Document Type : Original Article
Authors
1 Associate Professor of Sciences and Research Branch of Islamic Azad University, Iran
2 Accounting Ph.D. Student and Member of Young Researchers and Elite Club, Bandar Abbas Branch, Islamic Azad University, Bandar Abbas, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
مقدمه
با توجه به پدیدۀ جهانی‌شدن بازار و فرصت‌های سرمایهگذاری پیش‌بینی‌نشده، سرمایه‌گذاران، در راستای تصمیم‌گیری، نیازمند اطلاعات هستند [6]. از سوی دیگر، مشارکت‌کنندگان در بازار سرمایه برای اخذ تصمیم‌های بهتر، همیشه به‌دنبال افشای اطلاعات با کیفیت هستند [2]. ازاین‌رو، اصل افشای اطلاعات مطرح میشود که یکی از ویژگیهای کیفی ارائۀ اطلاعات است و براساس آن، باید کلیۀ اطلاعات مربوط به فعالیت‌های شرکت به‌نحو مناسب و به‌موقع در اختیار گروههای مختلف استفاده‌کننده قرار گیرد [8]. امروزه ارتباط عدم‌شفافیت مالی، پنهان‌کاری و عدم‌افشای اطلاعات در شرکت‌ها و سقوط قیمت سهام، امری بدیهی است و یک عنصر اصلی در بروز سقوط قیمت سهام، وجود و تجمیع خبرهای بد دربارۀ ارزش‌های اساسی شرکت و نشر این اخبار به بازار سهام است [21]. برای نمونه، هاتن و همکاران [24] معتقدند در شرایط نبود شفافیت کامل در گزارشگری مالی، مدیران انگیزه دارند برای حفظ شغل خود، بخشی از زیان‌ها را پنهان کنند. این فرایند، یعنی افشا‌نکردن زیان‌های واقعی تا زمان حضور مدیر در شرکت ادامه می‌یابد. پس از اینکه مدیر شرکت را ترک کرد، حجم عظیمی از زیان‌های افشا‌نشده وارد بازار شده و به سقوط قیمت سهام منجر میشود. افزون بر آن، در یک محیط گزارشگری غیرشفاف، سرمایه‌گذاران قادر به شناسایی و کشف پروژه‌های زیان‌ده شرکت نیستند. ناتوانی سرمایه‌گذاران در تمایز بین پروژه‌های سود‌ده و زیان‌ده در مراحل اولیۀ آنها باعث میشود که پروژه‌های زیان‌ده ادامه و با گذر زمان زیان‌دهی آنها افزایش یابد. بازده منفی این نوع پروژه‌ها در طول زمان در داخل شرکت انباشته میشود و هنگامی‌که اطلاعات مربوط به آنها افشا شود، قیمت سهام به‌شدت کاهش می‌یابد و پدیدۀ سقوط قیمت سهام خودنمایی می‌کند [24]. از جهت دیگر، افشای اطلاعات موضوعی اخلاقی تلقی میشود؛ زیرا باوجود افشای صحیح و کافی اطلاعات در بازار، ممانعت عمدی از دسترسی به اطلاعات و ارائۀ نادرست اطلاعات صورت نمی‌گیرد. جلوگیری از انتشار اخبار و اطلاعات شرکت‌ها نیز می‌تواند موضوعی غیراخلاقی باشد؛ زیرا از نشان‌دادن وضعیت واقعی شرکت جلوگیری می‌کند. به عقیدۀ معصومینیا و یارمحمدیان [7] ریشۀ اصلی مخفی‌کردن اطلاعات در فعالیت‌های تجاری، کسب درآمد از هر طریق ممکن، کسب درآمد از عوامل مادی و ترجیح خود بر دیگران است که ازلحاظ اخلاقی صفتی مذموم شمرده میشود. همچنین، آنها رعایت آموزه‌های اخلاقی را موجب افزایش شفافیت بازار و مقابله با شکست بازار می‌دانند؛ بنابراین، می‌توان دریافت با توجه به تأثیر عدم‌انتشار اخبار و اطلاعات بر خطر سقوط قیمت سهام، این موضوع می‌تواند ریشه‌ای اخلاقی داشته باشد که همان جلوگیری از افشای اخبار است. در این زمینه، پرسونز [31] افشای داوطلبانۀ اخلاق را با کیفیت کمیتۀ حسابرسی مرتبط می‌داند. ازنظر وی، افزایش کیفیت کمیتۀ حسابرسی، موجب افزایش شفافیت در اطلاعات میشود که با توجه به تأثیر آن در شفافیت و انتشار اخبار صحیح و کامل، موضوعی اخلاقی است. درنتیجه، این انتظار وجود دارد که کیفیت کمیتۀ حسابرسی (با افشای اطلاعات صحیح) موجب کاهش ریسک سقوط سهام شود.
با توجه به اهمیت موضوع و اینکه تاکنون این مسئله بررسی نشده است و یافتههای آن می‌تواند ارزشمند باشد؛ بنابراین، هدف و مسئلۀ اصلی این پژوهش، تأثیر کمیتۀ حسابرسی بر ریسک سقوط قیمت سهام با نگاهی به افشای داوطلبانۀ اخلاق است.
