بررسی تأثیر کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا با تأکید بر نقش تعدیل‌کنندۀ رقابت بازار محصول در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 ارومیه، دانشگاه ارومیه ،دانشکده اقتصاد ومدیریت ، گروه حسابداری

2 دانشگاه ارومیه

3 دانشگاه الزهراء شعبه ارومیه

چکیده

استقرار مجموعه­ای از قواعد ناظر بر هدایت، کنترل و نظارت باعنوان حاکمیت شرکتی، باعث افزایش کیفیت افشاء اطلاعات می‌شود. رقابت در بازار محصول نیز‌ سازوکاری بالقوه در اطمینان‌یافتن از اعمال مناسب حاکمیت شرکتی‌ است. در این پژوهش، تأثیر کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا با تأکید بر نقش تعدیل‌کنندۀ رقابت بازار بررسی شده است. برای بررسی این روابط، اطلاعات 721 سال شرکت شامل 103 شرکت طی سال­های 1387‌–‌1393 ‌آزمون شده است. تجزیه و تحلیل داده­ها و آزمون فرضیه­ها با استفاده از رگرسیون چند‌متغیره مبنی بر داده‌های تابلویی انجام شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه­های پژوهش نشان داد‌ کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد‌ و سطح بالاتر کیفیت افشا در نتیجۀ افزایش کیفیت حاکمیت شرکتی به‌دست می­آید؛ اما رقابت بازار محصول در حالت کلی بر این رابطه تأثیر معناداری ندارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The impact of corporate governance quality on disclosure quality with emphasis on moderating role of product market competition in firms listed on the Tehran Stock Exchange

نویسنده [English]

  • hamzeh didar 1
1 ارومیه، دانشگاه ارومیه ،دانشکده اقتصاد ومدیریت ، گروه حسابداری
چکیده [English]

Establishing a set of rules to leading, control and supervision which is known as corporate governance is to increase the quality of information disclosure. Competition in the product market also has been proposed as a potential mechanism to ensure the proper application of corporate governance. In this study, the effect of the corporate governance quality on disclosure quality has been examined with emphasis on the moderator role of market competition. For the aim of the research, required data was collected from a sample of 103 firms listed in Tehran Stock Exchange during 208-2014. Hypotheses were examined using multiple regression model with panel data. results showed that the quality of corporate governance has a positive and significant impact on the quality of disclosure, and high- level quality of disclosure is obtained through the quality of corporate governance but competition the product market does not have any significant effect on this relationship.

کلیدواژه‌ها [English]

  • corporate governance quality
  • disclosure quality
  • Product Market Competition

 

امروزه کمتر کسی‌ اهمیت شفافیت اطلاعات مالی شرکت‌ها را نادیده می‌گیرد؛ زیرا تصمیم‌گیری درست برای سرمایه‌گذاری در بنگاه‌های اقتصادی و تخصیص بهینۀ منابع کمیاب در جامعه، مستلزم وجود اطلاعات مالی شفاف و قابل مقایسه است. استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی، به‌خصوص سرمایه‌گذاران برای تصمیم‌گیری در زمینۀ خرید و فروش سهام، ارزیابی عملکرد مدیران و دیگر تصمیم‌های اقتصادی مهم به اطلاعات مالی نیاز دارند [9]. وجود اطلاعات مالی شفاف و قابل مقایسه، همچنین رکن اصلی پاسخگویی و تصمیم‌گیری‌های اقتصادی آگاهانه و از ملزومات بی‌بدیل توسعۀ اقتصادی [10] و دستیابی به یک بازار سرمایۀ کارا، به‌شمار می‌رود. افزون بر این، افشای اطلاعات، پیامدهای اقتصادی متعددی از جمله بهبود نقد‌شوندگی سهام در بازار سرمایه، کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت‌ها و افزایش کاربران و افزایش توان پیش‌بینی استفاده‌کنندگان از اطلاعات را به‌دنبال دارد که این موارد در نهایت منجر به افزایش ارزش شرکت می‌شود [1]. شفافیت و افشا از کارکرد‌های اصلی حسابداری و اجزای اساسی حاکمیت شرکتی است [32].
به عقیدۀ ساموئل و همکاران‌ [42]، کیفیت افشا میزان اطلاعاتی است که از سوی شرکت‌ها در متن صورت‌های مالی اساسی یا در یادداشت‌های همراه برای کمک به تصمیم‌گیری ارائه می‌شود، این اطلاعات توضیحات مفصلی را در مورد وضعیت مالی و نتایج حاصل از عملکرد آن ارائه می‌کند. شفافیت اطلاعات مالی از جنبۀ اقتصادی نیز اهمیت دارد، زیرا باعث بهبود تخصیص منابع می‌شود و یکی از مهم‌ترین عوامل تأثیرگذار در ایجاد شرایط رقابت کامل و ایجاد فرصت‌های برابر در این بازار است. نقصان اطلاعات شفاف در بازار موجب افزایش هزینۀ معاملات و شکست بازار خواهد شد. از این‌رو، در بسیاری از شکست‌های اخیر بازار سرمایه، نبود شفافیت، یکی از عوامل تأثیر‌گذار قلمداد شده است. به عقیدۀ آزوفرا [19]‌ و چنگ و همکاران [22]،‌ کیفیت پایین افشای اطلاعات علاوه بر اینکه موجب گمراهی سرمایه-گذاران می‌شود، اثر نامطلوبی بر سرمایه و ثروت سرمایه‌گذاران دارد و باعث تخصیص ناکارآمد منابع و انتقال نامناسب ثروت و درنتیجه از دست دادن سرمایه-گذاران می‌شود.
اما دسترسی به اطلاعات افشا‌شده با کیفیت، نیازمند وجود سازو‌کارهایی خاص است. از جملۀ این سازو-کارها بودن سامانۀ حاکمیت شرکتی مناسب در سطح شرکت‌ها و بنگاه‌های اقتصادی است که بیشتر کشورها به تقویت و بهبود آن همت گمارده‌اند. راهبری مناسب موجبات افشای گزارشگری به‌موقع و با کیفیت ازسوی شرکت‌ها را فراهم می‌کند. هدف نظام حاکمیت شرکت‌ها اطمینان از ‌وقوع‌نیافتن رفتار فرصت‌طلبانه است که از طریق کاهش مشکلات نمایندگی و اطلاعات نامتقارن بالقوه بین نماینده (مدیر) و ذی‌نفعان مختلف (‌سهامداران، اعتباردهندگان و....) تحقق می‌یابد (14). کاهش این‌گونه مشکلات باعث افزایش رغبت سهامداران به معامله در این بازارها و افزایش نقد-شوندگی سهام در بازار می‌شود. ‌افشانکردن به‌موقع و صحیح منجر به افزایش هزینۀ انتخاب نامطلوب و خطر اخلاقی به‌عنوان عناصر حاصل از عدم تقارن اطلاعاتی و در نهایت افزایش هزینۀ مبادله می‌شود [30 -‌20].
سازمان‌های بین‌المللی از جمله سازمان توسعه و همکاری‌‌های اقتصادی (OECD)، اصولی را برای حاکمیت شرکتی ارائه کرده‌اند که یکی از این اصول افشا‌ و شفافیت است، چارچوب این سیستم تأکید دارد که شرکت‌ها ‌باید اطلاعات مناسب خود را دقیق و به‌موقع در رابطه با تمام موضوعات مرتبط از جمله عملکرد کلی شرکت، وضعیت مالی، ساختار مالکیت، حاکمیت، نقش و وظیفۀ مدیران را افشا‌ و تشریح کند؛ بنابراین، استقرار سازوکار‌های حاکمیت شرکتی مناسب، که مجموعه‌ای از قواعد ناظر بر هدایت و کنترل و نظارت شرکت‌هاست، باعث افزایش کیفیت اطلاعات افشا‌شده می‌شود. سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر اطلاعاتی که شرکت‌ها برای سهامداران و سایر ذی‌نفعان افشا می‌کنند، اثر می‌گذارد و احتمال افشا‌نشدن کامل و مطلوب را کاهش می‌دهد. شفافیت و افشای اطلاعات یک شرکت، از موارد اساسی در کنترل و حمایت مؤثر سهامداران است و در بهبود نظام راهبری شرکتی تأثیر بسزایی خواهند داشت [4].
طی دو دهۀ‌ اخیر، تلاش‌هایی برای رتبه‌بندی شرکت‌ها از دیدگاه نظام حاکمیت شرکتی صورت گرفته است‌ و شاخص‌هایی‌ برای سنجش کیفیت این نظام طراحی و ایجاد شده است. رتبه‌بندی شرکت‌ها از دیدگاه کیفیت نظام راهبری با استفاده از معیارهای مستخرج از اصول و ساختارهای نظام حاکمیت شرکتی باعث ارائۀ‌ اطلاعات شفاف دربارۀ شرکت‌ها می‌شود و اطلاعات لازم را برای مقایسه به‌وسیلۀ استفاده‌کنندگان فراهم می‌کند. ارائۀ‌ نتیجۀ کیفیت حاکمیت شرکت‌ها علاوه بر افزایش سطح دانش عمومی استفاده‌کنندگان نسبت به چارچوب‌ها و کارکردهای نظام حاکمیت شرکتی، موجب شکل‌گیری انتظارات مؤثر و تقاضای عمومی برای ارتقای کیفیت حاکمیت شرکتی در شرکت‌ها می‌شود. این امر در نهایت، ‌به افزایش شفافیت و رعایت بیشتر حقوق سهامداران منجر خواهد شد [2].
مطالعات اخیر نشان داده است، افزون بر عوامل داخلی شرکت، عوامل خارج از مرزهای شرکت همچون شرایط ساختار بازار، وضعیت رقابت و فعالیت رقبا نیز‌ بر رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا تأثیر می‌گذارد. محیطی که شرکت‌ها در آن فعالیت می‌کنند، محیطی در حال رشد و بسیار رقابتی است. با درنظرداشتن شرایط رقابتی بازار، شرکت‌ها با چالش-های فراوانی درخصوص گزارشگری مالی روبه‌رو هستند. از یک‌سو، ایجاد تعادل میان شفافیت گزارشگری و ‌افشانکردن اطلاعات بیش ازحد، الزامی است؛ زیرا گزارشگری مالی با وجود آنکه ‌به رقابت‌پذیری شرکت کمک می‌کند، ممکن است با در اختیار گذاشتن اطلاعات راهبردی برای رقبا به رقابت‌پذیری آن نیز آسیب برساند. از سوی دیگر، مدیران باید در این مورد تصمیم‌گیری کنند که با توجه به شرایط رقابتی، اطلاعات افشایی از چه کیفیتی برخوردار باشند تا به واسطة آن برای شرکت مزایای رقابتی ایجاد شود و هم‌زمان از خدشه‌دار‌شدن موقعیت رقابتی آن نیز جلوگیری شود. در این میان، اقتصاددانان برآنند که انحصاری‌بودن بازار محصولات یک شرکت، مسائل و مشکلات نمایندگی آن را افزایش می‌دهد. به‌عبارتی، شرکت‌های فعال در بازارها و صنایع انحصاری، محیط اطلاعاتی مبهم و غیرشفافی دارند. در چنین شرایطی، سرمایه‌گذاران به ارزیابی عملکرد شرکت قادر نخواهند بود [29]. از این‌رو، رقابت در بازار محصول ابزار مؤثری برای حل مشکلات نمایندگی و بهبود حاکمیت شرکتی تلقی می‌شود تا جایی‌که آن را سازوکار قوی‌تری‌ از سازوکار‌های حاکمیت درون‌سازمانی و حتی برون‌سازمانی برشمرده‌اند [15]. به عقیدۀ بینر و همکاران ، رقابت توانایی این را دارد که اثر‌بخش‌بودن فرهنگ حاکمیت شرکتی خوب را تسهیل کند، علاوه بر این، سیاست رقابتی ممکن است به افزایش بهره‌وری، کاهش انحرافات قیمتی، کاهش خطر تصمیمات سرمایه-گذاری‌های ضعیف، ارتقای پاسخگویی و شفافیت در تصمیم‌گیری‌های تجاری کمک کند و منجر به حاکمیت شرکتی بهتر شود [20].
یکی دیگر از اهداف این پژوهش، بازنمایی پیامدهای وضع قوانین و مقررات، آیین‌نامه (بورس و اوراق بهادار) و دستورالعمل‌های مربوط به نظام حاکمیت شرکتی (‌راهبری شرکتی‌) است. پیش‌نویس این آیین‌نامه در سال 1384 از طریق وزارت اموراقتصادی و دارایی تهیه و نهایی شد و در سال 1386 در جلسۀ چهل و هفتم، هیئت‌مدیرۀ بورس‌ اوراق بهادار تهران آن را به تصویب رساند [7] که دستورالعمل‌های مربوط به حاکمیت شرکتی است. از آنجاکه مشکلات حاکمیت شرکتی منجر به بحران‌های مالی و ورشکستگی شرکت‌ها در نقاط مختلف دنیا شده است، در صورت وجود اثبات رابطۀ آن با کیفیت افشای شرکت، بازنگری کلیۀ قوانین و مقررات، آیین-نامه و دستورالعمل‌ها و هماهنگی کامل بین آنها‌ زمینۀ بسیاری از مشکلات را در این خصوص از بین می‌برد.
از جمله نوآوری‌های پژوهش حاضر، استفاده از یک شاخص ترکیبی و چند‌بعدی برای عملیاتی‌کردن متغیر حاکمیت شرکتی است. استفاده از این شاخص، نه‌تنها ایراد وارده بر مطالعات قبلی (‌که حاکمیت شرکتی را به صورت تک‌بعدی مد‌نظر قرار داده‌اند) را مرتفع می‌سازد، بلکه ارائه‌دهندۀ الگویی برای حاکمیت شرکتی در ایران نیز محسوب می‌شود.

