بررسی تأثیر تضاد نمایندگی بر عدم تقارن اطلاعاتی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار گروه حسابداری، واحد بناب، دانشگاه آزاد اسلامی، بناب، ایران

2 دانشجوی دکتری حسابداری، واحد بناب، دانشگاه آزاد اسلامی، بناب، ایران

چکیده

هدف این پژوهش بررسی تاثیر تضاد نمایندگی مبتنی بر شاخص های مالکیت و مالی بر عدم تقارن اطلاعاتی است. جامعه آماری تحقیق شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که بر اساس شرایط در نظر گرفته شده برای انتخاب نمونه، 110 شرکت طی دوره 6 ساله 1390 تا 1395 انتخاب گردید. پژوهش حاضر از نوع پژوهش های کاربردی است. جهت آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوی داده‌های ترکیبی استفاده شده است. برای اندازه گیری شاخص‌های مالکیت از متغیر مالکیت مدیریتی و مالکیت سهامداران نهادی و برای اندازه گیری شاخص های مالی از جریان‌های نقد آزاد و اهرم مالی استفاده شد. نتایج نشان داد که تضادهای نمایندگی ناشی از مالکیت مدیریتی و مالکیت سهامداران نهادی بر عدم تقارن اطلاعاتی سود تاثیر منفی داد. بدین معنا که افزایش مالکیت اعضای هیات مدیره و وجود مالکان نهادی موجب کاهش تضاد منافع می شود. همچنین، نتایج نشان داد که اهرم مالی و جریان‌های نقد آزاد بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر مثبت دارد. بدین معنا در شرکت‌هایی که اهرم مالی و جریان‌های نقد آزاد زیاد است، تضاد منافع موجب ایجاد عدم تقارن بین مدیران و سهامداران می گردد.  

کلیدواژه‌ها


مقدمه

ادبیات پیشین نشان می‌دهد که عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران بطور قابل ملاحظه‌ای تصمیمات سرمایه‌گذاری شرکت را تحت تأثیر قرار می‌دهد و منجر به تشدید مشکلات نمایندگی می‌شود (جیانگ و همکاران، 2010). تئوری نمایندگی (کارگزاری) مربوط به موردی است که یک نفر مسؤولیت تصمیم‌گیری در خصوص توزیع منابع مالی و اقتصادی و یا انجام خدمتی را طی قرارداد مشخصی به شخص دیگری واگذار می نماید. شخص اول را در اصطلاح، صاحبکار (مالک) و شخص دوم را اصطلاحاً نماینده (کارگزار) می‌نامند (نمازی، 1384). تئوری نمایندگی عمدتاً به تضاد منافع موجود بین مدیر‌یت و مالکیت اشاره دارد. با بزرگتر شدن شرکتها، مالکان اداره‌ شرکت را به مدیران تفویض کرده‌اند. جدایی مالکیت از مدیریت، منجر به مشکلات نمایندگی می‌شود. طبق تئوری نمایندگی، اولین مشکل مربوط به نمایندگی وجود تضاد منافع بین سهامدار و مدیر است. یعنی سهامدار به دنبال رسیدن به بالاترین مرحله ارزش سرمایه‌گذاری است و مدیر نیز در وهله اول به دنبال افزایش ثروت خود می‌باشد؛ بنابراین، این احتمال وجود دارد که مدیر، در راستای منافع سهامدار عمل ننماید. اختلاس و فساد مالی مدیر و خارج ساختن منافع سهامدار از شرکت، نمونه‌هایی افراطی از این تضاد منافع می‌باشند. بنابراین می‌توان یکی از مهمترین دلایل تقاضا برای حسابرسی سالانه را افزایش تضاد نمایندگی و همچنین بالا رفتن هزینه‌های نمایندگی دانست. لذا می‌توان انتظار داشت که با افزایش مشکلات نمایندگی و به طبع آن هزینه‌های نمایندگی، عدم تقارن اطلاعاتی نیز افزایش یابد.

 

مبانی نظری و پیشینه پژوهش

یکی از عوامل موثر در تصمیم‌گیری، اطلاعات مناسب و مرتبط با موضوع تصمیم است. در صورتی که اطلاعات مورد نیاز به صورتی نامتقارن بین افراد توزیع شود، می‌تواند منجر به نتایج متفاوت نسبت به موضوعی واحد شود. بر اساس بحث کارایی بازار، تمام اطلاعات موجود در بازار، اثر خود را بر روی قیمت سهام منعکس می‌کنند. شاید بتوان از دیدگاه فرضیه بازار کارا، دلیل وجود حسابداری را عدم تقارن اطلاعاتی بیان کرد که در آن یکی از طرفین مبادله، اطلاعات بیشتری را نسبت به طرف مقابل در اختیار دارد. این امر به علت معاملات و اطلاعات درون گروهی به جود می‌آید (احمدپور کاسگری و عجم، 1389) و بازده مورد انتظار سهامداران را تحت تاثیر قرار می‌دهد. به این صورت که هر چه عدم تقارن اطلاعاتی در یک شرکت بالا باشد، سرمایه گذاران ریسک اطلاعاتی بالایی را برآورد می‌کنند و با افزایش صرف ریسک ناشی از شرایط ابهام، بازده مورد انتظار آنها نیز بالاتر می‌رود (‌هی، لیپون و لیونگ، 2013).

