن در فعالیت‌های آینده می‌شود و انگیزۀ شرکت‌ها را برای سرمایه‌گذاری‌های بلند‌مدت کاهش می‌دهد (Faruq, Webb, & Yi, 2013). در این میان، برخی پژوهشگران معتقدند که فساد به‌عنوان روان‌کنندۀ چرخ تولید برای شرکت عمل می‌کند. برخی پژوهش‌ها از این فرضیه پشتیبانی می‌کند که فساد چرخ‌های تجاری را سرعت می‌بخشد و با برطرف‌کردن موانع اداری تأثیر مثبتی بر توسعه دارد. {Athanasouli, 2012 #2;Athanasouli, 2012 #2}تأثیر فساد بر رشد اقتصادی به بستر نهادی کشور بستگی دارد. وقتی کیفیت نهادی ضعیف باشد، فساد ممکن است چرخ‌های بوروکراسی[1] را چرب و رشد را تقویت کند (De Vaal & Ebben, 2011).
اگرچه تأثیر فساد بر رشد اقتصادی و نابرابری اجتماعی در سطح کلان، موضوع پژوهش‌های مختلفی بوده است (Shleifer & Vishny, 1993؛Mo, 2001)، پژوهش‌های مرتبط با تأثیر فساد بر فعالیت‌های شرکت معدود است. این درحالی است که فساد بعدی مهم از محیط نهادی است، به رقابت در بازار آسیب می‌زند و روابط تحریف‌آمیز سیاسی و تجاری ایجاد می‌کند. فساد در تعیین حاکمیت شرکتی و رفتارهای سازمانی نقشی اساسی دارد (La Porta et el., 2000). این در حالی است که حاکمیت شرکتی خوب، از فساد پیشگیری و حداقل تبعات منفی آن را محدود می‌کند. درواقع حاکمیت شرکتی، اشاره به مجموعه روابطی بین سهامداران، مدیران، حسابرسان شرکت دارد که متضمن برقراری نظام کنترلی به‌منظور رعایت حقوق سهامداران جزء، اجرای درست مصوبات مجمع و جلوگیری از سوءاستفاده‌های احتمالی است. هر اندازه نظام حاکمیت شرکتی در شرکت‌ها محکم‌تر استقرار یابد، شرکت‌ها شفاف‌تر، مدیران پاسخگوتر و عملکرد شرکت‌ها نیز بهتر خواهد بود و در مواقع فقدان نظارت بر مدیریت و حاکمیت ناقص سهامداران بر نحوۀ ادارۀ امور به‌همراه سپردن اختیارات نامحدود به مدیران اجرایی، زمینۀ مساعدی برای فساد فراهم خواهد شد (Reisi, 2007). مجموعۀ این عوامل نیز بر بازده و عملکرد شرکت اثرگذار است.
از آنجایی که شرکت‌ها اصلی‌ترین منابع ایجاد شغل و رشد و توسعۀ اقتصادی جوامع تلقی می‌شود و اهمیت بسیار بالایی برای دولت‌ها دارد، شناسایی عوامل مثبت و منفی مؤثر بر بازدۀ مالی شرکت‌ها و تلاش برای مدیریت صحیح آنها، ابزاری قدرتمند به‌منظور حمایت از آنها تلقی می‌شود. با توجه به اهمیت شناخت فساد و آثار آن و از سویی، نقش موثر حاکمیت شرکتی در بازدۀ شرکت‌ها به‌عنوان عامل‌های اقتصادی مؤثر در رشد اقتصادی، مسئلۀ اصلی این پژوهش، بررسی رابطۀ فساد، حاکمیت شرکتی و بازدۀ مالی شرکت است. در راستای پاسخگویی به این مسئله، ساختار مقالۀ حاضر بدین شکل است. پس از مقدمه، مبانی نظری و پژوهش‌های صورت‌گرفته در این حوزه ارائه شده است. بخش بعدی به روش پژوهش اختصاص دارد که به معرفی متغیرها، روابط و تحلیل نتایج آزمون‌ها اختصاص دارد و درنهایت به نتیجه‌گیری و ارائۀ پیشنهادها توجه شده است. شایان ذکر است، مطالعۀ فساد در سطح استانی و تأثیر آن بر بازدۀ مالی شرکت، تاکنون در ایران انجام نگرفته است و برای اولین بار در این پژوهش بررسی می‌شود. پژوهش حاضر نشان‌دهندۀ آن است که فساد در درجات مختلف در سراسر کشور وجود دارد و داده‌های واقعی استانی برخلاف داده‌های مبتنی بر نظرسنجی یا ادراک از فساد، که نهادهای بین‌المللی منتشر می‌کند، فساد عمومی را به‌صورت عینی مطرح می‌کند و آن را برآمده از تصورات و نظرهای شخصی نمی‌داند.
مبانی نظری
اگرچه نخستین پژوهش‌های تخصصی دربارۀ فساد به دهۀ 1960، هم‌زمان با آغاز مباحث توسعه برمی‌گردد، نخستین اثر مهم در زمینۀ اقتصاد و فساد با عنوان «فساد: مطالعه‌ای در اقتصاد سیاسی»، از سوی سوزان رز- آکرمن[2] (1978) منتشر شد (O'Byrne, 2012). این سرآغاز سلطۀ اقتصاددانان بر حوزۀ مطالعات فساد است. در دهۀ 1990 موجی از رسوایی‌های سیاسی در اروپای غربی به راه افتاد. آمریکای شمالی، انگلیس، فرانسه و آلمان شاهد رسوایی‌های مالی در ساختار سیاسی بود. این داستان عصبانیت عمومی را برانگیخت و فساد در لیست نگرانی‌های اجتماعی بسیاری از کشورها قرار گرفت. برای مقابله با این فضا، سیاست‌های ضد فساد[3] در این کشورها اجرایی شد. با توجه به آزادی اطلاعات و رسانه‌ها در غرب، مراکز تبلیغاتی شروع به آگاهی افزایی و ایجاد جنبش‌های ضد فساد کرد. درنهایت به فساد به‌عنوان پدیده‌ای جهانی توجه شد (O'Byrne, 2012). درمجموع اجماع جهانی و اجتماعی علیه فساد، شفافیت و آزادی اطلاعات و رسانه‌ها و اعمال سیاست‌های ضد فساد کمک شایانی به کشورهای توسعه‌یافته کرده است.
فساد در فرهنگ لغت آکسفورد[4] عبارت است از رفتار غیرصادقانه یا غیرقانونی، به‌ویژه از سوی افراد قدرتمند. فساد رخدادی با علل و آثار متعدد و مشتمل بر نقض قانون است (Brooks et al, 2013) و اغلب به‌عنوان «سوءاستفاده از قدرت عمومی برای منافع شخصی» تعریف می‌شود. لهو و کبوی[5] (2007) فساد را شامل اقدامات نفع‌طلبانۀ سیاست‌مداران، تجار و کارکنان دولتی می‌دانند که به طریق ناشایست و غیر قانونی و با سوءاستفاده از مقام/ شغل دولتی و خصوصی صورت می‌گیرد (Hill, 2003). به‌عبارتی فساد توافقی است بین دو طرف، «تقاضاکننده» و «تأمین‌کننده»، که تأثیر بر تخصیص منابع در حال یا آینده داشته باشد و شامل سوءاستفاده از مسئولیت عمومی یا جمعی برای اهداف خصوصی شود. به تعریف سازمان شفافیت بین‌الملل (2016)، «فساد سوءاستفاده از اختیار سپرده‌‌شده به افراد، برای کسب منفعت شخصی است». بانک جهانی فساد را «سوءاستفاده از جایگاه دولتی برای منافع خصوصی» (1997)و «یکی از بزرگ‌ترین موانع رشد اقتصادی، توسعۀ اجتماعی و کاهش فقر» (2009)تعریف کرده است.