در ادامه، ابتدا مبانی نظری پژوهش ارائه و سپس پیشینه بیان میشود. پس از آن نیز، روش پژوهش و یافتههای پژوهش آورده شده و در انتها بحث و نتیجه‌گیری بیان میشود.
مبانی نظری و پیشینۀ
پژوهش
موضوع تغییرهای ناگهانی قیمت سهام، طی سال‌های اخیر و به‌ویژه بعد از بحران مالی سال 2008، توجه بسیاری از دانشگاهیان و افراد حرفه‌ای را به خود جلب کرده است. این تغییرها به‌گونۀ عمده به دو صورت «سقوط» و «جهش قیمت سهام[1]» رخ می‌دهد. با توجه به اهمیتی که سرمایه‌گذاران برای بازده سهام خود قائل هستند، پدیدۀ سقوط قیمت سهام که به کاهش شدید بازده منجر میشود، در مقایسه با جهش بیشتر توجه پژوهشگران برانگیخته است. تعریف سقوط قیمت سهام سه ویژگی مشخص دارد [17]: الف- سقوط قیمت سهام یک تغییر بااهمیت و غیرمعمول در قیمت سهام است که بدون وقوع یک حادثۀ مهم اقتصادی رخ می‌دهد؛ ب- این تغییرهای بااهمیت به‌صورت منفی هستند؛ ج- سقوط قیمت سهام، پدیده‌ای واگیردار در سطح بازار است. بدین معنا که کاهش قیمت سهام، تنها به یک سهام خاص منحصر نمی‌شود، تمام انواع سهام موجود در بازار را شامل میشود.
تقریباً در تمام پژوهش‌های انجام‌شده، پدیدۀ سقوط قیمت سهام که پدیده‌ای مترادف با چولگی منفی بازده سهام است، ازلحاظ آماری این‌گونه تعریف میشود: «با این فرض که بازده سهام ازلحاظ آماری دارای توزیع نرمال باشد، سقوط قیمت سهام به‌عنوان پدیده‌ای نادر در بازار سرمایه، هنگامی رخ می‌دهد که بازده خاص شرکت طی یک دوره زمانی، 09/3 انحراف‌معیار کمتر از میانگین بازده خاص شرکت طی همان دوره باشد». اساس این تعریف، بر این مفهوم آماری قرار دارد که با فرض نرمال‌بودن توزیع بازده خاص شرکت، نوسان‌هایی که در فاصلۀ میانگین به‌علاوه 09/3 انحراف‌معیار و میانگین منهای 09/3 انحراف‌معیار قرار می‌گیرند، ازجمله نوسان‌های عادی محسوب شده و نوسان‌های خارج از این فاصله جزء موارد غیرعادی قلمداد می‌شوند. با توجه به اینکه سقوط قیمت سهام یک نوسان غیرعادی است، عدد 09/3، مرز بین نوسان‌های عادی و غیرعادی در نظر گرفته شده است [14]. برخلاف اینکه وجود پدیدۀ عدم‌تقارن منفی یا چولگی منفی در بازده بازار سهام عموماً توافق همۀ صاحب‌نظران را در پی دارد؛ اما سازوکار‌های اقتصادی که منجر به بروز این پدیده میشود، هنوز به‌صورت صریح و روشن مشخص نشده است که بی‌شک این اثر ناشی از عدم‌شفافیت در گزارشگری مالی و تجمیع اخبار بد و نشر ناگهانی آنان است.
براساس پژوهش‌های پیشین، عوامل زیر در افشای داوطلبانۀ اخلاق به‌واسطه کمیتۀ حسابرسی اطلاعات مؤثر است [22، 31 و 35]:
استقلال کمیتۀ حسابرسی و افشای داوطلبانۀ اخلاق: هیئت نظارت عمومی [34] و کمیتۀ بلوریبون [13] معتقدند عملکرد کمیتۀ حسابرسی زمانی از کیفیت بالایی برخوردار است که اعضای کمیتۀ حسابرسی مستقل باشند و این امر، به ارتقای اعتبار گزارشگری مالی منجر خواهد شد. براساس نظر پرسونز [30]، عضوی از کمیتۀ حسابرسی مستقل نامیده میشود که هیچ‌گونه رابطۀ شخصی یا مالی با شرکت و یا مدیران اجرایی شرکت نداشته باشد. همچنین، پرسونز [31] معتقد است احتمال بروز تقلب زمانی کاهش می‌یابد که کمیتۀ حسابرسی مستقل باشد. کلین [27] نیز بیان داشت رابطۀ منفی بین استقلال کمیتۀ حسابرسی و رویه‌های مدیریت سود وجود دارد. یافتههای پژوهش وی نشان می‌دهد استقلال کمیتۀ حسابرسی موجب نظارت اثربخش‌تر بر مدیریت سود میشود [12]. آبوت و همکاران [9] نیز بیان داشتند رابطۀ منفی بین استقلال کمیتۀ حسابرسی و گزارشگری مالی متقلبانه وجود دارد. پرسونز [31] نیز تأکید کرد استقلال کمیتۀ حسابرسی، یک عامل اساسی در اندازه‌گیری اثربخشی افشای داوطلبانۀ اخلاق است؛ بنابراین، بر مبنای مطالعات پرسونز [30 و 31] می‌توان دریافت استقلال کمیتۀ حسابرسی تأثیری مثبت بر اثربخشی فرایند گزارشگری مالی داشته باشد و این امر موجب انجام وظایف به‌صورت اخلاقی و درنهایت، موجب افشای داوطلبانۀ اخلاق میشود.
تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی و افشای داوطلبانۀ اخلاق: هیئت نظارت عمومی [34] نشان داد در صورتی کار کمیتۀ حسابرسی اثربخش خواهد بود که اعضای کمیتۀ حسابرسی در حوزه‌های حسابداری، حسابرسی، کنترل داخلی و گزارشگری مالی متخصص باشند. براساس آیین رفتار حرفه‌ای راهبری شرکتهای سهامی مالزی [28]، حداقل یکی از اعضای کمیتۀ حسابرسی باید در حیطۀ حسابداری یا خدمات مالی مشغول به کار باشد و درصورتی‌که اعضای کمیتۀ حسابرسی در زمینۀ حسابداری و خدمات مالی متخصص باشد، حاکمیت شرکتی ارتقا خواهد یافت. بدارد و همکاران [12] معتقدند مدیریت سود با تعداد اعضای متخصص کمیتۀ حسابرسی رابطۀ معکوسی دارد. پرسونز [31] معتقد است وجود اعضای مستقل و متخصص در زمینۀ حسابداری یا مالی در بین اعضای کمیتۀ حسابرسی، احتمال کشف موارد ارائۀ نادرست در صورت‌های مالی را افزایش می‌دهد؛ زیرا این افراد برای حفظ شهرت و اعتبار خود ملزم به رعایت آیین رفتار حرفه‌ای و اخلاقی هستند. وی ادعا می‌کند وجود اعضای متخصص در کمیتۀ حسابرسی، اثربخشی بیشتر نظارت بر شرکت‌ها را موجب میشود و اجرای اخلاقی این وظیفه باعث افشای داوطلبانۀ اخلاق میشود. همچنین، وی بیان داشت بین تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی در زمینه مالی، حسابداری و حسابرسی و افشای داوطلبانۀ اخلاق، رابطه‌ای مستقیم وجود دارد [35].
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی و افشای داوطلبانۀ اخلاق: پرسونز [31] یکی از صاحب‌نظران در حیطۀ افشای اخلاق، معتقد است هرچه اندازۀ کمیتۀ حسابرسی بزرگ‌تر باشد، احتمال افشای داوطلبانۀ اخلاق افزایش می‌یابد؛ زیرا احتمال اینکه در کمیتۀ حسابرسی، اعضای پایبند به اخلاق وجود داشته باشند، بیشتر میشود [31، 32 و 33]. دالتون و همکاران [19] نیز دریافتند بین اندازۀ کمیتۀ حسابرسی و وظیفه نظارتی آن رابطه‌ای مستقیم وجود دارد و هرچه اندازۀ آن بزرگ‌تر باشد، عملکرد شرکت بهتر خواهد بود؛ زیرا وظیفۀ نظارتی کمیتۀ حسابرسی بهتر انجام خواهد شد. همچنین، به اعتقاد یانگ و کریشان [36] بین اندازۀ کمیتۀ حسابرسی و مدیریت سود رابطه‌ای منفی وجود دارد؛ ازاین‌رو، بزرگ‌بودن کمیتۀ حسابرسی از طریق اثربخشی بیشتر نظارت شرکت، افشای داوطلبانۀ اخلاق را موجب میشود [35].
بررسی پیشینۀ پژوهش نیز نشان داد برای نمونه، در میان پژوهشگران داخلی، حقیقت [5] در پژوهشی دریافت با اشاره به این موضوع که سرمایه‌گذاران نهادی با توجه به مالکیت بخش قابلتوجهی از سهام شرکت‌ها، از نفوذ قابل‌ملاحظه‌ای برخوردارند و حضور آنها ممکن است به تغییر رفتار شرکت‌ها منجر شود، وجود سرمایه‌گذارن نهادی در ساختار مالکیت بر همزمانی قیمت و خطر سقوط قیمت سهام تأثیر منفی دارد. احمدپور همکاران [1] در پژوهشی دریافتند متغیرهای بازده دارایی، اندازۀ شرکت، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام و نسبت کیوتوبین بر خطر سقوط قیمت سهام رابطۀ منفی معناداری دارد؛ اما متغیرهای بازده حقوق صاحبان سهام و اهرم مالی رابطۀ معناداری با خطر سقوط قیمت سهام ندارند. باغومیان و همکاران [3] به بررسی ارتباط میان مسئولیت اجتماعی شرکت و خطر سقوط قیمت سهام پرداختند و دریافتند بین مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت و خطر سقوط قیمت سهام، رابطۀ معکوس و معناداری وجود دارد. حاجیها و رجبدُری [4] در پژوهشی به «بررسی تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی بر سطح نگهداری وجه نقد» پرداختند. یافتههای حاصل از آزمون فرضیههای پژوهش نشان داد بین استقلال کمیتۀ حسابرسی، تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی و اندازۀ کمیتۀ با سطح نگهداری وجه نقد، رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد.