رابطه نمایندگی دربرگیرنده قراردادی است که بر طبق آن یک یا چند نفر مالک، شخص دیگری را به عنوان نماینده یا عامل از جانب خود منصوب و اختیار تصمیم‌گیری را به وی توفیض می‌کنند. شکل‌گیری رابطه نمایندگی، همراه با منافع متضادی است که در نتیجه جدایی مالکیت از مدیریت، هدف‌های متفاوت و عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران رخ می‌دهد (مهدوی و منفرد مهارلوئی، 1390). بنابراین سهامداران باید مخارجی را متحمل گردند تا بتوانند منافع مدیران را با خود همسو نمایند یا حداقل از اقدامات وی در جهت منافع خودش کسب اطمینان نمایند. از آنجا که چنین مخارجی به واسطه انعقاد قرارداد میان مدیران و سهامداران و شکل‌گیری رابطه نمایندگی پدید می‌آید، هزینه‌های نمایندگی نامیده می‌شود. هزینه‌های نمایندگی را می‌توان به سه گروه عمده طبقه‌بندی کرد. گروه اول، مخارج مربوط به نظارت بر عملکرد و تلاش‌های مدیر، مانند هزینه سازوکارهای کنترلی و نظارتی، است. گروه دوم، هزینه‌های مربوط به ساختار سازمانی هستند به گونه‌ای که بتوان رفتار نامطلوب مدیر را محدود کرد. گروه سوم از هزینه‌های نمایندگی، شامل هزینه‌های فرصت از دست رفته ناشی از اعمال محدودیت بر مدیر است.

بر اساس مفهوم عدم تقارن اطلاعاتی، مدیران درخصوص جریان­های نقدی، فرصت‌های سرمایه‌گذاری و به‌طورکلی چشم‌انداز آتی و ارزش واقعی شرکت، اطلاعاتی بیش از سرمایه­گذاران برون­سازمانی در اختیار دارند. به‌طورکلی، عدم تقارن اطلاعاتی به شکاف‌های اطلاعاتی، کیفیت، گزارشگری، قابل فهم بودن، ادراکی و ارزش تقسیم می‌شود. هر چه دامنه مطرح‌شده بیشتر باشد، سطح شکاف ارزش و به دنبال آن فاصله بین قیمت مبادلاتی اوراق بهادار شرکت‌ها از ارزش ذاتی آنها بیشتر خواهد بود که این امر، به تصمیم‌گیری‌های نامناسب اقتصادی و مالی توسط سرمایه­گذاران منجر خواهد شد (خانی و قجاوند، 1391). از آن جایی که سرمایه‌گذاران به‌عنوان اصلی‌ترین تأمین کنندگان منابع شرکت‌ها متقاضی اطلاعات کامل و درست شرکت‌ها هستند، عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران، مسئله انتخاب نادرست را در تعیین قیمت‌های پیشنهادی مناسب به وجود می‌آورد.

لامبرت، لیوز و ورچیا (2008)، رابطه تفاوت اطلاعات در سرمایه­گذاران و هزینه سرمایه را مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داد که افزایش عدم­تقارن اطلاعاتی، هزینه­های سرمایه­ای شرکت­ را کاهش می­دهد و ایجاد تغییر در ساختار اطلاعات، میانگین ​​دقت اطلاعات را افزایش می­دهد. عدم تقارن اطلاعات به خودی خود بر هزینه­های سرمایه­ای شرکت اثر ندارد بلکه تفاوت­ اطلاعات میان سرمایه­گذاران به واسطه­ی میانگین ​​دقت اطلاعات سرمایه­گذاران بر هزینه­های سرمایه­ای شرکت اثر می­گذارد.

مکنایت و ویر  (2009) به بررسی تأثیر ساز و کارهای نظام راهبری شرکت و ساختار مالکیت بر هزینه‌‌های نمایندگی پرداختند. نمونه مورد بررسی آن‌ها شامل 534 مشاهده از 128 شرکت بزرگ انگلیسی طی سال‌های 1996 الی 2000 بود. در تحقیق آن‌ها از مدل رگرسیون و رویکرد داده‌های پانلی استفاده شد. همچنین، نسبت گردش دارایی‌ها، تعامل بین فرصت‌های رشد و جریان‌های نقدی آزاد، و تعداد شرکت‌های تحصیل شده توسط شرکت، به عنوان معیارهایی از هزینه‌های نمایندگی در نظر گرفته شد. نتایج تحقیق آنها بیانگر این بود که افزایش در مالکیت مدیران باعث کاهش هزینه‌های نمایندگی می‌شود. در صورت استفاده از تعامل فرصت‌های رشد و جریان‌های نقدی آزاد به عنوان معیار هزینه‌های نمایندگی نیز، مالکیت نهادی باعث کاهش هزینه‌های نمایندگی می‌شود. همچنین، با اندازهگیری هزینه‌های نمایندگی به صورت نسبت گردش دارایی‌ها، بین نسبت بدهی و هزینه‌های نمایندگی ارتباط معنادار و منفی وجود دارد.

راتناویتی و همکاران (2016) در تحقیق به بررسی تاثیر تضاد نمایندگی نوع اول و نوع دوم بر مدیریت سود پرداختند. ایشان در تحقیق خود جهت اندازه گیری مدیریت سود از مدل تعدیل شده جونز (2002) استفاده کردند. و تضاد نمایندگی را ناشی از مالکیت مدیریتی و مالکیت نهادی مورد بحث قرار دادند. و نوع دوم تضاد نمایندگی را حاصل از حقوق کنترلی و حقوق هرمی مورد بحث قرار دادند. نتایج حاصل از تحقیق ایشان نشان داد که بین هر دو گروه نوع اول و دوم و مدیریت سود رابطه معنی داری وجود دارد.