پژوهش‌های صورت‌گرفته در زمینۀ فساد، حاکی از اثرهای جدی و چشمگیر آن بر موضوعات مختلف اقتصادی ازجمله فعالیت شرکت‌هاست. در ادبیات علمی این حوزه، دو نظریۀ رقیب و متعارض دربارۀ اثر فساد بر توسعه یا کارایی مطرح شده است: نظریۀ ناکارآمدی و کارآمدی فساد. در نظریه‌های گروه اول، فساد به‌مثابه نیرویی است که به عملکرد مناسب بازارها آسیب رسانده و موجب کاهش توسعۀ اقتصادی و تخصیص غیر بهینه استعدادهای جامعه می‌شود. در شرایطی که فساد در جامعه شایع شود، افراد جامعه به‌طور خاص نیروی انسانی بااستعداد به‌جای استفاده از خلاقیت و نوآوری خود سعی می‌کنند از طریق پرداخت رشوه و توافق با مقامات دولتی، اقدام به کسب رانت قانونی یا مجوز دولتی کنند. حال آنکه این افراد به‌طور بالقوه ظرفیت جامعه را ازلحاظ پیشرفت‌های فنی ارتقا می‌دادند (Murphy et al., 1991). دی‌رسا و همکاران[6] (2015) تأثیر فساد را به‌عنوان «مالیاتی به‌صورت رشوه» بر بهره‌وری در سطح شرکت‌هایی از کشورهای اروپای مرکزی و شرقی و اتحاد جماهیر شوروی سابق بررسی کردند. یافته‌های تجزیه‌و‌تحلیل اقتصادی، این فرضیه را تأیید می‌کند که فساد پیامدهای منفی بر عملکرد شرکت دارد. با این حال رابطۀ بین فساد و عملکرد اقتصادی ظرافت‌هایی دارد. مقایسۀ اثرهای رشوه و بوروکراسی زمان‌بر نشان‌دهندۀ آن است که رشوه بر بازدۀ شرکت تأثیر منفی می‌گذارد؛ در حالی که الزامات طولانی مدت بروکراتیک به‌خودی‌خود عواقب جالب‌توجهی ندارد. مقام‌های رسمی نیز در شرایط رواج فساد، به‌طور مخفیانه و سلیقه‌ای به کسب منافع خصوصی اقدام می‌کنند. بدین ترتیب کارگزاران دولتی نه‌تنها اقدام به ایفای نقش موردانتظار یعنی رفع نواقص بازار نخواهند کرد، نواقص بیشتری نیز در بازارها ایجاد می‌کنند. در چنین محیطی بنگاه‌های جدید بالقوه که مجبور است برای ثبت و شروع عملیات خود رشوه پرداخت کند، اغلب تصمیم می‌گیرد وارد بازار نشود؛ درنتیجه رقابت کاهش خواهد یافت (Akai et al., 2005). براساس گروه دوم از نظریه‌ها، محیط فسادآلود از طریق ایجاد امکان دورزدن قوانین و مقررات ناکارآمد و انعطاف‌‌ناپذیر تحمیل‌شده از سوی دولت، کارایی و توسعۀ اقتصادی را ارتقا می‌دهد. فساد صورت‌گرفته از سوی شرکت‌ها، درآمد فروش آنها را افزایش می‌دهد و در مرحلۀ خاصی از توسعۀ اقتصادی، فساد به دورزدن مقررات دست‌وپاگیر کمک می‌کند؛ بنابراین کارآیی را بهبود می‌بخشد و توسعۀ اقتصادی را تحریک می‌کند (Wang & You, 2012). رشوه به‌عنوان پاداش تشویقی برای بوروکرات‌ها عمل می‌کند؛ بوروکرات‌ها در عرضۀ مجوزهای تجاری به بنگاه‌ها، اولویت را به کسانی می‌دهند که بیشترین ارزش را برای زمان قائل هستند و برای انجام سریع‌تر عملیات خود، حاضر به پرداخت بیشترین میزان رشوه هستند (Akai et al., 2005).
درخصوص رابطۀ فساد و بازدۀ مالی، ادبیات تجربی جدید، بیشتر به تأثیر منفی فساد بر رشد و بازدۀ شرکت تأکید دارد (Gaviria, 2002؛ Fisman, 2007 & Svensson؛ Wei & Kauffman, 2000). میترا و شارما[7] (2016) تأثیر پرداخت رشوه را بر عملکرد شرکت بررسی کردند و برای تجزیه‌و‌تحلیل تجربی از داده‌های سازمانی بانک جهانی و یک نهاد برجستۀ صنعت محلی هند در سال‌های 2006-2005 استفاده کردند. آنها پنج شاخص مهم عملکرد یعنی سود، کارایی فنی، بهره‌وری نیروی کار، عملکرد صادرات و نوآوری محصول را در نظر گرفتند. تأثیر پرداخت رشوه بر شاخص‌های عملکرد پس از کنترل برخی متغیرها و تأثیر سطح عملکرد و پیچیدگی‌های موجود در سیستم در پرداخت رشوه بررسی شد. رشوه به‌عنوان مالیات بر سودآوری شرکت‌ها عمل کرده و انگیزه را برای ناکارآمدی فراهم می‌کند. امین و آلکو[8] (2019) با استفاده از داده‌های ملی 39732 شرکت خصوصی در شش کشور در مناطق مختلف جهان از 2009 تا 2017، رابطۀ بین بهره‌وری شرکت و فساد و چگونگی این رابطه را با سطح مقررات تجاری بررسی کردند. آنها به شواهدی دست یافتند مبنی بر اینکه به‌طور متوسط بین فساد و بهره‌وری رابطۀ منفی وجود دارد. این رابطۀ منفی در سطوح بیشتر مقررات افزایش می‌یابد و بالعکس در سطوح پایین، رابطۀ معناداری وجود ندارد؛ اما برخی پژوهشگران معتقدند فساد به‌عنوان روان‌کنندۀ چرخ تولید برای شرکت عمل می‌کند. برخی پژوهش‌ها از این فرضیه پشتیبانی می‌کند که فساد چرخ‌های تجاری را سرعت می‌بخشد و با برطرف‌کردن موانع اداری تأثیر مثبتی بر توسعه دارد. {Athanasouli, 2012 #2;Athanasouli, 2012 #2}رشوه و پرداخت‌های غیرقانونی، موجب ارائۀ کالاها و خدمات عمومی به شرکت‌ها می‌شود و عملکرد آنها را بهبود می‌بخشد ( Lien, 1986؛Beck,1986& Maher). تأثیر فساد بر رشد اقتصادی به بستر نهادی کشور بستگی دارد. وقتی کیفیت نهادی ضعیف باشد، فساد ممکن است چرخ‌های بوروکراسی را چرب و رشد را تقویت کند (De Vaal & Ebben, 2011). وانگ و یو[9] (2012) نتیجه گرفتند که فساد صورت‌گرفته از سوی شرکت‌ها، درآمد فروش آنها را افزایش می‌دهد و در مرحلۀ خاصی از توسعۀ اقتصادی، فساد به دورزدن مقررات دست‌وپاگیر کمک می‌کند؛ بنابراین کارآیی را بهبود می‌بخشد و توسعۀ اقتصادی را تحریک می‌کند؛ اما با ادامۀ توسعۀ نهادی، فساد اداری کاهش یافته و سرانجام فرسوده می‌شود. این بدان معناست که فساد در برنامۀ توسعۀ اقتصادی، مزایایی داشته است و تأثیر مثبت آن بر رشد شرکت در دوران گذار مشاهده می‌شود؛ با این حال رشد ناشی از فساد موقت است و سرانجام رشد پایدار به نهادهایی با عملکرد مناسب نیاز دارد. ویلکات[10] (2018) فساد را در سطح شرکت‌های ایالات متحده در طول دورۀ 2015-2000 بررسی کرد. پژوهش نشان‌دهندۀ آن است که فساد محلی بر بازدۀ دارایی و کیوتوبین شرکت‌ها تأثیر معنادار و مثبتی دارد و این تأثیر در مناطق فاسد به‌مراتب چشمگیرتر است و فرصتی را برای بنگاه‌ها، به‌ویژه شرکت‌های بزرگ و باارزش، به‌منظور افزایش توان مالی خود فراهم می‌کند.