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
بر اساس مبانی نظری و تجربی، رقابت در بازار‌ یکی از ساز‌و‌کارهای حاکمیت شرکتی است و‌ مستقیم جایگزین ساز‌و‌کارهای حاکمیت شرکتی می‌شود. به این صورت که ابزار مناسب برای کنترل مدیریت و شکلی جایگزین از حاکمیت شرکتی است [17].
به عقیدۀ مایر [40]‌‌ شکل دیگر آن، این است که هر دو مکمل یکدیگر هستند و تغییرات آنها را در یک جهت پیش‌بینی می‌کند. در این شکل ارتقای سطح رقابت در بازار محصول‌، کیفیت راهبری شرکتی را بهبود می‌بخشد.
به عقیدۀ پنت و پتانیاک [41]، بازار رقابت محصول، یک سازوکار کاهش هزینه‌های نمایندگی است، یعنی زمانی‌که بازار محصول رقابتی است، ضعف حاکمیت شرکتی جبران می‌شود؛ زیرا هنگامی‌که شرکت نتواند به سود حداکثر برسد، از بازار خارج می‌شود. به‌تازگی پژوهش‌های تجربی نشان داده است صنایعی که در آن رقابت زیاد است، سازوکار‌های حاکمیت شرکتی قوی‌تری دارد. از طرفی، بهبود حاکمیت شرکتی نیز منجر به افشای بیشتر می‌شود و افزایش افشا با کاهش تقارن‌نداشتن اطلاعاتی باعث کاهش هزینۀ نمایندگی می‌شود. در نتیجه، شرکت‌ها برای کاهش هزینه‌های نمایندگی به‌دنبال افشای با کیفیت‌تر هستند [32].
شرکت‌ها در صنایع متمرکز و ناهمگن از مزیت انحصاری لذت می‌برند و از طریق ایجاد محیط اطلاعاتی غیر‌شفاف از توجه رقبا و سیاستمداران دوری می‌کنند. رقابت در بازار، به بهتر‌شدن کیفیت اطلاعات عمومی و خصوصی در دست سرمایه‌گذاران و تحلیلگران کمک می‌کند. همچنین، رقابت نقش مهمی در تصمیمات افشای اختیاری مدیران بازی می‌کند و تقویت‌کنندۀ این دیدگاه است که انگیزۀ مدیر برای افشا از تصمیم‌گیرندگان اقتصادی شرکت، محیط سازمانی و ویژگی‌های صنعت تأثیر می‌گیرد [23]. طبق مطالعات تجربی، با افزایش رقابت، هدایت صحیح منابع شرکت و استفاده از اطلاعات داخلی برای منافع شخصی کاهش می‌یابد و هر اندازه سطح رقابت در صنعت بیشتر باشد، سطح حاکمیت شرکتی نیز بهبود خواهد یافت، تأثیر رقابت بر حاکمیت شرکتی، ناشی از بهبود شفافیت اطلاعاتی شرکت‌ها و ترس از ورشکستگی است و از طرفی هم در مطالعات متعدد نشان داده شده است که شرکت‌های دارای حاکمیت شرکتی بهتر اطلاعات با کیفیت‌تر و بیشتری افشا می-کنند؛ چرا که نظام راهبری قوی با کاهش ریسک شرکت باعث کاهش هزینۀ سرمایه می‌شود [31]. اگر شرکت‌ها ویژگی‌های مختلفی از قبیل اندازۀ بزرگ‌تر، متعلق به گروه و یا سهم بازار بیشتری در صنعت داشته باشند، در مقابل شرکت‌های دیگر تحت سطوح مختلف رقابت در بازار محصول، متفاوت عمل می‌کنند و همچنین، شرکت‌هایی با چنین ویژگی‌ها‌ ممکن است به اندازۀ کافی از احتمال از دست دادن مشتریان، سهم بازار، خروج از بازار و کنترل شرکت ازطرف دیگر شرکت‌ها، تأثیر نگرفته باشند تا از طریق افزایش رقابت در بازار محصول، سطح حاکمیت شرکتی خود را بهبود بخشند. به علاوه اینها شرکت‌هایی هستند که انگیز‌ۀ بالایی برای تقویت حاکمیت شرکتی از طریق شرایط غیر‌رقابتی در بازار محصول را دارند، چرا‌که اگر حاکمیت شرکتی آنها به‌طور مؤثر عمل نکند، نقش برجستۀ خود را در بازار بیشتر از دست می‌دهند [24].
فضای رقابتی بازار باعث افزایش دقت پیش‌بینی-ها و ارتقای سطح افشا خواهد شد؛ از یک‌سو با افزایش تهدید بالقوة رقبا برای ورود به بازار، شرکت-های حاضر در بازار به‌منظور مقابله با تهدید ورود‌ رقبا، کیفیت افشای اطلاعات خود را ارتقا می‌بخشند و از سوی دیگر، رقابت موجود بین شرکت‌های حاضر در یک صنعت به کاهش کیفیت افشا منجر می‌شود؛ به‌خصوص برای شرکت‌های پیرو (شرکت‌هایی که سهم کمی از بازار صنعت را در اختیار دارند‌) که اساساً با رقابت بالاتری از شرکت‌های پیشگام (شرکت‌هایی که سهم بیشتری از بازار صنعت را در اختیار دارند) روبه‌رو هستند [37].
طبق پژوهش‌های پیشین شرکت‌های فعال در صنایع رقابتی از ساختار راهبری شرکتی بهتری برخوردارند. مدیران در صنایع رقابتی از قدرت زیادی برای تصمیم‌گیری در خصوص راهبرد‌های شرکت برخوردارند و درنتیجه، نظارت بیشتری بر فعالیت مدیران برای افشا صورت می‌گیرد [36].
مطالعات صورت‌گرفته در این زمینه را می‌توان به دو دسته از مطالعات خارجی و داخلی تقسیم کرد:
لین و وی [38]، در پژوهش خود به بررسی رفتار افشای داوطلبانۀ شرکت‌ها و رقابت در بازار محصول پرداختند. یافته‌های پژوهش آنان نشان داد‌ تمایل شرکت‌ها برای افشای داوطلبانة اطلاعات با افزایش رقابت در بازار محصول، کاهش می‌یابد. این رابطة منفی رقابت با کیفیت افشا برای شرکت‌هایی با انگیزه-های قوی در بازار سرمایه شدت خواهد یافت. به‌عبارت دیگر، رقابت بازار محصول و انگیزه‌های بازار سرمایه نقش جالب توجهی در شکل‌گیری محیط اطلاعاتی شرکت‌ها ایفا می‌کنند.
‌‌شین‌ [43]‌ در پژوهش خود به بررسی افشای داوطلبانه و نوع رقابت در بازار محصول پرداخت‌. یافته‌های پژوهش‌ نشان داد‌ شرکت‌ها در صنایع رقابتی برای جذب ظرفیت‌های موجود در بازار رقابتی، تمایل بیشتری به افشای اطلاعات دارند تا از این طریق هزینة سرمایة خود را کاهش دهند؛ اما وقتی رقابت آنها بر سر قیمت‌گذاری در بازار محصول باشد، شرکت‌ها خواستار آن هستند که برای حفظ مزیت‌های رقابتی بلندمدت، اطلاعات خصوصی کمتری را افشا کنند.
لوکمن و همکاران [39]، در پژوهشی به بررسی رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و افشای داوطلبانۀ اطلاعات برای 275 شرکت در مالزی پرداختند. یافته-های پژوهش آنان نشان داد‌ در شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی بالا احتمال بیشتری مبنی بر افشای داوطلبانۀ اطلاعات وجود دارد.
چو و همکاران [24]‌ در پژهشی به بررسی حاکمیت شرکتی و رقابت در بازار محصول در ایالات متحده آمریکا برای سال‌های 1990 تا 2005 پرداختند. یافته-های پژوهش آنان نشان داد‌ رقابت در بازار محصول با حاکمیت شرکتی رابطۀ منفی و معناداری دارد.
ژیرود و مولر [30]، در پژوهش خود به بررسی حاکمیت شرکتی، رقابت در بازار محصول و قیمت سهام، پرداختند. یافته‌های پژوهش آنها نشان داد‌ رابطۀ غیر معناداری بین حاکمیت شرکتی و رقابت بازار محصول وجود دارد و شرکت‌ها در صنایع غیر‌رقابتی دارای حاکمیت شرکتی ضعیف هستند.
ناظمی و نصیری‌ [13]، در پژوهش خود به بررسی ارتباط میان کیفیت حاکمیت شرکتی و میزان مالکیت نهادی با افشای اطلاعات پرداختند. یافته‌های پژوهش آنها نشان داد‌ شرکت‌هایی که اطلاعات بیشتری را افشا می‌کنند از نظام حاکمیت شرکتی برتری برخوردار‌ند.
نمازی و همکاران [14]، در پژوهش خود به بررسی رقابت در بازار محصول و کیفیت اطلاعات حسابداری پرداختند. یافته‌های پژوهش آنها نشان داد بین شاخص‌های رقابت در بازار محصول و معیارهای کیفیت اطلاعات مالی رابطۀ مستقیم و معناداری وجود دارد و رقابت در بازار محصول‌ که یکی از عوامل مهم در تصمیم‌های افشای داوطلبانۀ مدیران است، نقش بسزایی ایفا می‌کند.
صفرزاده و رفیعی [7]، در پژوهش خود به بررسی تبیین ارتباط بین رقابت در بازار محصول و راهبری شرکتی پرداختند. یافته‌های پژوهش آنها نشان داد‌ بین رقابت در بازار محصول و راهبری شرکتی رابطۀ منفی معناداری وجود دارد.
خدامی‌پور و برزایی [3]، در پژوهش خود به بررسی عوامل حاکمیتی مؤثر بر کیفیت افشا و تأثیر رقابت بازار محصول بر رابطه بین آنها پرداختند. یافته-های پژوهش آنها نشان داد‌ رقابت بازار محصول بر رابطه بین ساختار هیئت‌مدیره و کیفیت افشا تأثیر معناداری ندارد و بین رقابت بازار محصول و کیفیت افشا رابطۀ مثبت معناداری وجود دارد.
قربانی و همکاران [9]، در پژوهش خود به بررسی رقابت در بازار محصول، ترکیب هیئت‌مدیره و کیفیت افشای اطلاعات پرداختند. یافته‌های پژوهش آنها نشان داد‌ رقابت در بازار محصول دارای اثر راهبردی است و رابطۀ معناداری با کیفیت افشای اطلاعات دارد و در‌خصوص اثر حاکمیتی، نتایج بیانگر این است که درصد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره رابطۀ معناداری با کیفیت افشا ندارد و رقابت در بازار محصول نیز باعث بهبود و تقویت رابطۀ این دو متغیر نمی‌شود.