عربصالحی و کاظمی نوری (1393) به بررسی تأثیر هزینه‌های نمایندگی بر حساست سرمایه‌گذاری- جریان‌های نقدی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. آن‌ها تعداد 103 شرکت را با استفاده از رگرسیون لجستیک براس دوره زمانی 1385- 1389 مورد بررسی قرار دادند. نتایج پژوهش نشان داد که هزینه‌های نمایندگی، به تنهایی موجب ایجاد سرمایه‌گذاری بیشتر و کمتر از حد نمی‌شوند، اما باعث افزایش حساسیت سرمایه‌گذاری جریان‌های نقدی می‌شوند.

نیکوکار و همکاران (1393) رابطة سازوکارهای حاکمیت شرکتی با هزینه های نمایندگی متشکل از شرکت‌های ایرانی را مورد بررسی قرار دادند. از بین سازوکارهای کنترل هزینه های نمایندگی درصد اعضای غیرموظف هیئت مدیره و درصد سرمایه‌گذاران نهادی، به عنوان متغیر مستقل، بررسی شده اند. تحلیل و بررسی همبستگی با استفاده از رگرسیون مقطعی صورت گرفته است. یافته‌های تحقیق نشان می‌دهد، در صورت استفاده از نسبت گردش دارایی به عنوان معیاری برای اندازه‌گیری هزینه‌های نمایندگی، بین درصد اعضای غیرموظف و هزینه‌های نمایندگی رابطة معناداری وجود دارد، اما این رابطه برای سرمایه گذاران نهادی معنادار نیست.

موسوی شیری و همکاران (1394) اثر عدم تقارن اطلاعاتی بر بیش‌ارزشیابی سهام را مورد بررسی قرار دادند. برای آزمون فرضیه پژوهش، از داده­های تاریخی مربوط به 63 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و از تحلیل رگرسیون، استفاده گردیده است. نتایج پژوهش، نشان می دهد که عدم تقارن اطلاعاتی رابطه مثبت و معناداری با بیش­ارزشیابی سهام دارد. درواقع، مدیریت شرکت­ها، هنگامی‌که دارای مزیت و برتری اطلاعاتی بوده و سودها را دستکاری می­کنند، موجب می­شوند بر شدت بیش ارزشیابی سهام افزوده شده و ثروت بلندمدت صاحبان سهام را نابود کنند.

 

فرضیه های پژوهش

فرضیه اصلی اول : تضاد نمایندگی مبتنی بر شاخصهای مالکیت بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر دارد.

فرضیه فرعی 1 : تضاد نمایندگی حاصل از مالکیت مدیریتی بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر دارد.

فرضیه فرعی 2 : تضاد نمایندگی حاصل از مالکیت سهامداران نهادی بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر دارد.

فرضیه اصلی دوم : تضاد نمایندگی مبتنی بر شاخصهای مالی بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر دارد.

فرضیه فرعی 3 : تضاد نمایندگی مبتنی بر (اهرم مالی) بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر دارد.

فرضیه فرعی 4 : تضاد نمایندگی مبتنی بر (جریان وجه نقد آزاد) بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر دارد.

 

روش پژوهش

برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از روش رگرسیون خطی چند متغیره و برای تجزیه و تحلیل نهایی به منظور واکاوی داد‌ه‌ها از نرم‌افزاره 7 Eviews استفاده شده است. جامعه آماری این تحقیق، کلیه شرکت هایی هستند که حداقل از ابتدای سال 1390 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده، تا پایان سال 1395 حضور داشته و از چهار ویژگی زیر، به طور همزمان برخوردار باشند:

الف) به دلیل ماهیت و طبقه بندی متفاوت اقلام صورت های مالی شرکت های سرمایه گذاری و واسطه گری مالی در مقایسه با شرکت های تولیدی، شرکت های سرمایه گذاری شرکت های بیمه، بانک ها و موسسات تامین مالی در این پژوهش مورد بررسی قرار نمی گیرند.

ب) به دلیل لزوم محاسبه متغیرهای تحقیق و انجام آزمون فرضیات در مورد هر شرکت، اطلاعات مورد نیاز در ارتباط با شرکت ها، در دسترس باشد.

ج) برای رعایت قابلیت مقایسه پذیری، دوره مالی آنها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.

د) در طول هر یک از سال‌های دوره تحقیق، وقفه معاملاتی بیش ازسه ماه نداشته باشند

با توجه به اعمال محدودیت هاى فوق، تعداد شرکت‌هاى باقى مانده به 110 شرکت یا به عبارتى 660  شرکت - سال رسید. از این رو جهت آزمون فرضیه ها، تمام شرکت‌هاى باقى مانده به عنوان جامعه مورد مطالعه (جامعه در دسترس) انتخاب گردید.

 

متغیرهای پژوهش

متغیرهای وابسته: عدم تقارن اطلاعاتی

عدم تقارن اطلاعاتی (IS): برای محاسبه عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران از مدل چیانگ و وینکاتش (1986) برای تعیین دامنه قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام مورد استفاده قرار گرفت.

 

AP: میانگین قیمت پیشنهادی فروش سهام شرکت i دوره t

AP: میانگین قیمت پیشنهادی خرید سهام شرکت i در دورهt.

بزرگی معیار Spread جهت تفکیک سرمایه‌گذاران آگاه و ناآگاه به کار می‌رود و هر چه عدد محاسبه‌شده بزرگ‌تر باشد، عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران آگاه و ناآگاه بیشتر است.