با بررسی مقاله‌های خارجی منتشرشده در حوزۀ فساد، تأکید آنها بر انتخاب شاخصی واقعی برای بیان اثرهای محلی و ملی فساد بوده است. متأسفانه مقاله‌های داخلی به دلیل نبودِ شفافیت و دسترسی به اطلاعات یا نوجه‌نشدن به اهمیت رابطۀ فساد و شرکت‌ها در ابعاد داخلی، تا به حال در این حوزه ورود نکرده‌اند و فقط به استفاده از شاخص‌های ادراک بین‌المللی و قیاس و تحلیل بین‌المللی اثرهای فساد اکتفا کرده‌اند. در این پژوهش سعی شده است حداقل اشاره‌ای به این موضوع شود و امید است در آینده پژوهشگران داخلی این خلأ را پوشش دهند.
با استناد به مبانی نظری پژوهش، فرضیه‌های زیر در این پژوهش مطرح است:
روش پژوهش
داده‌های استفاده‌شده در این پژوهش، تابلویی[11] و نرم‌افزار تحلیل و آزمون، ایویوز[12] 10 و اس‌پی‌اس‌اس[13] 24 است. مقطع مدنظر، 34 شرکت منتخب بورس اوراق بهادار تهران است که طی دورۀ زمانی هشت‌ساله 1392-1385 بررسی می‌شود (با توجه به حساسیت نهادهای دولتی و قضایی مرتبط، دسترسی به داده‌های فساد تنها تا سال 1392 امکان‌پذیر بوده و بعد از آن داده‌ها منتشر نشده است). جذابیت و نوآوری پژوهش حاضر در بهره‌گیری از داده‌های واقعی اختلاس، جعل و ارتشا در سطح استانی است و به همین منظور، امید است که نتایج پژوهش ضعف زمانی داده‌ها را جبران کند. در این پژوهش، برای تهیۀ آمار و اطلاعات لازم درخصوص شرکت‌ها یعنی متغیرهای بازدۀ دارایی، کیوتوبین، استقلال هیئت‌مدیره، تمرکز مالکیت، اندازه، سن، اهرم مالی و نگهداشت وجه نقد شرکت از نرم‌افزار ره‌آورد نوین (پرونده‌های صورت‌های مالی، ترکیب سهامداران و ارزش شرکت) و سایت کدال (پروندۀ صورت‌های مالی به‌همراه یادداشت‌های همراه) استفاده شده است. داده‌های فساد استانی از مرکز آمار ایران، سالنامۀ آماری و فصل امور قضایی به تفکیک استان‌ها تحت عنوان پرونده‌های مختومه در دادگاه‌های عمومی استخراج شده است. نمونۀ آماری در این پژوهش عبارت است از: شرکت‌های منتخب پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار که اطلاعات لازم برای محاسبۀ متغیرهای عملیاتی پژوهش، برای آنها در دسترس باشد؛ برای همگن‌شدن نمونۀ آماری، دست‌‌کم از سال 1385 در بورس پذیرفته شده و در طول دورۀ 1392-1385 در بورس فعال باشد؛ برای افزایش قابلیت مقایسۀ شرکت‌های نمونه، پایان سال مالی آنها 29 اسفند باشد و در دورۀ مدنظر تغییر سال مالی نداده باشد؛ نماد معاملاتی شرکت به تابلوی غیر رسمی بورس منتقل نشده باشد؛ جزء موسسه‌های مالی سرمایه‌گذاری، بانک‌ها و بیمه‌ها به دلیل ساختار گزارشگری و ماهیت عملیات متفاوت این مؤسسه‌ها نباشد؛ برای دستیابی به داده‌های معتبر ارزش شرکت، بیش از سه ماه وقفۀ معاملاتی نداشته باشد (این وقفۀ معاملاتی به‌صورت حداقل سه ماه پیوسته و در هر سال بررسی می‌شود)؛ محل شرکت واقع در استان‌های آذربایجان شرقی، آذربایجان غربی، خراسان[14]، زنجان، قزوین، کرمان، مازندران و یزد باشد. علت انتخاب این استان‌ها، در دسترس بودن داده‌های فساد آنهاست. درنهایت پس از اعمال محدودیت‌ها، تعداد 34 شرکت در دورۀ زمانی 1392-1385مطالعه شد.
از یک آزمون یک‌متغیره برای بررسی تفاوت بازدۀ دارایی و کیوتوبین در دو منطقه با فساد بیشتر و فساد پایینتر استفاده می‌شود. با محاسبۀ میانگین بازدۀ دارایی، کیوتوبین شرکت‌ها در هر منطقه امکان قیاس فراهم می‌شود. تفکیک مناطق به این شکل صورت می‌گیرد که از میزان فساد هر استان در طول دورۀ زمانی میانه گرفته و دوباره از میانۀ فساد استان‌ها میانه گرفته می‌شود. سپس میانۀ فساد استانی که بیشتر از میانۀ مقاطع استانی باشد، در منطقۀ با فساد بیشتر قرار می‌گیرد و بالعکس.
برای بررسی تأثیر فساد، استقلال هیئت‌مدیره و تمرکز مالکیت بر بازدۀ مالی شرکت، روابط زیر در نظر گرفته شده است:
|
رابطۀ (1) |
𝑅𝑂𝐴𝑖t = 𝛽0 + 𝛽1𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t + 𝛽2Board Independency𝑖t + 𝛽3Ownership Concentration𝑖t + 𝛽4Size𝑖t + 𝛽5Age𝑖t + 𝛽6Leverage𝑖t + 𝛽7Cash𝑖t + 𝑢𝑖t |
در رابطۀ (1)، 𝑅𝑂𝐴𝑖t ( بازدۀ دارایی‌ها[15] شرکت) متغیر وابسته، 𝛽0 عرض از مبدأ، 𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t (فساد)، Board Independency𝑖t (استقلال هیئت‌مدیره) و Ownership Concentration𝑖t (تمرکز مالکیت) متغیر مستقل و کنترل شامل Size𝑖t (اندازۀ شرکت)، Age𝑖t (سن شرکت)، Leverage𝑖t (اهرم مالی)، Cash𝑖t (نسبت نقدی) و 𝑢𝑖t جملۀ خطاست.