فرضیه‌های پژوهش
با توجه به مطالب پیش‌گفته و مبانی نظری مطرح‌شده و بر اساس پرسش‌‌هایی که پژوهش حاضر به آنها پاسخ می‌دهد، فرضیه‌های این پژوهش به‌صورت دو فرضیۀ اصلی و 8 فرضیۀ فرعی به شرح زیر تدوین شده است‌:
فرضیۀ اصلی اول
کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا در شرکت-های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معنا‌داری دارد .
فرضیه‌های فرعی فرضیۀ اول:
o کیفیت رعایت حقوق سهامداران بر کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معناداری دارد.
o کیفیت اثرات مالکیت بر کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معناداری دارد.
o کیفیت شفافیت بر کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت معناداری دارد.
o کیفیت اثربخشی هیئت‌مدیره بر کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت معناداری دارد.
فرضیۀ اصلی دوم‌:
رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معناداری دارد.
فرضیه‌های فرعی فرضیۀ دوم:
o رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت رعایت حقوق سهامداران و کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معناداری دارد.
o رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت اثرات مالکیت و کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معناداری دارد.
o رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت شفافیت و کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معناداری دارد.
رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت اثربخشی‌ هیئت‌مدیره و کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معناداری دارد.
روش پژوهش
این پژوهش از لحاظ هدف کاربردی و از لحاظ ماهیت،‌ توصیفی با تأکید بر روابط همبستگی است. ‌‌در حوزۀ مطالعات پس‌رویدادی (استفاده از اطلاعات گذشته) قرار می‌گیرد و مبتنی بر اطلاعات واقعی صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. به‌منظور آزمون فرضیه‌ از مدل رگرسیون چند‌متغیره با استفاده از روش پانل دیتا استفاده می‌شود. داده‌های موردنیاز از گزارش‌های هیئت‌مدیره و صورت‌های مالی حسابرسی همراه یاداشت‌های توضیحی‌شده شرکت‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران،‌ بانک‌های اطلاعاتی، سایت‌های اینترنتی نظیر سایت کدال و نرم‌افزارهای موجود در این زمینه نظیر نرم‌افراز ره‌آورد نوین به‌دست‌ آمده است. برای آزمون فرضیه‌های این پژوهش از نرم‌افزارهای ,Excel E-Views8 و Stata استفاده ‌شده است.
جامعۀ آماری‌ بررسی‌شده در این پژوهش،‌ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1387-1393 است. شرایط و محدودیت‌های زیر برای انتخاب نمونۀ آماری از بین کلیۀ شرکت‌ها قرار داده‌ شده و به روش تصادفی و حذف سیستماتیک نمونه انتخاب‌ شده است. این شرایط عبارت‌اند از:
o تاریخ پذیرش شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران قبل از سال 1387 باشد.
o پایان سال مالی شرکت 29 اسفند هرسال باشد.
o در دوره زمانی مورد نظر تغییر سال مالی نداده باشد.
o طی دورۀ بررسی‌شده در بورس فعالیت داشته باشد.
o اطلاعات مورد نظر در دسترس باشد.
o جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری و بانکی نباشد.
o نظر به اینکه جامعۀ آماری این پژوهش، شرکت‌های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران است، تعمیم نتایج به شرکت‌های خارج از بورس با محدودیت-هایی روبه‌رو خواهد بود.
این محدودیت‌ها در شرکت‌هایی که در بورس اوراق بهادار تهران حضور داشته‌اند، ولی در نمونه آماری لحاظ نشده‌اند، نیز صدق می‌کند.
ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻣوارد گفته‌شده، 103 ﺷﺮﮐﺖ ﺑـﺮای دورۀ 1393- 1387 ﺑﻪ‌ﻣﻨﻈﻮر آزﻣﻮن ﻓﺮﺿﯿﻪﻫﺎی ﭘـﮋوﻫﺶ اﻧﺘﺨﺎب ﺷﺪﻧﺪ.
مدل‌های آزمون فرضیه‌ها
رابطۀ متغیر وابسته و متغیرهای مستقل در رابطۀ رگرسیونی در رابطۀ (1) تبیین شده است:
فرضیۀ 1) کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معنا‌داری دارد.