 

متغیرمستقل (تضاد نمایندگی مبتنی بر شاخص های مالکیت و مالی)

مالکیت سهامداران  نهادی(INSOWN)

سهامداران نهادی بخاطر توانایی‌های فنی و مالی، منابع قابل ملاحظه‌‌ای را برای کنترل شرکت تخصیص می‌دهند و از نظرات کارشناسان خبره مالی برای اداره شرکت استفاده می‌کنند. بوش[1] (1998) نشان می‌دهد که مالکیت نهادی یکی از سازوکارهای کنترل بیرونی موثر بر حاکمیت شرکتی است. سرمایه‌گذاران نهادی، سرمایه‌گذاران بزرگ نظیر بانکها، شرکت‌های بیمه، شرکت‌های سرمایه‌گذاری و.. هستند که از طریق جمع‌آوری اطلاعات و ارزیابی تصمیمات مدیریت بطور ضمنی و از طریق اداره نحوه عمل شرکت به طور صریح، بر شرکت نظارت می‌کنند. مگ[2] (1998) نشان داد که نظارت بر شرکت توسط سرمایه‌گذاران نهادی می‌تواند مدیران را وادار به تاکید بیشتر بر عملکرد شرکت و کاهش رفتار فرصت طلبانه یا خویشتن طلبانه کند. 

طبق بند 21 ماده 1 قانون بازار اوراق بهادار ایران سرمایه­گذارن نهادی عبارتند از: بانک­ها و بیمه­ها، هلدینگ­ها، شرکت‌های سرمایه­گذاری، صندوق بازنشستگی، شرکت تامین­سرمایه و صندوق­های سرمایه‌گذاری ثبت شده نزد سازمان بورس اوراق بهادار. نحوه محاسبه آن، درصد سهام نگهداری شده بوسیله سهامداران نهادی می‌باشد. مالکیت نهادی یک متغیر دو وجهی است. شرکت‌هایی که درصد سهام نگهداری شده بوسیله سهامداران نهادی  بیشتر از میانه جامعه آماری است عدد یک در غیراینصورت صفر اختصاص می‌یابد.

 

مالکیت مدیریتی

این متغیر به صورت مجموع درصد سهام هر یک از اعضای هیات مدیره در شرکت محاسبه می شود. نحوه تعیین مالکیت مدیریتی برای یک شرکت خاص به صورت رابطه زیر است:

 

در این تحقیق از دو معیار اهرم مالی و جریان وجه نقد آزاد به عنوان شاخص‌های مالی استفاده می شود که به صورت زیر می باشد:

 

اهرم مالی(LEV)

مدیران شرکتها به دلیل مزایای تامین مالی از طریق بدهی، تمایل دارند از این طریق نیازهای مالی شرکت را تامین کنند،اما تامین مالی از طریق بدهی، هزینه بهره را در پی دارد و این موضوع باعث خواهد شد که شرکتها بخشی از درآمدهای خود را در سالهای آینده صرف پرداخت هزینه های تامین مالی کنند. در نتیجه، رشد آینده آنها کاهش خواهد یافت. اهرم مالی در این پژوهش از طریق رابطه زیر بدست می آید:

 

 

جریان وجوه نقد آزاد (FCF)

با توجه به تحقیقات گذشته مبنی بر اینکه مدیران واحدهای اقتصادی دارای جریان وجوه نقد آزاد بالا و فرصت رشد کم، با احتمال بیشتری، وجوه نقد مازاد را در پروژه­های اضافی (نهایی) و یا حتی پروژه­های دارای خالص ارزش فعلی منفی سرمایه­گذاری می­کنند، لذا این چنین فرض می­شود که در واحدهای اقتصادی دارای جریان وجوه نقد آزاد بالا و فرصت رشد کم تضاد منافع بین مدیریت و سهامداران، سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان بیشتر است (جنسن، 1986)

برای محاسبه جریان وجوه نقد آزاد (FCF) از الگوی اندازه­گیری لهن و پولسن که توسط گیول و تسو نیز به کار رفته، استفاده می­شود. این مدل به شرح زیر است:


که در این مدل داریم:

: جریان وجوه نقد آزاد؛ : سود عملیاتی قبل از هزینه استهلاک؛ : مالیات بر درآمد کل پرداختی؛ : هزینه­های مالی (بهره) پرداختی؛ : سود سهام ممتاز پرداختی؛ : سود سهام عادی پرداختی.

 

متغیر های کنترلی

جهت کاهش سایر عوامل بر متغیر وابسته از متغیرهای کنترلی به شرح زیر استفاده می شود

اندازه شرکت (SIZE): اندازه شرکت میزان بزرگی و کوچکی شرکت را بیان می‌کند که از جمع دارایی‌های شرکت قابل محاسبه می‌باشد. مطابق تحقیقات جانسون و همکاران (2000)، آروسا و همکاران (2010)، لین و همکاران (2014)، حساس یگانه و همکاران (1387) و نمازی و همکاران (1387) از لگاریتم‌ دارایی‌ها استفاده می‌شود.

آنگ و همکاران (2000) بیان می کنند که شرکت های بزرگ به دلیل افزایش هزینه های نمایندگی، با سطح مازاد وجه نقد روبه رو هستند. در حالی که شرکت های کوچک به دلیل حجم تولید و فروش پایین با مازاد وجه نقد پایینی مواجه هستند.

فرصت‌های رشد (MBV): فرصت‌های رشد شرکت مجموعه گزینه‌هایی هستند که شرکت تصمیم به انتخاب آنها می‌گیرد. در شرکت‌هایی که ارزش بازار سهام بالا است فرصت‌های رشد نیز به دلیل رونق سهام آن شرکت، بالا می‌باشد. در این از فرمول زیر برای محاسبه فرصت‌های رشد استفاده می‌شود:

نسبت ارزش بازار کل حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری آن.