با جای‌گذاری کیوتوبین[16] (نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت) به‌جای بازدۀ دارایی در مدل بالا رابطۀ (2) به دست می‌آید.
|
رابطۀ (2) |
𝑇𝑜𝑏𝑖𝑛𝑄𝑖t = 𝛽0 + 𝛽1𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t + 𝛽2Board Independency𝑖t + 𝛽3Ownership Concentration𝑖t + 𝛽4Size𝑖t + 𝛽5Age𝑖t + 𝛽6Leverage𝑖t + 𝛽7Cash𝑖t + 𝑢𝑖t |
بازدۀ دارایی‌ها با تقسیم‌کردن سود خالص پس از کسر مالیات در سالی معین بر ارزش دفتری کل دارایی‌های واحد تجاری محاسبه می‌شود و کیوتوبین با تقسیم‌کردن مجموع کل بدهی به ارزش دفتری و کل ارزش سهام بر ارزش دفتری کل دارایی‌ها به دست می‌آید (;Xu & Li, 2018 Willcott, 2018). محدودبودن دسترسی به اطلاعات فساد[17] در ایران باعث شده است که بیشتر پژوهش‌ها در سطح بین‌المللی متمرکز شود؛ زیرا داده‌های شناخته‌شده برای تجزیه‌و‌تحلیل بین کشوری است؛ بنابراین مطالعۀ فساد در سطح استانی و تأثیر آن بر عملکرد شرکت، تاکنون در ایران انجام نشده است و برای اولین بار در این پژوهش بررسی می‌شود. علت اصرار بر مطالعۀ محلی فساد این است که در وحلۀ اول، همان‌طور که اسمیت[18] (2016) و فیسمن و گاتی[19] (2002)متذکر می‌شوند، اختلافات نهادی (به‌عنوان مثال، محیط مالیاتی و حمایت از سرمایه‌گذاران) و فرهنگی (به‌عنوان مثال، نگرش نسبت به فساد) در سطح ملی کنترل می‌شود. در وحلۀ دوم، این پژوهش روی کشوری متمرکز است که به‌طور معمول میزان فساد آن در رتبه‌بندی جهانی زیاد است (به‌عنوان مثال، جایگاه ایران براساس شاخص‌های ادراک فساد سازمان شفافیت بین‌الملل (2022) و شاخص کنترل فساد بانک جهانی (2022))؛ بنابراین ممکن است گمان شود، فساد با توجه به عملکرد ایران، به همان شکل بر عملکرد شرکت تأثیر می‌گذارد؛ درنتیجه شرکت‌ها به همان نسبت درگیر فساد است. یکی از عناصر پژوهش حاضر نشان‌دهندۀ این است که فساد در درجات مختلف در سراسر کشور وجود دارد. مسئلۀ سوم این است که مطابق نظر داس و همکاران[20] (2017)، داده‌های واقعی استانی برخلاف داده‌های مبتنی بر نظرسنجی یا ادراک از فساد که نهادهای بین‌المللی منتشر می‌کنند، فساد عمومی را به‌صورت عینی ارائه می‌دهد و برآمده از تصورات و نظرات شخصی نیست؛ بنابراین در این پژوهش از شاخص عینی و محلی فساد، یعنی تعداد پرونده‌های مختومۀ اختلاس، ارتشا و جعل در هر استان به‌عنوان نماینده‌ای از فساد استفاده شده است. زو و لی[21] (2018)، داس و همکاران (2017) و اسمیت (2016) از این شاخص به‌عنوان شاخص فساد محلی در پژوهش‌های خود استفاده کردند. تعداد پرونده‌های مختومۀ فساد در هر استان و هر سال به‌ازای هر صد هزار نفر جمعیت استان محاسبه شده و به‌عنوان متغیر فساد استفاده می‌شود. این کار برای برقراری توازن بین استان‌ها با جمعیت‌های متفاوت صورت می‌گیرد. استقلال هیئت‌مدیره[22] با تقسیم تعداد اعضای غیر موظف (مستقل) در ترکیب هیئت‌مدیره بر تعداد کل اعضای هیئت مدیره محاسبه می‌شود. تمرکز مالکیت[23] برابر با نسبت سهام در اختیار مالکان عمده به کل سهام شرکت است. اندازۀ شرکت[24] برابر است با لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی‌های شرکت و سن شرکت[25] برابر لگاریتم طبیعی سن شرکت از بدو تأسیس است. نگهداشت وجه نقد[26] با نسبت وجوه نقد و موجودی نزد بانک‌ها به دارایی‌های شرکت به دست می‌آید. اهرم مالی[27] با نسبت ارزش دفتری بدهی‌ها به دارایی‌های شرکت محاسبه می‌شود (Xu & Li, 2018).
یافته‌ها
جدول (1) نشان‌دهندۀ اطلاعات پارامترهای توصیفی متغیرهای پژوهش است.
جدول (1) پارامترهای توصیفی متغیرهای پژوهش
Table (1) Descriptive parameters of research variables
|
متغیر |
میانگین |
میانه |
مینیمم |
ماکزیمم |
انحراف استاندارد |
|
بازدۀ دارایی |
125460/0 |
099854/0 |
441662/0- |
630867/0 |
142999/0 |
|
کیوتوبین |
709499/1 |
402072/1 |
262059/0 |
781555/7 |
098729/1 |
|
فساد |
54448/41 |
56841/30 |
602822/0 |
9347/299 |
40518/45 |
|
استقلال هیئت‌مدیره |
436288/0 |
500000/0 |
000000/0 |
000000/1 |
331657/0 |
|
تمرکز مالکیت |
665696/0 |
747200/0 |
178800/0 |
987100/0 |
209445/0 |
|
اهرم مالی |
582172/0 |
614669/0 |
108763/0 |
143732/1 |
185107/0 |
|
اندازه |
269722/13 |
089263/13 |
879553/9 |
585934/17 |
489071/1 |
|
سن |
344549/3 |
367296/3 |
197225/2 |
988984/3 |
357554/0 |
|
نگهداشت وجه نقد |
046531/0 |
032600/0 |
000000/0 |
460800/0 |
050176/0 |
با توجه به مقادیر جدول گفته می‌شود بیشتر متغیرها به‌جز متغیر فساد، پراکندگی کمی دارد و این موضوع از شاخص انحراف استاندارد برداشت می‌شود. براساس فاصلۀ میانه با مینیمم و ماکزیمم و فاصلۀ میانگین و میانۀ متقارن‌بودن یا نبودن متغیر نتیجه گرفته شد که در اینجا متغیرها به غیر از متغیر فساد، تقارن نسبی دارد. اصلی‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نشان‌دهندۀ نقطۀ تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص خوبی برای نشان‌دادن مرکزیت داده‌ها به حساب می‌آید. میانگین برای متغیر فساد برابر با 55/41 است و نشان از آن دارد که بیشتر داده‌ها حول این نقطه تمرکز یافته است. میانه یکی دیگر از شاخص‌های مرکزی است که برای فساد برابر با 56841/30 و بیان‌کنندۀ آن است که نیمی از داده‌ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار است. انحراف استاندارد یکی از مهم‌ترین شاخص‌های پراکندگی و معیاری برای میزان پراکندگی مشاهدات از میانگین است که مقدار آن برای فساد 40518/45 است.
شکل (1) نشان‌دهندۀ میانگین سالانۀ فساد کل استان‌ها و میانگین سالانۀ بازدۀ دارایی کل شرکت‌ها در طول دورۀ مطالعه است.
شکل (1) میانگین سالانه فساد و بازدهی دارایی
Figure (1) Average annual corruption and return on assets
با توجه به شکل (1)، روند کلی بازدۀ دارایی صعودی بوده، میانگین سالانۀ فساد کل در طول دورۀ مطالعه روند کلی افزایشی داشته و نشان‌دهندۀ هم‌سویی روند فساد و بازدۀ دارایی است.
در شکل (2) میانگین سالانۀ فساد کل استان‌ها و میانگین سالانۀ کیوتوبین کل شرکت‌ها در طول دورۀ مطالعه ارائه شده است.
شکل (2) میانگین سالانه فساد و کیوتوبین
Figure (2) Average annual corruption and Tobin`s Q
شکل (2) نشان‌دهندۀ روند کلی صعودی کیوتوبین است. با توجه به افزایشی‌بودن میانگین سالانۀ فساد کل در طول دورۀ مطالعه، هم‌سویی روند فساد و کیوتوبین مشاهده می‌شود.
شکل (3) نشان‌دهندۀ میانگین تعداد پرونده‌های مختومۀ فساد به‌ازای صد هزار نفر جمعیت هر استان در طول دورۀ مطالعه است.