رابطۀ (1)
که در آن:
DQ it: ‌کیفیت افشای شرکتi در سالt ، CGQ it کیفیت حاکمیت شرکتی شرکت i در سالt
Size it: اندازۀ شرکت‌‌i در سالt ‌، F it اهرم مالی شرکت i در سالt
Liq it: نقدینگی شرکت i در سالt ‌،Prof it ‌سود‌آوری شرکت i در سالt
فرضیۀ 2) رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد.
رابطۀ (2)
که در آن:
DQ it: کیفیت افشای شرکت i در سالt ‌، HHI it ‌شاخص هرفیندال- هیرشمن‌
CGQ it: کیفیت حاکمیت شرکتی شرکت i ‌در سال t ‌، Size it اندازۀ شرکت شرکت i در سال‌t
Fit: اهرم مالی شرکت i در سالt ‌، Liq it نقدینگی شرکت i در سال‌t
Prof i𝑡: سود‌آوری شرکت i در سالt
تعریف عملیاتی متغیرهای پژوهش و نحوۀ اندازه‌گیری آنها
متغیر وابسته
متغیر وابسته این پژوهش کیفیت افشا است. سازمان همکاری و توسعۀ اقتصادی در سال 1999 اصولی را به‌منظور تقویت حاکمیت شرکتی منتشر و در سال 2004 بازنگری کرد. افشای شرکتی یکی از بنیادیترین عنصرهای حاکمیت شرکتی است [33] که باعث میشود عدم تقارن اطلاعاتی بین افراد داخل و خارج سازمان به حداقل برسد و در ارزیابی عملکرد شرکت به سهامداران کمک میکند [25]. باتوجه به اهمیت افشا‌ و حاکمیت شرکتی و رابطۀ آنها با همدیگر، در این پژوهش برای طراحی شاخص افشا‌ طبق شاخص افشای چیونگ و همکاران‌ [27]، از فهرست بازبینی موارد افشای موجود در اصول حاکمیت شرکتی استفاده می‌شود که ‌60‌ معیار دارد. اگر موارد گفته‌شده در فهرست بازبینی به‌وسیلۀ شرکتی افشا‌ شود، امتیاز (1)، اگر آن مورد را افشا‌ نکند، امتیاز (صفر) می‌گیرد و اگر موردی در شرکتی قابلیت اعمال نداشته باشد، آن مورد از فهرست حذف می‌شود. لازم به ذکر است که برخی از معیارهای افشای موجود در اصول حاکمیت شرکتی، احتمالاً به‌وسیلۀ هیچ‌یک از شرکت‌های نمونه افشا‌ نشده است و یا به‌وسیلۀ تمامی شرکت‌ها افشا‌ می‌شوند. لازم به ذکر است که دیدار و همکاران این فهرست بازبینی را طبق شرایط محیط اقتصادی ایران تعدیل کرده‌اند [5].
سطح افشای شرکت‌ها از طریق رابطۀ (3) کمی می‌شود:
رابطۀ (3)
متغیر مستقل
متغیر مستقل این پژوهش کیفیت حاکمیت شرکتی است که این متغیر از عوامل متعددی تشکیل شده است. از این‌رو، در پژوهش حاضر از معیاری ترکیبی و چند‌بعدی برای سنجش این متغیر استفاده شده است. استفاده از یک معیار چند‌بعدی و ترکیبی برای اندازه-گیری حاکمیت شرکتی‌، مزایایی همچون وارد‌کردن یک متغیر در مدل رگرسیون به جای توجه جداگانه به هریک از مؤلفه‌های حاکمیت شرکتی، توجه به بهینگی سازوکارهای خاص در سطح شرکت‌ها و جلوگیری از تکرار و دوباره‌کاری مؤلفه‌ها‌ دارد [6]. در این پژوهش برای اندازه‌گیری کیفیت حاکمیت شرکتی از مدلی استفاده شده است که یگانه و سلیمی ‌[2] ارائه داده‌اند. الگوی مزبور یکی از الگوهای جامع حاکمیت شرکتی در محیط ایران است‌‌. با بررسی اجزای مدل‌های حاکمیت شرکتی در پژوهش‌های انجام‌شده در سطح کشورهای مختلف و مؤسسات رتبه‌بندی بین‌المللی، تعداد 4 بعد با عنوان‌های‌ اثرات مالکیت، حقوق سهامداران، شفافیت و اثربخشی هیئت‌مدیره که در اکثر آنها مشترک است، به‌عنوان ابعاد مدل انتخاب شد. ‌هر کدام از این ابعاد دارای 3 یا 4 مؤلفه و هر کدام از مؤلفه‌ها شامل چندین شاخص (درمجموع 93 شاخص) به شرح زیر هستند که از طریق پرسش‌های مطرح‌شده اندازه‌گیری شده، در این مدل با استفاده از روش علمی مورد استفاده برای تجزیه و تحلیل نتایج، وزن هر یک از ابعاد، مؤلفه‌ها و شاخص‌ها مشخص شده است. هرکدام از شاخص‌ها به‌صورت جداگانه دارای یک ضریب شاخص در مؤلفه و یک ضریب شاخص در مدل نهایی است. بعد از اینکه به شرکت‌ها نمرۀ صفر و 1 برای هر شاخص داده شد، نمرۀ مزبور در ضریب شاخص در مؤلفه برای نمرۀ هر بعد و بار دیگر در ضریب شاخص در مدل نهایی برای نمرۀ کلی کیفیت حاکمیت شرکت ضرب می‌شود.
اثرات مالکیت سه مؤلفه شامل تمرکز مالکیت، شفافیت مالکیت و مالکیت سهامداران نهادی دارد که این سه مؤلفه روی‌هم‌رفته دارای‌ 6 شاخص است. حقوق سهامداران دارای 3 مؤلفۀ رویه‌های رأی‌دهی و جلسه‌های مجامع، حقوق مربوط به سود تقسیمی و رفتار یکسان با سهامداران است که این 3 مؤلفه روی‌هم‌رفته‌ 18 شاخص دارد. شفافیت دارای 4 مؤلفۀ رعایت آیین‌نامۀ افشای اطلاعات شرکت‌های بورس، کیفیت و کفایت افشای اطلاعات، اطلاعات مربوط به حسابرسی و افشای مربوط به پاداش و سهام اعضای هیئت‌مدیره است که این 4 مؤلفه روی‌هم‌رفته‌ 40 شاخص دارد. اثربخشی هیئت‌مدیره دارای 4 مؤلفه، ساختار و ترکیب هیئت‌مدیره، جلسات هیئت‌مدیره، پاداش و ارزیابی عملکرد، ساختار حاکمیتی است که این 4 مؤلفه روی‌هم‌رفته‌ 29 شاخص دارد.
تفاوت این مدل با مدل‌های ارائه‌شدۀ دیگر در این است که هر کدام از این شاخص‌ها دارای وزن خاصی است که نمرۀ نهایی کیفیت حاکمیت شرکتی شرکت‌ها دقیق‌تر محاسبه می‌شود.
متغیر تعدیلگر
متغیر تعدیلگر این پژوهش رقابت در بازار محصول است و برای اندازه‌گیری آن از شاخص هرفیندال هیرشمن ، استفاده شده است. این شاخص رایج‌ترین شاخص تمرکز‌سنجی است که تا حدود زیادی قادر به اندازه‌گیری میزان انحصار بین صنایع مختلف است. این شاخص بین دو عدد صفر و یک قرار دارد‌ که هرچه مقدار این شاخص به عدد صفر نزدیک شود، بازار به‌سمت رقابتی‌شدن، میزان تمرکز کمتر و رقابت بیشتر و هر‌چه به عدد یک نزدیک شود، بازار به‌سمت انحصاری‌شدن میزان تمرکز بیشتر و رقابت کمتر، در صنعت‌ حرکت می‌کند.
نحوۀ اندازه‌گیری این شاخص به شرح زیر است:
شاخص هرفیندال- هیرشمن از حاصل جمع توان دوم سهم بازار تمامی بنگاه‌های فعال در صنعت از رابطۀ (4)‌‌‌ فرمول زیر به‌دست می‌آید (چن و همکاران، 2013).
رابطۀ (4)
که در آن HHI شاخص هرفیندال- هیرشمن،k تعداد بنگاه‌های فعال در بازار و Si سهم بازار شرکت ‌i‌ام است که از رابطۀ (5) به‌دست می‌آید‌:
رابطۀ (5)
که در آن Xj نشان‌دهندۀ فروش شرکت j و نشان‌دهندۀ نوع صنعت است.
متغیرهای کنترلی
نقدینگی‌:
برای اندازه‌گیری نقدینگی از نسبت دارایی‌های جاری به بدهی‌های جاری استفاده می‌شود. شرکت‌های با توان نقدینگی بالا، تمایل بیشتری به افزایش سطح افشا دارند (ریسی و ویسباچ، 2010)
اهرم مالی:
برای سنجش اهرم مالی شرکت از جمع کل بدهی‌ها به جمع کل دارایی‌ها استفاده می‌شود. کوهن [26]‌ به این نتیجه رسید که شرکت‌هایی که اهرم بالایی دارند، اطلاعات مالی را با کیفیت بالاتر ارائه می‌کنند.
اندازۀ شرکت:
برای محاسبۀ اندازۀ شرکت از لگاریتم طبیعی دارایی‌ها استفاده می‌شود. استفاده از لگاریتم برای از بین بردن حالت غیر‌خطی داده‌های مربوط به اندازۀ شرکت بوده است. ملکیان و دریایی [12]‌ معتقدند شرکت‌های بزرگ به‌واسطۀ ارتباط بیشتر‌ با سایر ذی‌نفعان مستلزم وجود ساز‌و‌کارهای مناسب‌تری برای پاسخگویی و افشا هستند.
سودآوری:
سودآوری با استفاده از نسبت سودخالص به کل دارایی‌ها کمی می‌شود. اینچاستی [34] معتقد است که شرکت‌های سودآورتر، اطلاعات بیشتر و با کیفیت‌تری ارائه می‌کنند. وی چنین استدلال می‌کند که بر اساس تئوری نمایندگی، مدیران شرکت‌های سودآور، از افشای اطلاعات به‌منظور دستیابی به مزایای شخصی استفاده می‌کنند؛ بنابراین، آنها اطلاعات تفصیلی و با کیفیت‌ ارائه می‌کنند تا از تداوم موقعیت‌ها و قراردادهای پاداش خود حمایت کنند.

یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
با استفاده از روش‌های کمی شامل ابزارهای موجود در آمار توصیفی، نظیر میانگین، میانه، حداکثر، حداقل و انحراف معیار داده‌های مورد استفاده تجزیه و تحلیل شدند که خلاصۀ این نتایج در نگارۀ (1) نشان داده شده است. میانگین نمرۀ کیفیت افشا برابر 51/0 درصد است. با توجه به اینکه سازمان بورس اوراق بهادار به کیفیت افشا هر شرکت نمرهای بین صفر تا 100 می-دهد،‌ چنین استنباط می‌شود که کیفیت افشا در شرکت-های بورسی ایران به‌طور میانگین در سطح متوسط است. همچنین، نمرۀ افشای شرکت‌های فوق بین 35/0 تا 75/0است. میانگین نمرۀ رقابت بازار محصول با استفاده از شاخص هرفیندال 05/0است. براساس مبانی نظری هر‌چه این عدد به یک نزدیک‌تر شود، نشان از انحصاری‌بودن بازار و برعکس هر‌چه به صفر نزدیک‌تر شود، نشان از رقابتی‌بودن بازار محصول دارد.
ضریب تغییرات برای بیان ثبات و پایداری داده‌ها به‌کار می‌رود. با مقایسة ضریب تغییرات کیفیت افشا، کیفیت حاکمیت شرکتی و رقابت بازار محصول، مشخص شد رقابت بازار محصول ضریب تغییرات نسبتاً بیشتری دارد؛ به این معنا که در حالت کلی و به‌طور نسبی، کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا در مقایسه با رقابت بازار محصول، از ثبات و پایداری بیشتری برخوردار هستند. در بین ابعاد حاکمیت شرکتی، اثر مالکیت دارای کمترین ضریب تغییرات و پراکندگی و در نتیجه بیشترین ثبات و پایداری و در مقابل، شفافیت دارای بیشترین ضریب تغییرات و پراکندگی و در نتیجه کمترین ثبات و پایداری طی دورۀ پژوهش بوده است. این موضوع نشان داد در شرکت‌های مورد بررسی، شرکت‌ها از نظر مالکیت نسبتاً ثابت بوده‌اند. این در حالی است که شرکت‌های مذکور از نظر میزان شفافیت تفاوت چشمگیری با هم داشته‌اند. همچنین اثر مالکیت دارای کمینه 000/0 است، به این معنی که کمترین مقدار در این بعد صفر است.
بی‌شک یکی دیگر از مهم‎ترین استفاده‌ای که می-توان از نماگر آمار توصیفی داشت، قضاوت در مورد نرمال یا غیر‌نرمال‌بودن داده‌هاست. آزمون جارک برا ‌‌برای این بررسی بیشتر عمومیت دارد. همان‏طور که در نگارۀ (1) مشاهده می‌شود، سطح معناداری در هر کدام از متغیرها، همگی (به استثنای‌ حقوق سهامداران) کمتر از 5 درصد هستند، پس در سطح اطمینان 95 درصد‌ این متغیرها‌ توزیع نرمال ندارند.

نگارۀ (1)- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
متغیرها میانگین بیشینه کمینه انحراف معیار ضریب تغییرات جارک برا سطح معناداری
شاخص هرفیندال 05129/0 3279/0 0001/0 0693/0 3511/1 730/1498 0000/0
اثربخشی هیئت مدیره 0654/0 1760/0 0068/0 0321/0 4918/0 3142/12 0021/0
شفافیت 1410/0 3103/0 0294/0 0572/0 4055/0 0725/19 0000/0
اثر مالکیت 1256/0 1516/0 0000/0 0283/0 2256/0 4925/82 0000/0
حقوق سهامداران 1113/0 1634/0 0765/0 0165/0 1483/0 6078/4 0998/0
کیفیت حاکمیت شرکتی 4978/0 6798/0 3237/0 0800/0 1607/0 2146/20 0000/0
کیفیت افشا 5108/0 7586/0 2000/0 0903/0 1769/0 3890/8 0150/0
سودآوری 1314/0 6313/0 3127/0- 1339/0 0191/0 7387/81 0000/0
نقدینگی 3302/1 5200/3 2225/0 5507/0 4139/0 87/44294 0000/0
اهرم مالی 5908/0 6200/10 0658/0 1870/0 3166/0 6678/12 0017/0
اندازه شرکت 7979/13 8026/17 4916/10 3611/1 0986/0 9566/11 0025/0
تعداد داده ها 721 721 721 721 721 721 721
منبع: یافته‌های پژوهش

بررسی همبستگی (همخطی) بین متغیرهای مستقل و آزمون همخطی
با توجه به اینکه متغیرهای مستقل این پژوهش از توزیع غیر‌نرمال پیروی می‌کنند، در نتیجه از همبستگی اسپیرمن و پیرسون برای بررسی همبستگی بین متغیرهای مستقل استفاده شده است.‌ نتایج آزمون نشان می‌دهد ‌ هیچ همبستگی جدی (بالای 80 درصد) بین متغیرهای مستقل وجود ندارد؛ بنابراین، مدل‏های طراحی‌شده برای آزمون فرضیه‌ها، از این نظر نیز مطلوب هستند.
برای مطلوب‌بودن همخطی، مقادیر عوامل تورم واریانس برای هر متغیر باید کمتر از 10 باشد و همچنین، مقادیر‌I / VIF نیز محاسبه شده‌اند. این شاخص همان مقادیر تلورانس است که به‌منظور مطلوب‌بودن مدل و نداشتن همخطی شدید باید بالاتر از 2/0 باشد.
نتیجۀ آزمون همخطی برای تمامی متغیرها در حالت کلی در نگارۀ (2) نمایش داده شده است.

 


نگارۀ (2)- نتایج آزمون همخطی
1/VIF VIF Variable 1/VIF VIF Variable
9173/0 09/1 HHI 6202/0 61/1 CGQ
8158/0 23/1 SIZE 3145/0 18/3 BE
5078/0 97/1 PROF 2815/0 55/3 TRA
5156/0 94/1 LIQ 8286/0 21/1 OE
3739/0 67/2 FL 9166/0 09/1 SE
95/1 Mean VIF
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج آزمون وایف برای فرضیۀ اول و فرضیۀ فرعی اول در نگارۀ (3) نمایش داده شده است.
نگارۀ 3-‌ نتایج آزمون وایف
1/VIF VIF Variable 1/VIF VIF Variable 1/VIF VIF Variable
3800/0 63/2 FL 3150/0 17/3 BE 8964/0 12/1 CGQ
5081/0 97/1 PROF 2986/0 35/3 TRA 3792/0 64/2 FL
5197/0 92/1 LIQ 96489/0 04/1 OE 5235/0 91/1 PROF
8956/0 12/1 SIZE 9647/0 04/1 SE 5266/0 90/1 LIQ
9084/0 10/1 SIZE
03/2 Mean VIF 73/1 Mean VIF

منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج آزمون VIF برای فرضیۀ دوم و فرضیۀ فرعی دوم در نگارۀ (4) نمایش داده شده است.
نگارۀ (4)- نتایج آزمون VIF
1/VIF VIF Variable 1/VIF VIF Variable 1/VIF VIF Variable
3782/0 64/2 FL 1983/0 04/5 HHITRA 8964/0 12/1 CGQ
5056/0 98/1 PROF 2271/0 40/4 HHIBE 9262/0 08/1 HHI
5152/0 94/1 LIQ 6162/0 62/1 HHISE 5234/0 91/1 PROF
8265/0 21/1 SIZE 6793/0 47/1 HHIOE 5236/0 91/1 LIQ
9229/0 08/1 HHI 8530/ 17/1 SIZE
3771/0 65/2 FL
38/2 Mean VIF 64/1 Mean VIF
منبع: یافته‌های پژوهش

آزمون مانایی (ایستایی) متغیرها
برای بررسی‌ مانایی متغیرهای پژوهش از آزمون-های ایم، پسران و شین و لیون، لین و چاو استفاده شده است و از آنجا که احتمال آماره هر دو آزمون برای همۀ متغیرهای پژوهش کمتر از سطح اطمینان 5 درصد بوده است؛ بنابراین، هیچ‌کدام مشکل ریشه واحد نداشتند و تمام متغیرها ماناست. با مانا‌بودن متغیرها می‌توان نتیجه گرفت که مدل‌های طراحی‌شده برای فرضیه‌ها دارای مشکل رگرسیون کاذب نخواهند بود.
بررسی نوع الگوی داده‌های ترکیبی
نتایج آزمون‌های F لیمر و هاسمن در نگارۀ (5) نشان داده شده است. نوع داده فرضیه پانلی‌ است و در نتیجه باید با استفاده از آزمون هاسمن نوع داده‌های تابلویی تعیین شود. در آزمون هاسمن نیز با توجه به فرض صفر این آزمون‌ و احتمال آن، مدل اثرات تصادفی خواهد بود.