در میان پژوهشگران خارجی نیز برای نمونه، هاتن و همکاران [24] دریافتند عدم‌شفافیت اطلاعات مالی، با افشای اطلاعات کمتر در ارتباط است. افزون بر آن، شرکت‌هایی که دارای صورت‌های مالی غیرشفاف هستند، بیشتر در معرض ریسک سقوط قیمت سهام قرار می‌گیرند. روهانا و همکاران [35] در پژوهشی دریافتند تنها تخصص کمیتۀ حسابرسی بر افشای داوطلبانۀ اخلاق تأثیر می‌گذارد و هیچ‌یک از عوامل استقلال، اندازه و تعداد جلسات کمیتۀ حسابرسی، با افشای داوطلبانۀ اخلاق رابطۀ معنادار ندارد. هیشام و همکاران [22] در پژوهشی دریافتند استقلال و اندازۀ کمیتۀ حسابرسی با افشای داوطلبانۀ اخلاق رابطۀ مستقیم دارد؛ اما تعداد جلسات و تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی بر افشای داوطلبانۀ اخلاق تأثیری ندارد. کالن و فانگ [16] در پژوهشی به بررسی رابطۀ خطر سقوط قیمت سهام و بهرۀ کوتاه‌مدت پرداختند. یافته‌ها ارتباط مثبت و معنادار بین این دو متغیر را تأیید می‌کند. همچنین، این موضوع در شرکت‌هایی بیشتر است که سازوکار ضعیف و ریسک بالا دارند و همچنین، شرکت‌هایی که عدم‌تقارن اطلاعاتی در آنها وجود دارد. مینگ [29] با بررسی رابطۀ مسئولیت اجتماعی شرکت و خطر سقوط قیمت سهام در بازار سهام تایوان دریافت رابطّ منفی و معناداری بین مسئولیت‌پذیری اجتماعی و خطر سقوط قیمت سهام وجود دارد. همچنین، حبیب و منظورحسن [20] در پژوهش خود دریافتند بین بیش ارزیابی و ریسک سقوط سهام رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد و با افزایش بیش‌ارزیابی، ریسک سقوط سهام افزایش می‌یابد.
اگرچه پژوهش‌های متنوع و ارزشمندی در این زمینه صورت گرفته و به یافتههای ذکرشده در بالا دست یافته است؛ اما تاکنون هیچ پژوهش داخلی به بررسی رابطۀ افشای اخلاقی کمیتۀ حسابرسی و خطر سقوط قیمت سهام نپرداخته است؛ بنابراین، ضمن ضرورت بررسی موضوع، لازم است این مسئله در فضای اقتصادی کشور آزمون شود تا بتوان براساس یافته‌ها، برنامه‌ریزی‌های دقیق‌تری انجام داد.
فرضیههای پژوهش
در خصوص دستیابی به اهداف و براساس مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش مطرح‌شده در بخش‌های قبل، فرضیههای پژوهش به شرح زیر طراحی و تدوین میشود. لازم به ذکر است با توجه به شیوه‌های مختلف اندازه‌گیری خطر سقوط قیمت سهام، می‌توان دریافت سه فرضیه وجود دارد که متغیر وابسته آن به چهار روش شامل چولگی منفی بازده سهام، سیگمای حداکثری، نوسان پایین به بالا و دورۀ سقوط قیمت سهام اندازه‌گیری میشود:
فرضیۀ اول: استقلال کمیتۀ حسابرسی، بر خطر سقوط قیمت سهام تأثیر معناداری دارد.
فرضیۀ دوم: تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی، بر خطر سقوط قیمت سهام تأثیر معناداری دارد.
فرضیۀ سوم: اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، بر خطر سقوط قیمت سهام تأثیر معناداری دارد.
روش پژوهش
این پژوهش، از نوع پژوهش‌های کمّی است که از روش علمی ساخت و اثبات تجربی استفاده می‌کند و براساس فرضیه‌ها و طرح‌های پژوهش از قبل تعیین‌شده انجام میشود.