شکل (3) میانگین پرونده‌های مختومۀ فساد
Figure (3) Average of completed corruption cases
شکل (3) نشان‌دهندۀ آن است که میزان فساد در سطح استان‌ها متفاوت است. مطابق با شکل، استان‌های خراسان، زنجان، کرمان و یزد منطقۀ با فساد پایینتر و استان‌های آذربایجان شرقی، مازندران، آذربایجان غربی و قزوین منطقۀ با فساد بیشتر را تشکیل می‌دهد.
نتایج حاصل از آزمون لوین[28] دربارۀ بازدۀ دارایی نشان‌دهندۀ آن است که واریانس دو گروه با یکدیگر برابر است؛ زیرا آمارۀ معناداری آزمون، بیشتر از 5 درصد بوده و فرض صفر مبنی بر یکسان‌‌بودن واریانس داده‌ها تأیید می‌شود؛ ولی دربارۀ کیوتوبین، آمارۀ معناداری کمتر از 5 درصد بوده و واریانس دو دسته با یکدیگر متفاوت است؛ بنابراین در آزمون t نمونه‌های مستقل، نتایج آزمون لوین مدنظر قرار داده می‌شود.
آزمون t نمونه‌های مستقل[29] بیان‌کنندۀ آن است که آیا تفاوت معناداری بین میانگین‌ها در دو گروه متفاوت، که در بررسی حاضر شرکت‌های مستقر در دو منطقه با فساد پایینتر و بیشتر است، وجود دارد یا خیر. نتایج حاصل در جدول (2) ارائه شده است.
جدول (2) نتایج آزمون t
Table (2) The results of t test
|
متغیر |
فساد پایینتر |
فساد بالاتر |
آمارۀ محاسباتی |
احتمال |
|
بازده دارایی |
1040/0 |
1393/0 |
669/1 |
097/0 |
|
کیوتوبین |
6488/0 |
7059/0 |
930/1 |
055/0 |
آمارۀ معناداری کمتر از 10 درصد است؛ یعنی برابری میانگین‌ها در بازدۀ دارایی و کیوتوبین در سطح 1/0 رد و تفاوت معناداری بین آنها در دو منطقه وجود دارد. نتایج نشان‌دهندۀ آن است که بازدۀ دارایی شرکت‌های مستقر در منطقه با فساد بیشتر در مقایسه با شرکت‌های منطقه با فساد پایینتر ازنظر آماری به‌طور چشمگیری بیشتر است. این نتیجه در سطح 1/0 معنادار است. میانگین بازدۀ دارایی شرکت‌های منطقه با فساد پایینتر 1040/0 و در منطقۀ مقابل 1393/0 است که نشان از تفاوت 34 درصدی دارد. این نتیجه حاکی از آن است که فساد محلی با بازدۀ دارایی شرکت‌ها رابطۀ مثبت دارد. کیوتوبین نیز نتایج مشابهی را ارائه می‌دهد و این تفاوت در سطح 1/0 معنادار است. میانگین کیوتوبین شرکت‌های منطقه با فساد پایینتر 6488/0 و در منطقۀ دیگر 7059/0 و نشان‌دهندۀ تفاوت 8 درصدی است که بیان می‌کند، فساد محلی با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت‌ها رابطۀ مثبت دارد. به‌طور خلاصه، بازدۀ دارایی و کیوتوبین شرکت‌های مستقر در مناطق با فساد بیشتر و پایینتر تفاوت معناداری دارد.
از آنجایی که روش رگرسیون به کار گرفته‌شده، داده‌های تابلویی است، در این پژوهش از آزمون ریشۀ واحد لوین[30] و همکاران برای بررسی پایایی استفاده می‌شود. با توجه به نتایج آزمون، تمامی متغیرها به دلیل آنکه آمارۀ معناداری کمتر از 5 درصد دارد، ریشۀ واحد ندارد و در سطح پایاست؛ بنابراین احتمال ایجاد رگرسیون کاذب وجود نخواهد داشت و بررسی هم‌انباشتگی بین متغیرها ضرورتی ندارد.
به‌طور کلی برای انتخاب از میان مدل تلفیقی[31] و تابلویی از آزمون اف - لیمر استفاده می‌شود. در صورتی که مقدار آمارۀ احتمال کمتر از 5 درصد باشد، از روش تابلویی برای برآورد استفاده می‌شود. سطح معناداری برای بازدۀ دارایی و کیوتوبین در دو رقم اعشار صفر است؛ بنابراین در سطح 1 در هر دو مدل فرض صفر مبنی بر تخمین مدل به روش پول رد و فرضیۀ مقابل مبنی بر تخمین به روش تابلویی تأیید می‌شود که بین عرض از مبدأها تفاوت وجود دارد.
باتوجه به نتایج به‌دست‌آمده از آزمون هاسمن، فرض صفر مبنی بر تصادفی‌بودن عرض از مبدأها رد و فرضیۀ مقابل به معنی تخمین مدل به روش اثرهای ثابت تأیید می‌شود که تفاوت عرض از مبدأها ثابت است. سطح معناداری برای بازدۀ دارایی برابر 04/0 و برای کیوتوبین در دو رقم اعشار صفر است؛ بنابراین فرض صفر در سطح 5 درصد رد می‌شود.
نتایج آزمون همبستگی باقی‌مانده‌ها در مقاطع (پسران[32]) نشان‌دهندۀ آن است که در هر دو تخمین همبستگی بین مقاطع وجود ندارد و سطح معناداری برای بازدۀ دارایی برابر 95/0 و برای کیوتوبین برابر 41/0 است؛ بنابراین فرض صفر در سطح 5 درصد رد نمی‌شود.
نتایج تخمین رابطۀ (1) که تأثیر متغیرها را بر بازدۀ دارایی شرکت‌ها بررسی می‌کند، در جدول (3) نمایش داده شده است.
جدول (3) نتایج تخمین نهایی الگو (1)
Table (3) The results of estimating the model (1)
|
𝑅𝑂𝐴𝑖t = 𝛽0 + 𝛽1𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t + 𝛽2BI𝑖t + 𝛽3OC𝑖t + 𝛽4Size𝑖t + 𝛽5Age𝑖t + 𝛽6Leverage𝑖t + 𝛽7Cash𝑖t + 𝑢𝑖t |
|||
|
احتمال |
آمارۀ محاسباتی |
ضریب |
متغیر |
|
1219/0 |
552626/1 |
375094/0 |
عرض از مبدأ |
|
0214/0 |
317875/2 |
000464/0 |
فساد |
|
7118/0 |
369853/0- |
008157/0- |
استقلال هیئت‌مدیره |
|
3540/0 |
928904/0- |
053102/0- |
تمرکز مالکیت |
|
0000/0 |
804248/9- |
412220/0- |
اهرم مالی |
|
0054/0 |
811137/2 |
054012/0 |
اندازه |
|
0064/0 |
750519/2- |
217418/0- |
سن |
|
0016/0 |
199164/3 |
430054/0 |
نگهداشت وجه نقد |
|
|
دوربین - واتسون: 5223/1 |
ضریب تعیین: 7409/0 |
آمارۀ حتمال: 0000/0 |
همان‌طورکه مشاهده می‌شود، سطح معناداری نشان‌دهندۀ معناداری رگرسیون است و ضریب تعیین، توضیح 74 درصدی تغییرات متغیر وابسته را با متغیرهای مستقل بیان می‌کند؛ همچنین آمارۀ دوربین - واتسون نشان از نبودِ خودهمبستگی دارد. متغیر فساد رابطۀ مثبتی با بازدۀ دارایی شرکت‌ها دارد و نتیجه در سطح 05/0 معنادار است؛ به‌عبارتی افزایش فساد محلی به افزایش بازدۀ دارایی شرکت‌ها منجر می‌شود. متغیرهای استقلال هیئت‌مدیره و تمرکز مالکیت به‌عنوان متغیرهای حاکمیت شرکتی رابطۀ معناداری با بازدۀ دارایی ندارد. درخصوص متغیرهای کنترل، همگی در سطح 01/0رابطۀ معنادار با بازدۀ دارایی دارد که برای این رابطه به‌منظور اندازه و نگهداشت وجه نقد، مثبت و برای سن و اهرم مالی منفی بوده است. این نتایج، فرضیۀ (1) مبنی بر معناداری و مثبت‌بودن رابطۀ فساد و بازدۀ دارایی شرکت‌ها را تأیید کرده و فرضیه‌های (2) و (3)، یعنی معناداری اثرهای استقلال هیئت‌مدیره و تمرکز مالکیت را بر بازدۀ دارایی شرکت‌ها رد می‌کند.