نگارۀ (5)- نتایج آزمون F لیمر و هاسمن
شمارۀ مدل آزمون F لیمر آزمون هاسمن
آماره F احتمال
آماره F df نتیجه آماره خی‌دو احتمال آماره F Chi-Sq. d.f نتیجه
فرضیۀ اول 8761/3 000/0 (613/102) panel 6756/44 000/0 5 اثرات ثابت

فرعی‌های
فرضیۀ اول 3618/5 000/0 (609/102) panel 5475//333 000/0 8 اثرات ثابت
فرضیۀ دوم 7858/3 000/0 (611/102) panel 8944/46 000/0 7 اثرات ثابت
فرعی‌های
فرضیۀ دوم 8194/3 000/0 (608/102) panel 3485/130 000/0 9 اثرات ثابت
منبع: یافته‌های پژوهش

آزمون ناهمسانی واریانس‏ها و آزمون خود‌همبستگی (‌بین جملات خطا)
نتایج حاصل از آزمون ناهمسانی واریانس‏ها و آزمون خود همبستگی (‌بین جملات خطا) در نگارۀ (3) ارائه شده است. با توجه به اینکه مدل در نهایت اثرات ثابت دارد، در نتیجه برای آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون والد تعدیل‌شده استفاده می‌کنیم. با توجه به احتمال آماره که کمتر از 5 درصد سطح اطمینان است‌، هر چهار فرضیه دارای مشکل ناهمسانی واریانس‏ هستند و برای رفع ناهمسانی واریانس‏ها، باید از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (EGLS) استفاده شود.
برای بررسی وجود یا نبودِ خودهمبستگی بین جملات خطا از آزمون خودهمبستگی وولدریج استفاده می‌شود و فرض صفر آزمون خود‌همبستگی مبنی بر نبودِ خود‌همبستگی بین جملات خطاست. نتایج حاصل از آزمون خود‌همبستگی بین جملات خطا در نگارۀ (6) با توجه به احتمال آماره F برای تمامی فرضیه ها که کمتر از 5 درصد سطح اطمینان است، نشان میدهد که دارای مشکل خود‌همبستگی هستند و برای رفع مشکل خود همبستگی به مدل نهایی جمله‌ Ar (1) اضافه شده است.

 

نگارۀ (6)- نتایج آزمون‏های ناهمسانی واریانس‏ها

فرضیه
آزمون ناهمسانی واریانس والد تعدیل‌شده ناهمسانی واریانس
آزمون خودهمبستگی وولدریج
والد تعدیل‌شده احتمال آماره F احتمال
فرضیۀ اول 83/2282 000/0 وجود دارد 518/37 000/0
فرعی‌های فرضیۀ اول 39/3851 000/0 وجود دارد 904/133 000/0
فرضیۀ دوم 47/2777 000/0 وجود ددارد 618/36 000/0
فرعی‌های فرضیۀ دوم 28/4492 000/0 وجود دارد 427/85 000/0

 

 

 

 

 

 

منبع: یافته‌های پژوهش

آزمون فرضیه‌ها
آزمون نهایی فرضیۀ اول
فرضیۀ اول: کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر مثبت و معنا‌داری دارد‌.
رابطۀ (6)
نتایج حاصل از برازش معادلۀ رگرسیون فوق در نگارۀ (‌7) ارائه شده است. مقدار احتمال آماره F (0001/0) بیانگر معناداری کل مدل رگرسیون است. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد‌ حدود 89 درصد از تغییرات کیفیت افشا شرکت‌های مورد بررسی باکمک متغیرهای مستقل و کنترلی مزبور توضیح داده می‌شوند. همچنین، آمارۀ دوربین واتسون در بازۀ قابل قبول (بین 5/1 تا 5/2) قرار دارد.
نتایج حاصل از این فرضیه با مطالعات خارجی ‌‌لوکمن و همکاران [29] و با مطالعات داخلی‌ ناظمی و نصیری[10]‌ مطابقت دارد.

نگارۀ (7)- نتایج نهایی فرضیۀ اصلی اول
متغیر ضریب برآوردی آماره t احتمال آماره
کیفیت حاکمیت شرکتی 6125/0 81149/17 000/0
اندازۀ شرکت 0273/0 530061/7 000/0
اهرم مالی 0306/0- 614607/1- 1070/0
نقدینگی 0049/0- 138067/1- 2556/0
سود‌آوری 0228/0 306944/1 1918/0
C 1376/0- 006805/3- 0028/0
ضریب تعیین تعدیل‌شده 89/0 آماره F 5066/39
دوربین- واتسون 78/1 احتمال آماره F 00001/0
منبع: یافته‌های پژوهش

آزمون نهایی فرضیه‌های فرعی فرضیۀ اول
1-1) کیفیت رعایت حقوق سهامداران بر کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد.
1-2) کیفیت اثرات مالکیت بر کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد.
1-3) کیفیت شفافیت بر کیفیت افشا تأثیر مثبت معناداری دارد.
1-4) کیفیت اثر‌بخشی هیئت‌مدیره بر کیفیت افشا تأثیر مثبت معناداری دارد.
رابطۀ (7)
نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون فوق در نگارۀ (8) ارائه شده است. مقدار احتمال آماره F (00001/0) بیانگر معناداری کل مدل رگرسیون است. همچنین، ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد‌ حدود 90 درصد از تغییرات کیفیت افشا شرکت‌های مورد بررسی باکمک متغیرهای مستقل و کنترلی مزبور توضیح داده می‌شوند. آماره دوربین‌- واتسون نیز در بازۀ قابل قبول (بین 5/1 تا 5/2) قرار دارد.

نگارۀ (8)- نتایج نهایی فرضیه‌های فرعی فرضیۀ اول
متغیر ضریب برآوردی آماره t احتمال آماره
حقوق سهامداران 6248/0 6290/5 0001/0
اثر مالکیت 1902/0 1163/4 0001/0
شفافیت 0138/0 3188/0 7500/0
اثربخشی هیئت‌مدیره 0167/0- 2183/0- 8272/0
اندازۀ شرکت 0459/0 574/11 0001/0
اهرم مالی 0470/0- 3526/2- 0190/0
نقدینگی 0002/0 0535/0 9573/0
سود‌آوری 0080/0- 4248/0- 6711/0
C 1646/0- 9332/2- 0035/0
ضریب تعیین تعدیل‌شده 9078/0 Fآماره 8387/44
دوربین- واتسون 79/1 F احتمال آماره 00001/0
منبع: یافته‌های پژوهش

با توجه به اینکه در فرضیۀ فرعی اول، مقدار آمارهt (629094/5) و احتمال آماره (00001/0) و در فرضیۀ فرعی دوم، ‌مقدار آمارهt (116367/4) و احتمال آماره (0001/0)‌ و کوچک‌تر از سطح معناداری 05/0 است؛ در سطح اطمینان 95%، فرضیۀ اصلی تأیید می‌شود. در فرضیۀ فرعی سوم با توجه به مقدار آمارهt (318834/0) و احتمال آماره (7500/0) و در فرضیۀ فرعی چهارم با توجه به مقدار آمارهt (218392/0-) و احتمال آماره‌ (8272/0)، که بزرگ‌تر از سطح معناداری 05/0 است؛ ‌‌در سطح اطمینان 95%، فرضیۀ اصلی رد می‌شود.
آزمون نهایی فرضیۀ دوم
فرضیۀ دوم: رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد.

رابطۀ (8)
نتایج حاصل از برازش معادلۀ رگرسیون فوق در نگارۀ (9) ارائه شده است. مقدار احتمال آماره F (00001/0) بیانگر معناداری کل مدل رگرسیون است. ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد‌ حدود 89 درصد از تغییرات کیفیت افشا شرکت‌های مورد بررسی باکمک متغیرهای مستقل، تعدیلی و کنترلی مزبور توضیح داده می‌شوند. همچنین آماره دوربین- واتسون نیز در بازه قابل قبول (بین 5/1 تا 5/2) قرار دارد.

نگارۀ (9)- نتایج نهایی فرضیۀ دوم
متغیر ضریب برآوردی آماره t احتمال آماره
رقابت بازار محصول 7369/0- 1741/3- 0016/0
کیفیت حاکمیت شرکتی 5720/0 255/15 00001/0
کیفیت حاکمیت شرکتی* رقابت بازار محصول 7199/0 7844/1 0749/0
اندازۀ شرکت 0295/0 4957/8 0.0001
اهرم مالی 0216/0- 1509/1- 2503/0
نقدینگی 0045/0- 0862/1- 2779/0
سود‌آوری 0374/0 1669/2 0307/0
C 1369/0- 0090/3- 0028/0
ضریب تعیین تعدیل‌شده 8960/0 آماره F 7444/39
دوربین- واتسون 8252/1 احتمال آماره F 0001/0
منبع: یافته‌های پژوهش

مقدار و علامت آمارهt (784470/1) و احتمال آماره (0749/0) و بزرگ‌تر از سطح معنا‌داری 05/0 است؛ بنابراین، در سطح اطمینان 95%، فرضیۀ صفر مبنی بر اینکه رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا تأثیر معناداری ندارد، تأیید و فرضیۀ اصلی رد می‌شود.
از طرفی، متغیر رقابت بازار محصول با مقدار و علامت آمارهt (174145/3-) و احتمال آماره (0016/0) که کوچک‌تر از سطح معنا‌داری 05/0 است، نشان می-دهد تأثیر منفی و معناداری بر کیفیت افشا دارد؛ به این معنا که هرچه بازار به سمت رقابتی‌شدن حرکت کند، میزان کیفیت افشا در بازار بورس ایران کاهش می‌یابد.
نتایج حاصل از این فرضیه با مطالعات خارجی‌، مانند‌ لین و وی[38]‌ و با مطالعات داخلی، مانند واعظ و همکاران [15]، صفرزاده و رفیعی [17]، خدامی‌پور و برزایی [3]‌ مطابقت دارد.
نتایج حاصل از این فرضیه با مطالعات خارجی، مانند تنگ و لی [44]، گوادلوپ و پرز [31]، لی [37]، کریمر و همکاران [28]،‌ کارونا [36]‌ و با مطالعات داخلی، مانند نمازی و همکاران [14]، غیوری‌مقدم و همکاران [8] مغایرت دارد.
آزمون فرضیه‌های فرعی فرضیۀ دوم
2-1) رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت رعایت حقوق سهامداران و کیفیت افشا تأثیر مثبت و معنادار دارد.
2-2) رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت اثرات مالکیت و کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد.
2-3) رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت شفافیت و کیفیت افشا تأثیر مثبت معناداری دارد.
2-4) رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت اثر‌بخشی هیئت‌مدیره و کیفیت افشا تأثیر مثبت معناداری دارد.
رابطۀ (9) ‌
نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون فوق در نگارۀ (10)‌ ارائه شده است. احتمال آماره F (00001/0) بیانگر معناداری کل مدل‌ رگرسیون است. همچنین، ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد‌ حدود 88 درصد از تغییرات کیفیت افشای شرکت‌های مورد بررسی باکمک متغیرهای مستقل، تعدیلی و کنترلی مزبور توضیح داده می‌شوند.‌ آماره دوربین واتسون نیز در بازۀ قابل قبول (بین 5/1 تا 5/2) قرار دارد.