متغیرهای پژوهش
ریسک سقوط قیمت سهام: در این پژوهش، پیرو پژوهش‌های پیشین، از چهار معیار برای اندازه‌گیری ریسک سقوط قیمت سهام استفاده شد. برای اندازه‌گیری ریسک سقوط قیمت سهام، ابتدا با استفاده از رابطۀ (1) بازده ماهانۀ خاص شرکت محاسبه میشود [10، 11، 14، 15، 25 و 26]:
|
رابطۀ (1) |
Wj,t = Ln (1 + εj,t) |
در رابطۀ فوق:
Wj,t: بازده ماهانۀ خاص شرکت j در ماه t طی سال مالی
εj,t: بازده باقیمانده سهام شرکت j در ماه t و عبارت است از باقیمانده یا پسماند مدل در رابطۀ (2):
|
رابطۀ (2) |
rj,t = αj + β1,j rm,t-2 + β2,j rm,t-1 + β3,j rm,t + β4,j rm,t+1 + β5,j rm,t+2 + εj,t |
که در این رابطه:
rj,t: بازده سهام شرکت j در ماه t طی سال مالی
rm,t: بازده بازار در ماه t است. برای محاسبۀ بازده ماهانۀ بازار، شاخص ابتدای ماه از شاخص پایان ماه کسر شده و حاصل بر شاخص ابتدای ماه تقسیم میشود. سپس با استفاده از بازده ماهانۀ خاص شرکت، چولگی منفی بازده سهام و سقوط به شیوه‌های زیر محاسبه میشود:
چولگی منفی بازده سهام: چن و همکاران [18] معتقدند نشانه‌های سقوط قیمت سهام از یک سال قبل از وقوع این پدیده شکل می‌گیرد و یکی از این نشانه‌ها وجود چولگی منفی در بازده سهام شرکت است؛ بنابراین، شرکت‌هایی که در سال گذشته چولگی منفی بازده سهام را تجربه کرده‌اند، با احتمال بیشتری در سال آینده با پدیدۀ سقوط قیمت سهام روبه‌رو خواهند بود. هانگ و استین [23] نیز بیان کردند چولگی منفی بازده سهام یک راه جایگزین برای اندازه‌گیری عدم‌تقارن در توزیع بازده است. برای محاسبۀ چولگی منفی بازده سهام از رابطۀ (3) استفاده میشود [10، 11، 16، 17 و 26]:
|
رابطۀ(3) |
NCSKEWj,t = - |
در رابطۀ فوق:
NCSKEWj,t: چولگی منفی بازده ماهانۀ سهام شرکت j طی سال مالی t
Wj,t:بازده ماهانۀ خاص شرکت j در ماه t
N: تعداد ماه‌هایی که بازده آنها محاسبه‌شده است.
سیگمای حداکثری: سیگمای حداکثری به‌منظور ایجاد یک معیار کمّی و پیوسته برای اندازه‌گیری ریسک سقوط قیمت سهام به کار می‌رود. همچنین، سیگمای حداکثری به‌عنوان بازده‌های پرت با توجه به انحراف‌معیار یک شرکت خاص تعریف میشود. برای محاسبه این متغیر از رابطۀ (4) استفاده میشود [10، 11 و 14]:
|
رابطۀ (4) |
EXTR_SIGMA = |
که در این رابطه:
: میانگین بازده ماهانۀ خاص شرکت
: انحراف استاندارد بازده ماهانۀ خاص شرکت
نوسان پایین به بالا: چن و همکاران [17] بیان کردند نوسان پایین به بالا، نوسان‌های نامتقارن بازده را کنترل می‌کند. همچنین، میزان بالاتر این معیار مطابق با توزیع دارای چولگی چپ بیشتر است. برای محاسبۀ این متغیر از رابطۀ (5) استفاده میشود [10، 15، 17 و 26]:
|
رابطۀ (5) |
DUVOL j,t = -Log |
که در این رابطه:
: تعداد ماههای بالا و پایین طی سال مالی t
دورۀ سقوط قیمت سهام: در این پژوهش، دورۀ سقوط قیمت سهام، متغیری مجازی است که اگر شرکت تا پایان سال مالی حداقل یک دورۀ سقوط را تجربه کرده باشد، مقدار آن یک و در غیر این صورت، صفر خواهد بود.
کیفیت کمیتۀ حسابرسی: در ادامه، روش بررسی هر‌یک از مؤلفه‌های مرتبط با کیفیت کمیتۀ حسابرسی و افشای داوطلبانۀ اخلاق تشریح میشود:
استقلال کمیتۀ حسابرسی: استقلال کمیتۀ حسابرسی یک متغیر دو‌ارزشی صفر و یک است که اگر نسبت تعداد اعضای هیئت‌مدیره عضو کمیتۀ حسابرسی (بجز اعضای غیرموظف) به تعداد کل اعضای کمیتۀ حسابرسی کمتر از 5/0 باشد، بیانگر استقلال نسبی است و مقدار این متغیر برابر با یک و در غیر این صورت برابر با صفر است [35].
تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی: تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی بیانگر تعداد اعضای کمیتۀ حسابرسی است که در زمینۀ حسابداری، حسابرسی و مالی فعالیت دارند و دارای علم و دانش تخصصی هستند [35].
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی: اندازۀ کمیتۀ حسابرسی با تعداد اعضای کمیتۀ حسابرسی بررسی میشود [35].
متغیرهای کنترلی: پیرو پژوهش‌های قبلی صورت گرفته، متغیرهای کنترلی مورداستفاده در این پژوهش، عبارت است از: اهرم مالی، اندازۀ شرکت، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام و بازده حقوق صاحبان سهام. تعریف عملیاتی و دلیل استفادۀ هر یک از متغیرهای کنترلی ذکرشده به شرح زیر است:
اهرم مالی: این متغیر از طریق نسبت کل بدهی‌ها به ارزش دفتری کل دارایی‌ها اندازه‌گیری میشود. در شرکت‌هایی که به لحاظ تأمین منابع مالی و نقدینگی با مشکل روبه‌رو هستند، احتمال بیشتری برای اقامۀ دعاوی حقوقی وجود دارد که احتمال سقوط قیمت سهام را افزایش می‌دهد [25].