مطابق اظهارات جنسن (1986) با افزایش مجموعه فرصت های سرمایه گذاری، احتمال نگهداشت وجه نقد بیشتر خواهد بود. به این دلیل که انتخاب فرصت های سرمایه گذاری به تمایل مدیران بستگی دارند و ممکن است این وجوه را به جای سرمایه گذاری در شرکت نگهداری کنند، نگهداری مازاد وجه نقد ممکن است موجب کاهش ارزش شرکت شود.

بازده دارایی‌ها (ROA): بازده دارایی نشان دهنده این حقیقت است که از جمع دارایی‌های شرکت چقدر می‌توان در سال جاری سود برد. درواقع آن شاخص میزان سودآوری شرکت را نشان می‌دهد در این پژوهش مطابق پژوهش های لی (2008)، نمازی و همکاران (1387) از فرمول زیر برای محاسبه بازده دارایی های استفاده می‌شود:

سود قبل از مالیات تقسیم بر جمع کل دارایی‌های شرکت.

لی (2008) نشان می‌دهد که در شرکت‌های سودآور احتمال نگهداری وجه نقد کاهش می یابد زیرا در این شرکت‌ها گزینه‌های سودآور انتخاب و سرمایه‌گذاری می شود و احتمال اقدامات فرصت طلبانه کاهش می یابد.

 

یافته های پژوهش

یافته های توصیفی

در جدول 1 اصلی ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نشان دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص خوبی برای نشان دادن مرکزیت داده هاست. برای مثال میانگین عدم تقارن اطلاعاتی، سهامداران نهادی و مالکیت مدیریتی به ترتیب برابر 319/0، 386/0 و 710/0 است که نشان می‌دهد بیشتر داده ها حول این نقطه تمرکز یافته‌اند.

 

 

 

 

 

جدول(1): آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در سطح کل شرکتها

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

میانه

میانگین

متغیرها

710/0

002/0

088/0

214/0

319/0

عدم تقارن اطلاعاتی

664/0

078/0

263/0

420/0

386/0

مالکیت مدیریتی

854/0

065/0

275/0

570/0

710/0

مالکیت سهامداران نهادی

874/0

069/0

189/0

601/0

665/0

اهرم مالی

952/0

320/0-

178/0

151/0

162/0

جریان های نقد آزاد

803/15

22/10

664/1

90/11

36/12

اندازه شرکت

017/8

108/0

702/1

451/1

870/1

فرصت های رشد

777/0

107/0-

089/0

166/0

183/0

بازده دارایی

میانه یکی دیگر از شاخص های مرکزی می باشد که وضعیت جامعه را نشان می دهد. میانه عدم تقارن اطلاعاتی، سهامداران نهادی و مالکیت مدیریتی به ترتیب برابر 214/0، 420/0 و 570/0 است نشان می‌دهد نیمی از داده ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار هستند. مینیمم و ماکزیمم، به ترتیب کمترین و بیشترین عدد متغیر در جامعه آماری را نشان می دهد. برای مثال کمترین مقدار برابر 320/0- برای متغیر جریان های نقد آزاد و بیشترین مقدار برای اندازه شرکت با مقدار 803/15 می باشد. به طورکلی پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی از یکدیگر یا میزان پراکندگی آنها نسبت به میانگین است. از مهم ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. مقدار این پارامتر برای متغیر فرصت های رشد برابر با (702/1) و برای متغیر عدم تقارن اطلاعاتی برابر با (088/0) می‌باشد که نشان می‏دهد در بین متغیرهای پژوهش، فرصت های رشد و عدم تقارن اطلاعاتی به ترتیب دارای بیشترین و کمترین میزان پراکندگی می‌باشند.

 

یافته‌های استنباطی

نتایج آزمون F لیمر(چاو) و آزمون هاسمن برای فرضیه های پژوهش در جدول 2 ارائه شده است:

گام اول: تشخیص همگن یا ناهمگن بودن داده ها با استفاده از آزمون لیمر (چاو)

جدول (2): نتایج آزمون F لیمر (همسانی عرض از مبدأ مقاطع)

نتیجه آزمون

P-Value

Statistic

مدل آزمون

فرضیه صفر (H0)

فرض H0 رد می شود

فرض H0 رد می شود

فرض H0 رد می شود

فرض H0 رد می شود

000/0

000/0

000/0

000/0

736/4

092/4

618/4

570/3

فرضیه فرعی اول

فرضیه فرعی دوم

فرضیه فرعی سوم

فرضیه فرعی چهارم

 

عرض از مبدا تمامی مقاطع با هم یکسان است

 

در آزمون F لیمر، فرضیه H0 استفاده از روش داده های تلفیقی را در مقابل فرضیه H1 یعنی استفاده از روش داده های تابلویی نشان می دهد. با توجه به سطح معناداری به دست آمده از جدول 2، نتیجه این آزمون بیانگر این مطلب است که مقاطع مورد بررسی ناهمگن و دارای تفاوت های فردی بوده، بنابراین استفاده از روش های داده های تابلویی برای هر 4 مدل مناسب تر است. بعد از انتخاب روش داده های تابلویی توسط آزمون لیمر، آزمون هاسمن انجام گرفت. در این آزمون در صورت پذیرفته شدن H0از مدل اثرات تصادفی و در صورت پذیرفته شدن H1 از مدل اثرات ثابت استفاده می گردد. خلاصه نتایج آزمون هاسمن به شرح جدول 3 ارائه شده است:

جدول (3): نتایج آزمون هاسمن (انتخاب بین اثرات ثابت و تصادفی)

نتیجه آزمون

P-Value

آماره کای دو

مدل آزمون

فرضیه صفر (H0)