نگارۀ (10)- نتایج نهایی فرضیه‌های فرعی فرضیۀ دوم
متغیر ضریب برآوردی آماره t احتمال آماره
رقابت بازار محصول 3400/0- 4882/4- 0001/0
رقابت بازار محصول* کیفیت رعایت حقوق سهامداران 5217/1 3078/9 0001/0
رقابت بازار محصول* کیفیت اثرات مالکیت 4819/0 4899/5 0001/0
رقابت بازار محصول* کیفیت شفافیت 0110/0- 1387/0- 8897/0
رقابت بازار محصول* کیفیت اثر‌بخشی هیئت‌مدیره 0332/0 2326/0 8162/0
اندازۀ شرکت 0395/0 6138/10 0.0001
اهرم مالی 2011/4- 0096/0- 9923/0
نقدینگی 0252/0- 3155/1- 1889/0
سود‌آوری 0192/0 0278/1 3045/0
C 10350/0- 077371/2- 0383/0
ضریب تعیین تعدیل‌شده 8894/0 آماره F 1883/36
دوربین- واتسون 87/1 احتمال آماره F 0001/0
منبع: یافته‌های پژوهش

در فرضیۀ فرعی اول با توجه به اینکه مقدار آمارهt (307867/9) و احتمال آماره‌ (0001/0) و در فرضیۀ فرعی دوم با توجه به اینکه مقدار آمارهt (48996/5) و احتمال آماره (0001/0) و کوچک‌تر از سطح معنا‌داری 05/0 است، در سطح اطمینان 95%، فرضیۀ اصلی تأیید می‌شود.
در فرضیۀ فرعی سوم با توجه به مقدار آمارهt (138767/0-) و احتمال آماره (8897/0) و در فرضیۀ فرعی چهارم با توجه به مقدار آمارهt (232619/0) و احتمال آماره (8162/0) که بزرگ‌تر از سطح معنا‌داری 05/0 است، فرضیۀ اصلی رد می‌شود.

نتیجه‌گیری
حاکمیت شرکتی مفهومی جهانی است که در کشور ما طرح شده و در مرحلۀ بررسی باقی مانده است، ولی هنوز اقدامی جدی برای پیاده‌سازی و استقرار آن در اقتصاد بنگاه‌ها صورت نپذیرفته است. اجرای صحیح حاکمیت شرکتی‌ باعث تخصیص بهینۀ منابع و ارتقای ارزش شرکت و درنهایت رشد و توسعۀ اقتصادی می‌شود. از طرفی، بی‌کفایتی اصول حاکمیت شرکتی مناسب در بخش‌های دولتی و خصوصی، یکی از عوامل زیربنایی بحران‌های مالی شرکت‌ها در سراسر جهان است و مؤسسات مالی بین‌المللی این موضوع را پذیرفته‌اند که قبل از سرمایه‌گذاری‌ در شرکت‌ها باید کیفیت رویه‌های نظام حاکمیت شرکتی‌ ملاحظه و ارزیابی شود.
هدف اصلی این پژوهش، بررسی تأثیر کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا با تأکید بر نقش تعدیل‌کنندۀ رقابت بازار محصول در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است.
با توجه به آنچه بیان شد، دو فرضیۀ اصلی و هشت فرضیۀ فرعی شکل گرفت. نتایج پژوهش حاضر نشان می‌دهد‌ کیفیت حاکمیت شرکتی بر کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد؛ به این معنی که در ایران سطح بالاتر کیفیت افشا در نتیجۀ افزایش کیفیت حاکمیت شرکتی به‌دست می‌آید.‌ در مورد چهار فرضیۀ فرعی اول نیز دو بعد حاکمیت شرکتی، یعنی کیفیت رعایت حقوق سهامداران و کیفیت اثرات مالکیت، بر کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد و دو بعد دیگر، یعنی کیفیت شفافیت و کیفیت اثر‌بخشی هیئت‌مدیره، بر کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد.
در خصوص فرضیۀ دوم، رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری ندارد.
اما در فرضیه‌های فرعی مشخص شد‌ رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت رعایت حقوق سهامداران وکیفیت افشا و رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت اثرات مالکیت و کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری دارد.
‌در دو فرضیۀ فرعی دیگر، رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت شفافیت و کیفیت افشا و رقابت بازار محصول بر رابطه بین کیفیت اثر‌بخشی هیئت‌مدیره و کیفیت افشا تأثیر مثبت و معناداری ندارد. ‌دلیل آن شاید این باشد که در ایران اعضای هیئت‌مدیره که یکی از سازوکارهای حاکمیت شرکتی است، به معنای واقعی مستقل از هیئت‌مدیره نیستند؛ از این‌رو نمی-توانند به‌درستی بر شرکت نظارت داشته باشند تا باعث کارایی بیشتر حاکمیت شرکتی شوند. افزون بر این، در ایران ملاک انتخاب اعضای هیئت‌مدیره را سهامدارانی انتخاب می‌کنند که درصد سهام بیشتری دارند‌ و الزاماً در زمینۀ مربوط به فعالیت‌های شرکت اطلاعات تخصصی مناسبی ندارند. در نتایج این پژوهش مشخص شد زمانی‌که ابعاد حاکمیت شرکتی به‌صورت تک‌تک و ‌‌عاملی از کیفیت حاکمیت شرکتی وارد شود، رقابت در بازار محصول بر کیفیت افشا تأثیر منفی و معناداری دارد؛ به این معنی که شرکت‌های فعال در صنایع رقابتی به‌منظور پیشگیری از دستیابی رقبا به اطلاعات محرمانۀ شرکت،‌ افشای اطلاعات مفید را کاهش می‌دهند. این نتایج، نظرات علی و همکاران [18] را تأیید می‌کند و مطابق با نتایج پژوهش تنگ و لی [44] است.
پیشنهادهای حاصل از یافته‌های پژوهش
o با توجه به رابطۀ مثبت بین کیفیت حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا مشخص شد‌ سطح بالاتر کیفیت افشا در نتیجۀ افزایش کیفیت حاکمیت شرکتی حاصل می‌شود. به سازمان بورس اوراق بهادار به‌عنوان نهاد قانون‌گذار‌ در تدوین قوانین و مقررات پیشنهاد می-شود‌ انگیز‌ۀ کافی برای تشکیل مؤسسات رتبه‌بندی مستقل در زمینه‌های حاکمیت شرکتی و کیفیت افشا را هرچه سریع‌تر ایجاد کند. استقبال سرمایه‌گذاران به شرکت‌هایی که از این نظر رتبۀ بالاتری دارند، منجر به قیمت‌گذاری بیشتر این‌گونه شرکت‌ها می‌شود و‌ انگیزه‌های لازم را به‌منظور افزایش شفافیت از سوی مدیریت و سهامداران عمده ایجاد می‌کند.
o به سرمایه‌گذاران، اعتبار‌دهندگان و تحلیلگران پیشنهاد می‌شود در تجزیه و تحلیل‌های خود در بازار رقابتی، برای تصمیم‌گیری صحیح، به ساختار هیئت‌مدیره و تأثیری که بر کیفیت افشای اطلاعات می‌گذارد، توجه کنند. همچنین، حسابرسان با استفاده از نتایج این پژوهش می‌توانند با مد‌نظر قرار‌دادن مؤلفه‌های ساختار هیئت‌مدیره و تأثیری که در بازار رقابتی بر کیفیت افشای اطلاعات می‌گذارد، روش حسابرسی را به شکل مناسب‌تری اتخاذ کنند.
o با توجه به یافته‌های پژوهش‌ پیشنهاد می‌شود سازمان بورس‌ اوراق بهادار‌ در تدوین قوانین و مقررات مربوط به افشای اجباری، توجه بیشتری به شرکت‌های حاضر در صنایع با رقابت زیاد داشته باشد. بهتر است این نهاد قانون‌گذار با اعمال نظارت و وضع قوانین سختگیرانه‌تر بر گزارشگری مالی، کیفیت افشای آنها را ارتقا ببخشد و از این طریق به شفاف‌سازی اطلاعاتی و کارایی بازار سرمایه کمک کند.
o به سازمان بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می‌شود‌ با توجه به ناکارایی هیئت‌مدیره در ایفای نقش حاکمیتی خود، زمینه‌های اجرای سریع‌تر آیین‌نامۀ نظام حاکمیت شرکتی را فراهم کند.