جدول (4)، نتایج تخمین رابطۀ (2)، تأثیر متغیرها را بر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت‌ها (کیوتوبین) گزارش می‌دهد.
جدول (4) نتایج تخمین نهایی الگو (2)
Table (4) The results of estimating the model (2)
|
𝑇𝑜𝑏𝑖𝑛𝑄𝑖t = 𝛽0 + 𝛽1𝐶𝑜𝑟𝑟𝑢𝑝𝑡𝑖𝑜𝑛𝑖t + 𝛽2BI𝑖t + 𝛽3OC𝑖t + 𝛽4Size𝑖t + 𝛽5Age𝑖t + 𝛽6Leverage𝑖t + 𝛽7Cash𝑖t + 𝑢𝑖t |
|||
|
احتمال |
آمارۀ محاسباتی |
ضریب |
متغیر |
|
0007/0 |
477392/3- |
795783/6- |
عرض از مبدأ |
|
0216/0 |
321091/2 |
003089/0 |
فساد |
|
1199/0 |
564420/1- |
201588/0- |
استقلال هیئت‌مدیره |
|
0/3307 |
975933/0 |
332408/0 |
تمرکز مالکیت |
|
8781/0 |
153642/0 |
046548/0 |
اهرم مالی |
|
9211/0 |
099186/0 |
012064/0 |
اندازه |
|
0015/0 |
227201/3 |
330230/2 |
سن |
|
0009/0 |
477392/3- |
858482/3 |
نگهداشت وجه نقد |
|
|
دوربین - واتسون: 1785/2 |
ضریب تعیین: 7330/0 |
آمارۀ حتمال: 0000/0 |
همان‌طور که مشاهده می‌شود، سطح معناداری نشان‌دهندۀ معناداری رگرسیون است و ضریب تعیین، توضیح 73 درصدی تغییرات متغیر وابسته را با متغیرهای مستقل بیان می‌کند. آمارۀ دوربین – واتسون نشان از نبودِ خود همبستگی است. متغیر فساد رابطۀ مثبتی با کیوتوبین شرکت‌ها دارد و نتیجه در سطح 05/0 معنادار است؛ به‌عبارتی افزایش فساد محلی به افزایش کیوتوبین شرکت‌ها منجر می‌شود. متغیرهای استقلال هیئت‌مدیره و تمرکز مالکیت به‌عنوان متغیرهای حاکمیت شرکتی رابطۀ معناداری با کیوتوبین ندارد. درخصوص متغیرهای کنترل، سن و نگهداشت وجه نقد در سطح 01/0رابطۀ معنادار با کیوتوبین دارد که برای این رابطه مثبت است؛ اهرم مالی و اندازه نیز رابطۀ معناداری ندارد. این نتایج، فرضیۀ (4) مبنی بر معناداری و مثبت‌بودن رابطۀ فساد و کیوتوبین شرکت‌ها را تأیید کرده است و فرضیه‌های (5) و (6)، یعنی معناداری اثرات استقلال هیئت‌مدیره و تمرکز مالکیت را بر کیوتوبین شرکت‌ها رد می‌کند.
نتایج و پیشنهادها
بانک جهانی[33] (2009) فساد را یکی از بزرگ‌ترین موانع رشد اقتصادی[34]، توسعۀ اجتماعی[35] و کاهش فقر[36] معرفی می‌کند. به دلیل گستردگی فعالیت‌های فسادآمیز و طبیعت پنهان آن، کنترل آن از طریق نظارت و اجرای قوانین مربوطه دشوار است (Sahakyan & Stiegert, 2012)؛ بنابراین تلاش برای شناسایی دلایل و نحوۀ وقوع و آثار فساد در تصمیم‌گیری و برنامه‌ریزی بنگاه‌های اقتصادی و چگونگی برخورد آنها با موضوع فساد اثرگذار است. نتایج با کمک به سیاست‌گذاری و تصمیمات کلان اقتصادی با هدف تحقق عدالت، آزادی، امنیت اقتصادی، امید اجتماعی و حمایت از بخش خصوصی و بنگاه‌ها مفید است. در این بخش به تشریح نتایج و یافته‌ها و قیاس آنها با نتایج سایر پژوهش‌های مشابه توجه می‌شود. طبق یافته‌های به‌دست‌آمده در بخش قبل براساس آزمون تک‌متغیرۀ نمونه‌های مستقل، میانگین بازدۀ دارایی و کیوتوبین در شرکت‌های مستقر در منطقه با فساد بیشتر، به‌طور معناداری بیشتر از میانگین بازدۀ دارایی و کیوتوبین در شرکت‌های مستقر در منطقۀ با فساد پایینتر است و علت این موضوع دورزدن بوروکراسی پیچیده، طولانی و زمان‌بر با پرداخت رشوه در مناطق فاسدتر است؛ همان‌طور که وی و کافمن[37] (2000) استدلال می‌کنند که ممکن است رشوه موجب سرعت‌بخشیدن به بوروکراسی شود؛ بنابراین به نظر می‌رسد جغرافیای فساد، در بازدۀ مالی شرکت‌ها اثرگذار است و این موضوع مورد استقبال سرمایه‌گذاران و صاحبان بنگاه‌های اقتصادی برای فعالیت در مناطق فاسد قرار می‌گیرد. چنین اتفاقی در صورت وقوع، فارغ از اثرهای مثبت فساد بر عملکرد مالی شرکت‌ها، ممکن است اثرهای جانبی و منفی بر اقتصاد مناطق با فساد پایینتر بگذارد، توزیع سرمایه را در استان‌ها نابرابر کند و به طبع رشد و توسعه را تحت‌تاثیر قرار دهد. ازآنجا که فساد فعالیت‌های مفسدانه را تقویت می‌کند، مردم نسبت‌به این مسئله بی‌اهمیت می‌شوند (Mauro, 2004) و افزایش پرداخت رشوه به فراگیری و افزایش فساد در آینده منجر می‌شود (Gaviria, 2002)، اثرهای مثبت فساد بر بازدۀ مالی بر رفتار صاحبان و مدیران شرکت‌ها در استان‌ها با فساد پایینتر نیز اثر می‌گذارد. معناداری تفاوت بازدۀ دارایی و کیوتوبین در دو منطقه، نتایج پژوهش ویلکات (2018) را تأیید و نتایج پژوهش اسمیت (2016) را رد می‌کند. اسمیت (2016) بیان کرد، افزایش ارزش شرکت‌ها در مناطق با فساد زیاد نشان‌دهندۀ آن است که هزینۀ فساد کمتر از هزینۀ تغییر در سیاست مالی است و شرکت‌ها ترجیح می‌دهد با فساد کنار بیاید (Smith, 2016). مطابق با فرضیه‌های (1) و (4)، فساد تأثیر مثبت و معناداری بر متغیرهای بازدۀ مالی یعنی بازدۀ دارایی و کیوتوبین دارد؛ به‌عبارتی فساد موجب افزایش بازدۀ مالی شرکت‌ها می‌شود. این رابطه با یافته‌های آزمون تک‌متغیره نمونه‌های مستقل تطابق دارد. به نظر می‌رسد سیاست‌ها و قوانین گیج‌کننده در تولید، تجارت و سرمایه‌گذاری سیاست‌های راهبردی شرکت‌ها را محدود کرده و امکان سوء استفاده از قدرت را در اختیار بوروکراسی قرار می‌دهد. در چنین شرایطی شرکت‌ها هزینه‌های فساد را کمتر از هزینه‌های چالش بوروکراسی می‌داند و به‌احتمال به این خاطر فساد به‌عنوان روان‌کنندۀ چرخ تولید برای شرکت‌ها عمل می‌کند؛ به‌عبارتی در حالتی که بین دولت در قالب بوروکراسی و منافع تجاری و اقتصادی تضاد و تقابل وجود دارد، فساد راه‌گشاست. اثر مثبت فساد بر بازدۀ دارایی و کیوتوبین، نتایج پژوهش‌های