فرض H0 پذیرفته می شود

فرض H0 پذیرفته می شود

فرض H0 پذیرفته می شود

فرض H0 پذیرفته می شود

000/0

000/0

000/0

000/0

094/32

739/34

075/38

752/26

فرضیه فرعی اول

فرضیه فرعی دوم

فرضیه فرعی سوم

فرضیه فرعی چهارم

تفاوت در ضرایب سیستماتیک نیست. (مدل اثرات تصادفی است)

همانطور که نتایج جدول 3 نشان می­دهد، مقدار این آماره برای تمام مدل­ها معنی­دار است و سطح معنی­داری گزارش شده در جدول 3 برای 4 مدل کمتر از 05/0 است و بیانگر پذیرش فرضیه  H0و رد فرضیه H1در سطح اطمینان 95 درصد بوده و بر استفاده از روش اثرات ثابت دلالت دارد.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول در جدول 4 نشان می­دهد که تضاد نمایندگی حاصل از مالکیت مدیریتی بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر منفی (079/0-) و معنی‌داری (000/0) در اهش بدهیتا پایان 1392ه می شود:

د داشته باشد.راین یت شرکتی موجب افزایش استفاده از  سایر بدهی ها شود زیرا نظارت و محدودیت کمتری بو معنی داری سطح اطمینان 95 درصد وجود دارد. بنابراین فرضیه اول پژوهش در سطح معنی­داری 95 درصد پذیرش می شود. ضریب تعیین تعدیل شده نشان می­دهد که حدود 2/22 درصد از تغییرات متغیر وابسته عدم تقارن اطلاعاتی توسط متغیر مستقل مالکیت مدیریتی و سایر متغیرها قابل تبیین است.

جدول (4): یافته های حاصل از آزمون فرضیه فرعی اول

ISit = β0 + β1 MANOWN it + β2 SIZEit + β3 MBVit + β4 ROAit + eit

متغیر وابسته: عدم تقارن اطلاعاتی

متغیرها

ضرایب استاندارد نشده

t

سطح معنی‌داری

VIF

ضریب

میزان خطا

ضریب ثابت

190/0-

028/0

711/6-

000/0

-

MANOWN

079/0-

020/0

963/3-

000/0

739/1

SIZE

002/0-

001/0

052/2-

041/0

791/1

MBV

003/0-

003/0

763/0-

446/0

083/1

ROA

083/0

036/0

285/2

023/0

812/1

R2 تعدیل شده

222/0

دوربین واتسون

891/1

F آماره

169/7

احتمال آمارهF

000/0

 

آماره دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 بوده و می توان تایید نمود که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش بینی شده به وسیله مدل رگرسیون، از یکدیگرمستقل هستند. مقدار سطح معنی داری F برابر با 000/0 و کوچکتر از 05/0 می‌باشد که حاکی از معنی­داری کل مدل است. همچنین در آزمون فرضیه اول مقدار آمارة VIF برای همة متغیرها کمتر از 10 بود، بنابراین مشکل هم خطی بین متغیرهای پژوهش وجود نداشت.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم در جدول 4 نشان داد که تضاد نمایندگی حاصل از مالکیت سهامداران نهادی بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر منفی (212/0-) و معنی‌داری (013/0) در اهش بدهیتا پایان 1392ه می شود:

د داشته باشد.راین یت شرکتی موجب افزایش استفاده از  سایر بدهی ها شود زیرا نظارت و محدودیت کمتری بو معنی داری سطح اطمینان 95 درصد وجود دارد. بنابراین فرضیه دوم در سطح معنی داری 95 درصد پذیرش می­شود. ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که حدود 6/16 درصد از تغییرات متغیر وابسته عدم تقارن اطلاعاتی توسط متغیر مستقل مالکیت سهامداران نهادی و سایر متغیرها قابل تبیین است.

جدول (5): یافته های حاصل از آزمون فرضیه دوم پژوهش

IAit = β0 + β1 INSOWN it + β2 SIZEit + β3 MBVit + β4 ROAit + eit

متغیر وابسته: عدم تقارن اطلاعاتی

متغیرها

ضرایب استاندارد نشده

t

سطح معنی‌داری

VIF

ضریب

میزان خطا

ضریب ثابت

139/0-

026/0

343/5-

000/0

-

INSOWN

212/0-

088/0

409/2-

013/0

648/1

SIZE

002/0-

001/0

322/2-

021/0

810/1

MBV

002/0-

003/0

443/0-

658/0

311/1

ROA

093/0

037/0

527/2

012/0

073/1

R2 تعدیل شده

166/0

دوربین واتسون

876/1

F آماره

941/3

احتمال آمارهF

002/0

آماره دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 بوده و می توان تایید نمود که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش بینی شده به وسیله مدل رگرسیون، از یکدیگرمستقل هستند. مقدار سطح معنی‌داری F برابر با 000/0 و کوچکتر از 05/0 می‌باشد که حاکی از معنی داری کل مدل است. همچنین در آزمون فرضیه دوم مقدار آمارة VIF برای همة متغیرها کمتر از 10 بود، بنابراین مشکل هم خطی بین متغیرهای پژوهش وجود نداشت.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه سوم در جدول 6 نشان می‌دهد که تضاد نمایندگی مبتنی بر (اهرم مالی) بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر مثبت (069/0) و معنی‌داری (000/0) در اهش بدهیتا پایان 1392ه می شود:

د داشته باشد.راین یت شرکتی موجب افزایش استفاده از  سایر بدهی ها شود زیرا نظارت و محدودیت کمتری بو معنی داری سطح اطمینان 95 درصد دارد. بنابراین فرضیه فرعی سوم پژوهش در سطح معنی داری 95 درصد پذیرش می‌شود. ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که حدود 5/21 درصد از تغییرات متغیر وابسته مدیریت واقعی سود توسط متغیر مستقل اهرم مالی و سایر متغیرها قابل تبیین است. آماره دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 بوده و می توان تایید نمود که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش بینی شده به وسیله مدل رگرسیون، از یکدیگرمستقل هستند. مقدار سطح معنی‌داری F برابر با 000/0 و کوچکتر از 05/0 می‌باشد که حاکی از معنی داری کل مدل است. همچنین در آزمون فرضیه سوم مقدار آمارة VIF برای همة متغیرها کمتر از 10 بود، بنابراین مشکل هم خطی بین متغیرهای پژوهش وجود نداشت.