 



منابع
1- پورحیدری، امید و حمزه حسین‌پور. (1391). بررسی رابطه بین افشای اجباری و اختیاری با ارزش سهام. مجلۀ مدیریت و حسابداری چشم‌انداز مدیریت مالی، شمارۀ 5، صص12-25.
2- حساس‌یگانه یحیی و محمدجواد سلیمی. (1390). مدلی برای رتبه‌بندی حاکمیت شرکتی در ایران. فصلنامۀ مطالعات تجربی حسابداری مالی، سال نهم، شمارۀ 30، صص‌ 1-35.
3- خدامی‌پور، احمد و یونس بزرایی. (1392). بررسی عوامل حاکمیتی مؤثر بر کیفیت افشا و تأثیر رقابت بازار بر رابطه بین آنها. فصلنامۀ علمی پژوهشی حسابداری مالی، سال پنجم، شمارۀ 20، صص22-41.
4- دیدار، حمزه، منصورفر، غلامرضا و مهدی کفعمی. (1393). بررسی تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر شکاف مالیاتی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجلۀ بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دورۀ بیست و یک، شمارۀ 4، صص 430-409. 
5- دیدار، حمزه، منصورفر، غلامرضا و هیوا خجسته. (1390). اثر خصوصیات شرکتی بر سطح افشا شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ مطالعات تجربی حسابداری مالی، سال نهم، شمارۀ 32، صص 168-141.
6- روزنامۀ دنیای اقتصاد. (1390). شمارۀ 1021.
7- صفرزاده، محمد‌حسین و افسانه رفیعی. (1393). تبیین ارتباط بین رقابت در بازار محصول و راهبری شرکتی. دانش حسابداری، سال پنجم، شمارۀ 18، صص 25- 48.
8- غیوری‌مقدم، علی، حاجب‌، حمیدرضا و حجت پارسا. (1393). بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجلۀ پژوهش‌های حسابداری سال پنجم، شمارۀ 13، صص 35-56.
9- قربانی، سعید، موحد، مرضیه و محمد منفرد مهارلویی. (1392). رقابت در بازار محصول، ترکیب هیئت‌مدیره و کیفیت افشای اطلاعات: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال پنجم، شمارۀ 19، صص 92-105. 
10- کمیته تدوین استانداردهای حسابداری. (1385). استانداردهای حسابداری چاپ هشتم. تهران. انتشارات سازمان حسابرسی.
11- لشگری، زهرا و شیرزاد نادری. (1388). بررسی رابطۀ سطح افشا و بازده سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، پژوهشنامۀ حسابداری مالی و حسابرسی، سال اول، شمارۀ 3، صص 75-91.
12- ملکیان، اسفندیار و عباسعلی دریایی. (1390). تبیین رابطه بین ویژگی‌های مالکیتی و شرکتی با ساختار حاکمیت شرکتی. مجلۀ پیشرفت‌های حسابداری، دورۀ سوم، شمارۀ 1، صص 141-121. 
13- ناظمی، امین و طاهره نصیری مقاله. (1393). بررسی ارتباط میان کیفیت حاکمیت شرکتی و میزان مالکیت نهادی با افشای اطلاعات شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ علمی پژوهشی حسابداری مالی، سال ششم، شمارۀ 24، صص 99-120.
14- نمازی، محمد، رضایی‌، غلامرضا و علیرضا ممتازیان. (1393). رقابت در بازار محصول و کیفیت اطلاعات حسابداری. مجلۀ پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دورۀ ششم، شمارۀ 2. صص 131-166.
15- واعظ، سید‌علی، قلمبر، محمدحسین و نسرین قنواتی. (1393). بررسی اثر رقابت بالفعل و بالقوه بازار محصول بر سطح کیفیت افشای شرکت‌های بورسی با بهره‌گیری از تکنیک تحلیل عاملی روی متغیرهای رقابت. مجلۀ راهبرد مدیریت مالی، سال دوم، شمارۀ 7، صص 91-112.
16- یعقوب‌نژاد، احمد، رهنمای رود‌پشتی، فریدون و علی ذیحی. (1390). بررسی تأثیر نظام راهبری شرکتی بر نقد‌شوندگی سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ بورس اوراق بهادار، شمارۀ سیزدهم، سال 4، صص 157-173.
17- Allen, F.J. and D, Gale. (2000). Corporate Governance and Competition. Corporate Governance Theoretical and Empirical Perspectives, Cambridge University Press, Cambridge.
18- Ali, A., Klasa, S. and E. Yeung. (2009). Product market competition and corporate disclosure policy. Journal of Modern Accounting and Auditing, Vol. 9, No.5, Pp. 315-336
19- Azofra, Valentin, Castrillo, Luis and Delgado, Maria. (2007). Ownership Cncentration, Debt Financing and the Investment Opportunity Set as Determinants of Accounting Discretion. Empirical Evidence from Spain. Spanish Journal of Finance and Accounting, Vol. 115, Pp. 215-255.
20- Beiner, Stefan, Schmid, Mark and Gabrielle Wanzenried. (2011). Product Market Competition. Managerial Incentives and Firm Valuation, European Financial Management, Vol 17, No.15, Pp. 331-336.
21- Byun, H, Lee, J. and Park. K. (2011). How Does Product Market Competition Interact with Internal Corporate Governance? Evidence from the Korean Economy. Working Paper, Korea University Business School.
22- Cheng, E. and S. Courtenay. (2006). Board composition, regulatory regime andvoluntary disclosure, International J. of Accounting, Vol. 4, No.5, Pp. 262-89.
23- Cheng, P, Man, P, and C. H. Yi. (2013). The impact of product market competition on earnings quality. Accounting and Finance, VOL. 6, No. 53, Pp. 137- 162.
24- Chou, J., Ng, L., Sibilkov, V. and Q, Wang. (2011). Product Market Competition and Corporate Governance. Review of Development Finance, Vol.25, No.1, Pp. 114-130.
25- Chaua, G., & Gryy, S... (2010). mmilmy wwrrr hhip, aaard independence and Voluntary disclosure: Evidence from Hong Kong”. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation 19 (2010) 93˚109
26- Cohen, A. D., (2004), “Financial Reporting Quality Choice: Determinants and Consequences”, A Dissertation, Northwestern University.
27- Cheung Y. gggg iiggg, ee iiiagg Tnn (2010). A trsssprreyyy Disclosure Index measuring disclosures: Chinese listed companies”, J.Account. Public Policy 29 , 259˚280
28- Cremers, M. Nair, B. and U. Peyer. (2008). Takeover Defenses and Competition. The Role of Stakeholders, Journal of Empirical Legal Studies, Vol. 5, No. 7, Pp. 791-818.
29- Dhaliwal, D., Huang, S., Khurana, I. K., and R. Pereira. (2008). Product market competition and accounting conservatism. Retrieved Vol.43, No.5, Pp. 118-135.
30- Giroud, X. and H. Mueller. (2011). Corporate Governance, Product Market Competition, and Equity Prices. The Journal of Finance, Vol.66, No.2, Pp. 563-600.
31- Guadalupe, M. and F. Pérez-González. (2010). Competition and Private Benefits of Control. Working Paper, Columbia University. Vol.42, No.6, Pp. 125-150.
32- Hermalin, B. E., and M. S. Weisbach. (2010). Information Disclosure and Corporate Governance. Vol.19, No.4, Pp. 45-62.
33- Healy, P. M., & Palepu, K. G. (2001). Information asymmetry, corporate disclosure, and the capital markets: A review of the empirical disclosure literature. Journal of Accounting and Economics, 31, Pp. 405-440
34- Inchausti, B. J. (1997). The influence of company characteristics and accounting regulation on information disclosed by Spanish firms. European Accounting Review, 6 (1): 45-68.
35- Karamanou, I. and N. Vafeas. (2005). The association between corporate boards, audit committees, and management earnings forecasts, an empirical analysis. Journal of Accounting Research, Vol. 43, N0. 25, Pp. 453-86.
36- Karuna, C. (2007). Industry Product market competition and managerial incentives. Journal of Accounting and Economics.Vol. 43, No. 12, Pp. 275-297.
37- Li, X. (2010). The impacts of product market competition on the quantity and quality of voluntary disclosures. Review of Accounting Studies, Vol. 15, No. 14, Pp. 663-711.
38- Lin, C. and L.Wei. (2014). Product Market Competition and Firms, Voluntary Disclosure Behavior, Evidence from a Quasi-natural Experiment. Vol. 22, No. 6, Pp. 115-142.
39- Lokman, Norziana, Cotter, Julie and Joseph, Mula. (2012). Corporate governance quality, incentive factors and voluntary corporate governance disclosures in annual reports of Malaysian publicly listed companies. Corporate Ownership and Control. Vol. 10, No. 11, Pp. 329-352.
40- Mayer, C. (1996). Corporate Governance, Competition and Performance. OECD Economic Studies, Vol. 15, No. 48, Pp. 7- 27.
41- Pant, S. and, Petakiac. A. (2008). Industry Product market competition and managerial incentives. Journal of Accounting and Economics, Vol. 8, No. 5, Pp. 125-153.
42- Samuel A. Dipiazza Jr and Robert G. Eccles. (2002). Building public trust, the future of corporate Reporting, Jon Wiley & Sons, Inc, New yorc. Vol. 5, No. 2, Pp. 278-315.
43- Shin. C.Y. (2013). Voluntary Disclosure and the Type of Product Market Competition. Capacity vs. Price. Journal of Modern Accounting and Auditing, Vol. 9, No. 4, Pp. 505-526.
44- Teng, M. and CH. Li. (2011). Product Market Competition, Board Structure, and Disclosure Quality. Frontiers of Business Research in Vol. 12, No. 3, Pp. 125-152.