اندازۀ شرکت: یکی از عوامل درونی که بر ساختار مالی شرکت تأثیر می‌گذارد، اندازۀ شرکت است. شرکتهای بزرگ‌تر به‌واسطه شرایط خاصی که دارند، همواره موردتوجه گروههای مختلف ازجمله سرمایه‌گذاران، قانون‌گذاران بازار و حتی سیاست‌مداران قرار دارند. این موضوع باعث میشود کیفیت اطلاعات افشاشده از سوی این شرکت‌ها را مراجع نظارتی متعددی بررسی کنند. از سوی دیگر، با توجه به نیاز شرکتهای بزرگ برای تأمین وجوه موردنیاز از بازار سرمایه و سایر بازارها، آنها انگیزه دارند از طریق افزایش کیفیت گزارشگری مالی و فرایند افشای اطلاعات، هزینه‌های سرمایۀ خود را کاهش دهند. ازاین‌رو، در شرکتهای بزرگ احتمال اندکی برای انباشت و عدم‌افشای اخبار بد وجود دارد. این موضوع از ورود ناگهانی تودۀ اخبار بد به بازار جلوگیری می‌کند و درنتیجه، ریسک سقوط قیمت سهام کاهش می‌یابد [26]. برای محاسبۀ متغیر اندازۀ شرکت، در این پژوهش از معیار لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌ها استفاده شده است.
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام: شرکتهای با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بالاتر، فرصت‌های سرمایهگذاری بیشتری پیش روی خود دارند. این در حالی است که گزینه‌های بیشتر برای رشد، ارتباط مستقیمی با هزینه‌های نمایندگی دارد. همچنین، انتظار می‌رود بازده سهام شرکتهای با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بالاتر، نوسان بیشتری داشته باشد؛ زیرا بخش بیشتری از ارزش بازار آنها به سبب فرصت‌های سرمایهگذاری است که بازدهی آنها همواره با نوسان همراه است. از طرف دیگر، شرکت‌هایی که بازده سهام آنها پر نوسان‌تر است، احتمال بیشتری دارد تا زیان‌های بزرگی را تجربه کنند. این امر، احتمال اقامۀ دعاوی حقوقی علیه شرکت را افزایش می‌دهد. همچنین، این موارد می‌تواند احتمال سقوط قیمت سهام را نیز افزایش دهد [25].
بازده حقوق صاحبان سهام: عبارت است از نسبت سود خالص متعلق به صاحبان سهام عادی به جمع حقوق صاحبان سهام. همچنین، شرکت‌هایی با بازده حقوق صاحبان سهام بالاتر (معیاری برای عملکرد بهتر)، خطر سقوط قیمت سهام پایین‌تری دارند [24].
جامعۀ آماری و نمونۀ پژوهش
در این پژوهش برای اینکه نمونۀ آماری، نمایندۀ مناسبی از جامعۀ آماری موردنظر باشد، از روش حذف نظام‌مند استفاده شد. برای این منظور 6 معیار زیر در نظر گرفته شده است و درصورتی‌که شرکتی کلیۀ معیارها را داشته باشد، نمونۀ پژوهش انتخاب شده و مابقی حذف خواهند شد.
1. شرکت قبل از سال 1391 در بورس پذیرفته شده و تا پایان سال 1395 در بورس فعال باشد.
2. به‌دلیل ماهیت خاص فعالیت شرکتهای هلدینگ، واسطه‌گری‌های مالی و شرکتهای سرمایهگذاری و تفاوت فراوان آنها با شرکتهای تولیدی و بازرگانی، شرکت انتخابی جز موارد یاد‌شده نباشد.
3. به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند باشد و در بازه زمانی مورد مطالعه، تغییر سال مالی یا تغییر فعالیت نداشته باشد.
4. صورت‌های مالی و یادداشت‌های همراه شرکت‌ها در بازه زمانی مذکور به‌گونۀ کامل در سایت بورس اوراق بهادار موجود باشد.
5. معاملۀ سهام آنها طی دورۀ پژوهش بیش از سه ماه در بورس اوراق بهادار تهران متوقف نشده باشد.
6. اطلاعات مربوط به گزارشهای کمیتۀ حسابرسی آنها در دسترس باشد.
براساس معیارهای بالا، نمونۀ آماری پژوهش، 76 شرکت را در بر می‌گیرد.
یافتههای پژوهش
نگارۀ (1) آماره‌های توصیفی مربوط به متغیرهای مورد مطالعه را نشان می‌دهد. لازم به ذکر است که تعداد مشاهدات موردبررسی برای محاسبۀ متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی ذکرشده، 380 سال- شرکت است.