جدول (6): یافته های حاصل از آزمون فرضیه سوم پژوهش

ISit = β0 + β1 LEV it + β2 SIZEit + β3 MBVit t + β4 ROAit + eit

متغیر وابسته: عدم تقارن اطلاعاتی

متغیرها

ضرایب استاندارد نشده

t

سطح معنی‌داری

VIF

ضریب

میزان خطا

ضریب ثابت

178/0-

027/0

506/6-

000/0

-

LEV

069/0

019/0

693/3

000/0

673/1

SIZE

002/0-

001/0

106/2-

036/0

689/1

MBV

003/0-

003/0

821/0-

412/0

113/1

ROA

082/0

036/0

251/2

025/0

664/1

R2 تعدیل شده

215/0

دوربین واتسون

880/1

F آماره

743/6

احتمال آمارهF

000/0

نتایج حاصل از آزمون فرضیه چهارم در جدول 7 نشان می‌دهد که تضاد نمایندگی مبتنی بر (جریان های نقد آزاد) بر مدیریت سود واقعی تاثیر مثبت (047/0) و معنی‌داری (000/0) در اهش بدهیتا پایان 1392ه می شود:

د داشته باشد.راین یت شرکتی موجب افزایش استفاده از  سایر بدهی ها شود زیرا نظارت و محدودیت کمتری بو معنی داری سطح اطمینان 95 درصد دارد. بنابراین فرضیه فرعی چهارم پژوهش در سطح معنی­داری 95 درصد پذیرش می‌شود.

جدول (7): یافته های حاصل از آزمون فرضیه فرعی چهارم پژوهش

IS it = β0 + β1 FCF it + β2 SIZE it + β3 MBVit + β4 ROAit + eit

متغیر وابسته: عدم تقارن اطلاعاتی

متغیرها

ضرایب استاندارد نشده

t

سطح معنی‌داری

VIF

ضریب

میزان خطا

ضریب ثابت

147/0-

026/0

714/5-

000/0

-

FCF

047/0

015/0

133/3

000/0

646/1

SIZE

083/0

021/0

952/3

000/0

742/1

MBV

077/0-

034/0

264/2-

009/0

364/1

ROA

002/0-

001/0

256/2-

024/0

094/1

R2 تعدیل شده

183/0

دوربین واتسون

870/1

F آماره

832/4

احتمال آمارهF

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که حدود 3/18 درصد از تغییرات متغیر وابسته عدم تقارن اطلاعاتی توسط متغیر‌های مستقل و سایر متغیرها قابل تبیین است. آماره دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 بوده و می­توان تایید نمود که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش بینی شده به وسیله مدل رگرسیون، از یکدیگرمستقل هستند. مقدار سطح معنی‌داری F برابر با 000/0 و کوچکتر از 05/0 می‌باشد که حاکی از معنی­داری کل مدل است. همچنین در آزمون فرضیه چهارم مقدار آمارة VIF برای همة متغیرها کمتر از 10 بود، بنابراین مشکل هم خطی بین متغیرهای پژوهش وجود نداشت.

 

نتیجه گیری و پیشنهادهای پژوهش

با جدایی مالکیت از مدیریت، قدرت شرکتهای سهامی بزرگ به مدیران واگذار شده است (میتزبرگ، 1984). بسیاری از مدیران هیچ نوع منافع مالکیتی در شرکت ندارند به این خاطر که آنها سرمایه انسانی (استعدادهای مدیریتی) خود را در شرکت خاصی متمرکز نمی‌کنند. بنابراین، آنها ممکن است سعی نمایند با تنوع بخشیدن مالکیت میزان ریسک خود را کاهش دهند (گادفری و همکاران، 2006). نظریه‌پردازان تئوری نمایندگی پیشنهاد می‌کنند که این مدیران ممکن است برای منافع شخصی خود تلاش نمایند و احتمالاً فعالیت‌هایی را انجام دهند که در جهت منافع سهامداران نباشد. انجام چنین اقداماتی موجب شکل گرفتن مشکلات نمایندگی می‌شود (جنسن و مک لینگ، 1976). هدف پژوهش حاضر بررسی تاثیر تضاد نمایندگی مبتنی بر شاخص های مالکیت و مالی بر عدم تقارن اطلاعاتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. نتایج نشان داد که تضادهای نمایندگی ناشی از مالکیت مدیریتی و مالکیت سهامداران نهادی بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر منفی داد. بدین معنا که افزایش مالکیت اعضای هیات مدیره موجب کاهش تضاد منافع می شود و فرصت های مدیریت سود را از مدیران شرکت سلب می کند. مالکیت مدیریتی به کاهش انگیزه مدیران به منظور افزایش منافع شخصی از طریق نادیده گرفتن منافع سهامداران کمک می‌کند. مدیرانی که مالکان شرکت هستند انگیزه دارند تا با کارایی بیشتری کار کنند که این امر به نوبه خود منجر به بهره‌برداری سودآور از دارایی‌ها می‌شود. نتایج نشان داد که اهرم مالی و جریان‌های نقد آزاد بر عدم تقارن اطلاعاتی تاثیر مثبت دارد. بدین معنا در شرکت‌هایی که اهرم مالی و جریان‌های نقد آزاد زیاد است، تضاد منافع افزایش می‌یابد. شرکت‌هایی که اهرم مالی بالایی دارند، اگر قادر به پرداخت تعهدهای ناشی از تأمین مالی برون سازمانی نباشند، هم در معرض ریسک ورشکستگی قرار خواهند گرفت و هم قادر به پیدا کردن اعتباردهندگان جدید در آینده نخواهند بود. همچنین میزان جریان‌های نقد آزاد در دسترس می‌تواند مدیران را ترغیب نماید تا اقدام به مدیرت سود کنند.