ویلکات (2018) و اوجاکا و همکاران[38] (2019) را تأیید و نتایج پژوهش داس و همکاران (2017) را رد می‌کند. زو و لی (2018) و اسمیت ((2016 بیان کردند که فساد و کیوتوبین رابطۀ معکوس دارد. زو و لی (2018) و اسمیت (2016) کاهش نقدینگی شرکت‌ها را به دلیل وجود فساد علت کاهش ارزش بازار آنها می‌داند؛ در حالی که ویلکات (2018) استدلال می‌کند تفاوت معناداری بین ارزش بازار شرکت‌های دارای نقدینگی‌های زیاد و فسادهای متفاوت وجود ندارد؛ بنابراین به‌طور قطع نقش واسطه‌ای برای نقدینگی در رابطۀ فساد و کیوتوبین متصور نمی‌شود و فساد و رشوه در قالب‌هایی متفاوت از پرداخت نقدی صورت می‌گیرد (مثل ارائۀ کالا و خدمات، اختلاس، استخدام‌های دستوری و زدوبندها). برخلاف فرضیه‌های (2)، (3)، (5) و (6)، نتایج عبرتی (2014) و مطابق نظر رئیسی (2007) حاکمیت شرکتی تأثیر معناداری بر بازدۀ مالی ندارد. استقلال هیئت‌مدیره و تمرکز مالکیت رابطۀ چشمگیری با بازدۀ دارایی و کیوتوبین ندارد؛ به‌عبارتی همسو با نتایج پژوهش راشید و همکاران[39] (2010)، وجود مدیران غیر موظف در هیئت‌مدیره و هیئت‌مدیره‌های تحت حاکمیت مدیران غیر موظف نتوانسته است تأثیر مثبتی بر بازدۀ دارایی و کیوتوبین داشته باشد. علت، نقشی است که مدیران موظف در انتخاب مدیران غیر موظف ایفا می‌کنند؛ یعنی اگر در فرآیند انتخاب مدیران غیر موظف تسامح صورت گیرد و روابط به‌جای ضوابط حاکم باشد، به نظر می‌رسد در استقلال این مدیران باید شک‌وتردید داشت؛ همچنین رابطۀ مالکیت سهامداران عمده با بازدۀ دارایی و کیوتوبین معنادار نیست. آن ممکن است ناشی از نبودِ نظارت سهامدار عمده بر عملکرد شرکت‌ها به دلیل نقش پررنگ شرکت‌های دولتی و بزرگ در بازار سهام به‌عنوان سهامداران عمده باشد که حساسیت کمتری نسبت‌به بخش خصوصی دارد. از سویی، به نظر می‌رسد این نکته، که حاکمیت شرکتی با تمرکز بر منافع ذی‌نفعان، امری اخلاقی است، در دنیای واقعی کاربردی نداشته باشد؛ چون ممکن است مدیران شرکت‌ها عملکرد و منافع خود را مقدم بر اخلاق بدانند.
با توجه به یافتۀ پژوهش مبنی بر تأثیر مثبت فساد بر بازدۀ مالی، به نظر می‌رسد فساد به دورزدن مقررات دست‌وپاگیر کمک می‌کند. از سویی، با توسعۀ نهادی، فساد اداری کاهش می‌یابد و سرانجام فرسوده می‌شود؛ بنابراین رشد ناشی از فساد موقت است و توسعۀ پایدار به نهادهایی با عملکرد مناسب نیاز دارد. در این صورت پیش‌بینی می‌شود سیاست‌گذاران در چشم‌انداز توسعه به‌دنبال کاهش و حذف فساد باشند. طبق نتایج به‌دست‌آمده مبنی بر تفاوت بازدۀ شرکت‌ها در مناطقی با سطوح فساد متفاوت، پیشنهاد می‌شود سیاست‌گذاران متناسب با شرایط و وضعیت هر منطقه اقدام به تصمیم‌گیری کنند. متأسفانه ساختار مدیریتی متمرکز و دستوری مانع از انعطاف‌پذیری بخش‌های اقتصادی در مناطق مختلف می‌شود. بررسی تأثیر قدرت نهادی بازدارنده بر رابطۀ فساد و بازدۀ متغیرهای اقتصادی اهمیت زیادی دارد. از آنجا که حاکمیت به‌عنوان اصلی‌ترین نهاد مبارزه با فساد شناخته می‌شود، پیش‌بینی می‌شود سیاست‌های آن تأثیر چشمگیری بر رابطۀ فساد و بخش‌های مختلف اقتصادی داشته باشد؛ بنابراین پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی از متغیرهایی استفاده شود که نشان‌دهندۀ تأثیر سیاست‌های بازدارندۀ فساد است. سیاست‌های مالی شرکت‌ها در مواجهه با محیط‌های فاسد و هزینه‌های تحمیلی آن، نشان‌دهندۀ ترجیحات مدیران در برخورد با فساد خواهد بود. به همین منظور، توصیه می‌شود در پژوهش‌های آتی این حوزه، سیاست‌های مالی متأثر از فساد و اثرهای آن بر بازدۀ شرکت‌ها بررسی شود.
شایان ذکر است که با وجود تلاش پژوهشگران برای دستیابی به اطلاعات مربوط به فساد، با توجه به حساسیت نهادهای دولتی و قضایی مرتبط، دسترسی به داده‌ها تنها تا سال 1392 امکان‌پذیر بود و پس از آن داده‌های واقعی اختلاس، جعل و ارتشا منتشر نشده که این مسئله یکی از محدودیت‌های این پژوهش است.
[1] .Bureaucracy
[2]. Rose-Ackerman
[3]. Anti Corruption
[4]. Oxford
[5]. Lho & Cabuay
[6] .De Rosa
[7]. Mitra & Sharma
[8] .Amin & Ulku
[9]. Wang & You
[10]. Willcott
[11] .Panel
[12] .Eveiws
[13]. SPSS
[14]. با توجه به آخرین داده‌های موجود، پرونده‌های مختومۀ اختلاس، ارتشا و جعل در سطح استان، دورۀ زمانی 1392-1385 انتخاب شده و به‌منظور توازن در داده‌های مورداستفاده و براساس داده‌های موجود، استان‌های خراسان جنوبی، رضوی و شمالی، استان خراسان در نظر گرفته شده است.
[15] .Return on Assets
[16]. TobinQ
[17] .Corruption
[18]. Smith
[19]. Fisman & Gatti
[20]. Dass, Nanda, & Xiao
[21]. Xu & Li
[22] .Board Independency
[23] .Ownership Concentration
[24] .Size
[25] .Age
[26] .Cash
[27] .Leverage
[28] .Levene's Test
[29]. Independent Samples Test
[30]. Levin, Lin & Chu
[31] .pool
[32] .CD Pesaran
[33] .World Bank
[34] .Economic Growth
[35] .Social Development
[36] .Poverty Reduction
[37]. Wei & Kauffman
[38]. Ojeka
[39]. Rashid, De Zoysa, Lodh, & Rudkin
Akai, N., Horiuchi, Y., & Sakata, M. (2005). Short-run and long-run effects of corruption on economic growth: Evidence from state-level cross-section data for the United States. Asia Pacific School of Economics and Government, The Australian National University, Working Paper.05/5.