نگارۀ 1- آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش
|
نام متغیر |
میانگین |
بیشینه |
کمینه |
انحراف‌معیار |
|
چولگی منفی بازده سهام |
2210/0- |
6658/3 |
8025/3- |
6479/1 |
|
سیگمای حداکثری |
8102/1 |
1901/3 |
5674/0 |
6126/0 |
|
نوسان پایین به بالا |
4937/2 |
6408/4 |
4476/0- |
0207/2 |
|
دورۀ سقوط قیمت سهام |
- |
1 |
0 |
- |
|
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
- |
1 |
0 |
- |
|
تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی |
3867/2 |
5 |
2 |
9148/0 |
|
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
1143/3 |
5 |
3 |
5216/0 |
|
اهرم مالی |
6148/0 |
9735/0 |
0814/0 |
2128/0 |
|
اندازۀ شرکت |
2084/16 |
3568/18 |
1100/6 |
4149/2 |
|
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام |
4557/0 |
4174/5 |
3615/4- |
8175/1 |
|
نسبت بازده حقوق صاحبان سهام |
3668/0 |
5660/13 |
3673/7- |
5716/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
همان‌گونه که در نگارۀ (1) مشاهده میشود، با توجه به اسمی‌بودن متغیر دورۀ سقوط قیمت سهام و استقلال کمیتۀ حسابرسی، میانگین و انحراف‌معیار آن بی‌معناست و ارائه نشده است. در این زمینه، لازم به ذکر است به‌طور میانگین 5/41 درصد از شرکتهای مورد بررسی دارای متغیر دورۀ سقوط قیمت سهام هستند و همچنین، استقلال کمیتۀ حسابرسی در شرکتهای موردبررسی به‌طور میانگین در سطح 3/48 قرار داشته است. افزون بر آن، در میان متغیرهای مستقل، تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی و در میان متغیرهای وابسته، نوسان پایین به بالا و درمیان متغیرهای کنترلی، اندازۀ شرکت، بیشترین میانگین و انحراف‌معیار را به خود اختصاص داده‌اند. میانگین اهرم مالی (61/0) نیز نشان داد در جامعۀ موردبررسی، به‌طور میانگین، بدهی‌ها بیش از نصف دارایی‌ها‌ست.
آزمون فرضیههای پژوهش
آزمون انتخاب الگو: نگارۀ (2) یافتههای حاصل از انتخاب الگوی مناسب را نشان می‌دهد.
نگارۀ 2- یافتههای مربوط به انتخاب الگوی مربوط به آزمون هر فرضیه
|
فرضیۀ فرعی |
آزمون |
آماره آزمون |
معناداری |
|
فرضیۀ فرعی 1 معیار اول |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
5482/5 9481/14 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 1 معیار دوم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
4872/5 0368/12 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 1 معیار سوم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
3617/5 6807/13 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 1 معیار چهارم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
0658/6 7413/14 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 2 معیار اول |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
3584/7 3685/12 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 2 معیار دوم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
7145/6 6214/15 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 2 معیار سوم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
2919/4 1068/13 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 2 معیار چهارم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
0074/5 1690/13 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 3 معیار اول |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
0258/4 2258/11 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 3 معیار دوم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
3619/8 7815/10 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 3 معیار سوم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
6599/4 1487/10 |
0000/0 0000/0 |
|
فرضیۀ فرعی 3 معیار چهارم |
آزمون چاو آزمون هاسمن |
4025/6 3901/12 |
0000/0 0000/0 |
|
منبع: یافتههای پژوهش |
|||
با توجه به یافتههای ارائه‌شده در نگارۀ (3)، ازآنجاکه سطح معناداری آزمون چاو و هاسمن کمتر از 05/0 است، برای آزمون فرضیههای پژوهش، می‌توان از الگوی اثرات ثابت استفاده کرد.
آزمون فرضیۀ فرعی اول (استقلال کمیتۀ حسابرسی)
نگارۀ (3)، یافتههای آزمون فرضیۀ فرعی اول را نشان می‌دهد.
|
نگارۀ 3- یافتههای تخمین الگوهای رگرسیون مربوط به آزمون فرضیۀ فرعی اول |
||||||||
|
فرضیۀ فرعی اول- معیار اول NCSKEW it = B0 + B1 INDAUD + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
5482/5- |
0000/0 |
ضریب تعیین |
3219/0 |
||||
|
اهرم مالی |
0845/4 |
0038/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
2854/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
1318/2- |
0445/0 |
دوربین- واتسون |
0854/2 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
4297/1- |
0789/0 |
آماره F |
7854/7 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
9214/0 |
2546/0 |
معناداری آماره F |
0038/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
8512/0 |
3885/0 |
|
|||||
|
فرضیۀ فرعی اول- معیار دوم EXTR_SIGMA it = B0 + B1 INDAUD + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
3554/5- |
0000/0 |
ضریب تعیین |
4123/0 |
||||
|
اهرم مالی |
0483/2 |
0127/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
3826/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
7459/4- |
0000/0 |
دوربین- واتسون |
0048/2 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
1376/1 |
2015/0 |
آماره F |
5458/10 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
7914/0 |
6278/0 |
معناداری آماره F |
0000/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
0018/1 |
4125/0 |
|
|||||
|
فرضیۀ فرعی اول- معیار سوم DUVOL it = B0 + B1 INDAUD + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
1262/6- |
0000/0 |
ضریب تعیین |
2371/0 |
||||
|
اهرم مالی |
2154/7 |
0000/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
1805/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
3428/3- |
0147/0 |
دوربین- واتسون |
8847/1 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
1131/2 |
0351/0 |
آماره F |
4528/6 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
4369/0 |
7017/0 |
معناداری آماره F |
0000/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
6277/0- |
4915/0 |
|
|||||
|
فرضیۀ فرعی اول- معیار چهارم CRASH it = B0 + B1 INDAUD + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
1850/11- |
0010/0 |
ضریب تعیین |
2408/0 |
||||
|
اهرم مالی |
2485/9 |
0049/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
2173/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
0007/1- |
1038/0 |
دوربین- واتسون |
9434/1 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
4938/9 |
0017/0 |
آماره F |
0058/10 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
4423/0 |
6081/0 |
معناداری آماره F |
0139/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
2024/2- |
0442/0 |
|
|||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||||
یافتههای پژوهش نشان می‌دهد بین استقلال کمیتۀ حسابرسی و خطر سقوط قیمت سهام با استفاده از چولگی منفی، سیگمای حداکثری، نوسان پایین به بالا و دورۀ سقوط قیمت سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد؛ درنتیجه، با افزایش استقلال کمیتۀ حسابرسی، خطر سقوط قیمت سهام کاهش می‌یابد.