مطابق با نتایج بدست آمده پیشنهادهایی به شرح زیر ارائه می شود:

1. به سرمایه گذاران پیشنهاد می‌شود که هنگام ارزیابی سهام شرکت‌ها، به‌دقت صورت‌های مالی آن‌ها را بررسی کرده و تمامی جوانب شرکت‌ها را همچون عدم تقارن اطلاعاتی و پدیده تضادهای نمایندگی را مدنظر قرار دهند و از انجام معاملات ذهنی بر پایه عقاید دیگر سرمایه‌گذاران، خودداری نمایند.                 

 2. چنانچه در این تحقیق مشخص شد، شرکت‌ها بر اساس ویژگی‌های درونی خود، از جمله عدم تقارن اطلاعات، نوع ساز و کار حاکمیت شرکتی خود را مشخص می‌کنند. بنابراین، باید به این نکته توجه شود که نمی‌توان الزامات حاکمیت شرکتی همسانی را به همه شرکت‌ها تحمیل کرد.



[1] .Bush

[2] . Mag

ü       احمدپور کاسگری، احمد، عجم، مریم، (1389)، بررسی رابطه بین کیفیت اقلام تعهدی و عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، فصلنامه­­ی بورس اوراق بهادار، شماره 11، صص 107-124.

ü       خانی، عبداله، قجاوند، زیبا، (1391)، تأثیر طیف رقابتی بازار بر رابطه بین عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه سهام عادی، مجله پژوهش­های حسابداری مالی، سال چهارم، شماره چهارم، صص 67-88.

ü       عربصالحی، مهدی، کاظمی نوری، سپیده، (1393)، تأثیر هزینه‌های نمایندگی بر حساست سرمایه‌گذاری- جریان‌های نقدی، دانش حسابداری، دوره 5، شماره 17، صص 97-118.

ü       موسوی شیری، سید محمود، خلعت بری، حسن. فیروز بخت، مینا، (1395)، اثر عدم تقارن اطلاعاتی بر بیش‌ارزشیابی سهام، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی،دوره 7، شماره27، صص 73-92.

ü       مهدوی، غلامحسین، منفرد مهارلوئی، محمد، (1390)، ترکیب هیات مدیره و هزینه‌های نمایندگی، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، دوره 3، شماره 10، صص 19-1.

ü       نمازی، محمد، (1384)، بررسی کاربردهای تئوری نمایندگی در حسابداری مدیریت، علوم اجتماعی و انسانی شیراز، شماره 2، صص 164-147.

ü       نیکوکار، غلامحسین، جهان بیک لویی، علی, فرهادی، علی، علیدادی، یاسر، (1393)، رابطه سازوکارهای حاکمیت شرکتی با هزینه‌های نمایندگی متشکل از شرکت‌های ایرانی، فصلنامه علمی- پژوهشی مدیریت بازرگانی، دوره 6، شماره 2،  صص 401-416.

ü  Ang, J. S., Cole, R. A., & Lin, J. W. (2000). Agency cost and ownership structures. The Journal of Finance, 55(1), 81–106.

ü  Baker T, Collins D, Reitenga A (2003) Stock option compensation and earnings management incentives. J Account Audit Financ 18(4):557–582.

ü  Chen, X., Sun, Y., and Xu, X. (2015). Free cash flow, over-investment and corporate governance in China. Pacific-Basin Finance Journal, In Press, doi:10.1016/j.pacfin.2015.06.003.

ü  Cheng, M., Dhaliwal, D., and Zhang, Y. (2013). Does investment efficiency improve after the disclosure of material weaknesses in internal control over financial reporting?, Journal of Accounting and Economics. 56(1): 1-18.

ü  Doukas, J. A. McKnight, P.J. and Pantzalis, C., (2005). “Security Analysis, Agency Costs and UK Firm Characteristics”. International Review of Financial Analysis, 14, pp. 493-507.

ü  Habib, H. (2011). Growth opportunities, earnings permanence and the valuation of free cash flow. Australasian Accounting Business and Finance Journal. 5(4): 101-122.

ü  Healy, P. M., Wahlen, J. M., 1999. A review of the earnings management literature and its implications for standard setting. Account. Horiz. 13, 365–384.

ü  Iskandar, T. M., Bukit, R., and Sanusi, Z. M. (2012). The moderating effect of ownership structure on the relationship between free cash flow and asset utilization. Asian Academy of Management Journal of Accounting and Finance. 8(1): 69-89.

ü  Jensen, M. C., and Meckling W.H. (1976), “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, 3.

ü  Lehn, K., and Poulsen, A. (1989). Free cash flow and stockholder gains in going private transactions. Journal of Finance. 44(3): 771-787.

ü  McKnight, P. J., & Weir, C. (2009). Agency costs, corporate governance mechanisms and ownership structure in large UK publicly quoted companies: A panel data analysis. The Quarterly Review of Economics and Finance, 49(2), 139–158.

ü  Mintzberg, H. (1984). Who should control the corporation? California Management Review, 27(1), 90–116.