Amin, M., & Ulku, H. (2019). Corruption, regulatory burden and firm productivity. World Bank Policy Research, Working Paper. 8911.
Beck, P. J., & Maher, M. W. (1986). A comparison of bribery and bidding in thin markets. Economics Letters. 20(1): 1-5. https://doi.org/10.1016/0165-1765(86)90068-6.
Brooks, G., Walsh, D., Lewis, C., & Kim, H. (2013). Defining corruption. Preventing Corruption. New York: Palgrave Macmillan. 11-26. https://doi.org/10.1057/9781137023865_2.
Codal. (2021). https://www.codal.ir.
Dass, N., Nanda, V. K., & Xiao, S. C. (2017). Is there a local culture of corruption in the US? Georgia Institute of Technology, Working Paper. https://www.eurofidai.org/sites/default/files/pdf/parismeeting/2017/xiao_2017.pdf.
De Rosa, D., Gooroochurn, N., & Görg, H. (2015). Corruption and productivity: Firm-level evidence. Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik. 235(2): 115-138.https://doi.org/10.1515/jbnst-2015-0203.
De Vaal, A., & Ebben, W. (2011). Institutions and the relation between corruption and economic growth. Review of Development Economics. 15(1): 108-123. https://doi.org/10.1111/j.1467-9361.2010.00596.x.
Faruq, H., Webb, M., & Yi, D. (2013). Corruption, bureaucracy and firm productivity in Africa. Review of Development Economics. 17(1): 117-129. https://doi.org/10.1111/rode.12019.
Fisman, R., & Gatti, R. (2002). Decentralization and corruption: Evidence from U.S. federal transfer programs. Public Choice. 113(1): 25-35. https://doi.org/10.1023/A:1020311511787.
Fisman, R., & Svensson, J. (2007). Are corruption and taxation really harmful to growth? Firm level evidence. Journal of Development Economics. 83(1): 63-75. https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2005.09.009.
Gaviria, A. (2002). Assessing the effects of corruption and crime on firm performance: Evidence from Latin America. Emerging Markets Review. 3(3): 245-268. https://doi.org/10.1016/S1566-0141(02)00024-9.
Ebrati, M. (2014). The relationship between corporate governance, product market competition and firm performance of listed companies in Tehran Stock Exchange. Tehran: Alzahra University. https://ganj.irandoc.ac.ir/#/articles/8878d542bb24d9d4b2490eb92df7197f. (In Persian)
Hill, K. Q. (2003). Democratization and corruption systematic evidence from the American states. American Politics Research. 31(6): 613–631. https://doi.org/10.1177/1532673X03255178.
Hung, M. P. (2001). Corruption and economic growth. Journal of Comparative Economics. 29(1): 66-79. https://doi.org/10.1006/jcec.2000.1703.
La Porta, R., Lopez-de-Silanes, F., Shleifer, A., & Vishny, R. (2000). Investor protection and corporate governance. Journal of Financial Economics. 58(1): 3-27. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(00)00065-9.
Lho, K., & Cabuay, J. (2007). Corruption in the Korean public and private sectors. Corruption and Good Governance in Asia. London: Routledge. 94-111. https://www.taylorfrancis.com/chapters/edit/10.4324/9780203029343-14/corruption-korean-public-private-sectors-kyongsoo-lho-joseph-cabuay.
Lien, D. H. D. (1986). A note on competitive bribery games. Economics Letters. 22(4): 337-341.https://doi.org/10.1016/0165-1765(86)90093-5.
Mauro, P. (2004). The persistence of corruption and slow economic growth. IMF Staff Papers, Department of Economics, University of München. 51 (1): 1–18. https://econpapers.repec.org/paper/imfimfwpa/2002_2f213.htm.
Mitra, A., & Sharma, C. (2016). Corruption, Development in Indian Economy. India: Cambridge University Press.
Murphy, K. M., Shleifer, A., & Vishny, R. W. (1991). The allocation of talent: Implications for growth. The Quarterly Journal of Economics. 106(2): 503-530. https://doi.org/10.2307/2937945.
O'Byrne, S. (2012). There Is Nothing More Important Than Corruption: The Rise and Implementation of a New Development Idea. Maryland: Proquest. 58-119. https://www.proquest.com/openview/ba4b4e440a01cb4393a44e5ca9dd4848/1?pqorigsite=gscholar&cbl=18750.
Ojeka, S., Adegboye, A., Adegboye, K., Umukoro, O., Dahunsi, O., & Ozordi, E. (2019). Corruption perception, institutional quality and performance of listed companies in Nigeria. Heliyon. 5(10): 1-10. https://doi.org/10.1016/j.heliyon.2019.e02569.
Rahavard365. (2021). https://rahavard365.com.
Rashid, A., De Zoysa, A., Lodh, S., & Rudkin, K. (2010). Board composition and firm performance: Evidence from Bangladesh. Australasian Accounting, Business and Finance Journal. 4(1): 76-95. https://ro.uow.edu.au/aabfj/vol4/iss1/5.
Reisi, Z.(2007).The Relationship Between the Quality of Corporate Governance and Corporate Performance.Tehran: Allameh Tabatabaei University. https://ganj.irandoc.ac.ir/#/articles/64f8a50c71256e7a28a6e1aff1be1f24/fulltext. (In Persian)
Rose-Ackerman, S. (1978). Corruption: A study in political economy. Academic Press.
Sahakyan, N., & Stiegert, K. W. (2012). Corruption and firm performance. Eastern European Economics. 50(6): 5-27. https://doi.org/10.2753/EEE0012-8775500601.
Shleifer, A., & Vishny, R. (1993). Corruption. The Quarterly Journal of Economics. 108(3): 599–617. https://doi.org/10.2307/2118402.
Smith, J. D. (2016). US political corruption and firm financial policies. Journal of Financial Economics. 121(2): 350-367. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2015.08.021.
Statistical Center of Iran. (2021). Statistical year book. Tehran: Statistical Center of Iran. https://nnt.sci.org.ir/sites/Apps/yearbook/Lists/year_book_req/Item/newifs.aspx .
Transparency International Organization. (2016). What is corruption? http://www.transparency.org/whatiscorruption.
Transparency International Organization. (2022). https://www.transparency.org/en/countries/iran.
Wang, Y., & You, J. (2012). Corruption and firm growth: Evidence from China. China Economic Review. 23(2): 415-433. https://doi.org/10.1016/j.chieco.2012.03.003.
Wei, S. J., & Kaufmann, D. (2000). Does ‘Grease Money’ speed up the wheels of commerce? International Monetary Fund Working Paper. 64. https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2000/wp0064.pdf.
Willcott, N. (2018). State Level Corruption: An Empirical Study of the Effects of State Level Corruption on Firm Performance in the United States. Canada: Queen's University. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.3212154.
World Bank. (1997). Helping countries combat corruption: The role of the World Bank. Poverty Reduction and Economic Management, 1-69. http://www.worldbank.org/ html/extdr/corruptn/cor02.htm.
World Bank. )2009(. Anticorruption. Washington, DC: World Bank. http://hdl.handle.net/10986/26685.
World Bank. )2022(. http://info.worldbank.org/governance/wgi/Home/Reports.
Xu, X., & Li, Y. (2018). Local corruption and corporate cash holdings: Sheltering assets or agency conflict? China Journal of Accounting Research. 11(4): 307-324. https://doi.org/10.1016/j.cjar.2018.05.001.
)