آزمون فرضیۀ اصلی دوم (تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی)
نگارۀ (4) یافتههای آزمون فرضیۀ فرعی دوم را نشان می‌دهد.
|
نگارۀ 4- یافتههای تخمین الگوهای رگرسیون مربوط به آزمون فرضیۀ فرعی دوم |
||||||
|
فرضیۀ فرعی دوم- معیار اول NCSKEW it = B0 + B1 AUDACC + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||
|
تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی |
1622/5- |
0008/0 |
ضریب تعیین |
3427/0 |
||
|
اهرم مالی |
8125/3 |
0145/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
2819/0 |
||
|
اندازۀ شرکت |
5267/1- |
0774/0 |
دوربین- واتسون |
1145/2 |
||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
4038/1- |
0663/0 |
آماره F |
9917/5 |
||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
0012/1 |
0942/0 |
معناداری آماره F |
0084/0 |
||
|
مقدار ثابت |
4816/0- |
3429/0 |
|
|||
|
فرضیۀ فرعی دوم- معیار دوم EXTR_SIGMA it = B0 + B1 AUDACC + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||
|
تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی |
2194/6- |
0008/0 |
ضریب تعیین |
6145/0 |
||
|
اهرم مالی |
9136/4 |
0033/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
5876/0 |
||
|
اندازۀ شرکت |
0754/0 |
1421/0 |
دوربین- واتسون |
1195/2 |
||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
8267/7- |
0000/0 |
آماره F |
3519/11 |
||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
0511/0 |
3815/0 |
معناداری آماره F |
0044/0 |
||
|
مقدار ثابت |
0965/0 |
1338/0 |
|
|||
|
فرضیۀ فرعی دوم- معیار سوم DUVOL it = B0 + B1 AUDACC + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||
|
تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی |
8321/7- |
0000/0 |
ضریب تعیین |
3827/0 |
||
|
اهرم مالی |
2936/5 |
0163/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
2619/0 |
||
|
اندازۀ شرکت |
1184/4- |
0242/0 |
دوربین- واتسون |
7553/1 |
||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
1057/1 |
1086/0 |
آماره F |
6346/5 |
||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
0742/0 |
6918/0 |
معناداری آماره F |
0000/0 |
||
|
مقدار ثابت |
6915/8 |
0000/0 |
|
|||
|
فرضیۀ فرعی دوم- معیار چهارم CRASH it = B0 + B1 AUDACC + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||
|
تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی |
4268/6- |
0158/0 |
ضریب تعیین |
2934/0 |
||
|
اهرم مالی |
7911/9- |
0000/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
2678/0 |
||
|
اندازۀ شرکت |
3116/8- |
0000/0 |
دوربین- واتسون |
8546/1 |
||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
9010/6- |
0125/0 |
آماره F |
5775/5 |
||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
0915/0 |
4815/0 |
معناداری آماره F |
0000/0 |
||
|
مقدار ثابت |
8234/1- |
0558/0 |
|
|||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||
یافتههای نگارۀ (4) در رابطه با بررسی تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی و خطر سقوط قیمت سهام با استفاده از چولگی منفی، سیگمای حداکثری، نوسان پایین به بالا و دورۀ سقوط قیمت سهام، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد.
آزمون فرضیۀ اصلی سوم (اندازۀ کمیتۀ حسابرسی)
نگارۀ (5) یافتههای آزمون فرضیۀ فرعی سوم را نشان می‌دهد.
|
نگارۀ (5)- یافتههای تخمین الگوهای رگرسیون مربوط به آزمون فرضیۀ فرعی سوم |
||||||||
|
فرضیۀ فرعی سوم- معیار اول NCSKEW it = B0 + B1 AUDSIZE + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
1184/5- |
0000/0 |
ضریب تعیین |
5616/0 |
||||
|
اهرم مالی |
0458/5 |
0001/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
5046/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
4064/1- |
0657/0 |
دوربین- واتسون |
3033/2 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
1005/6- |
0000/0 |
آماره F |
0846/5 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
0021/1 |
0934/0 |
معناداری آماره F |
0000/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
8329/0 |
1628/0 |
|
|||||
|
فرضیۀ فرعی سوم- معیار دوم EXTR_SIGMA it = B0 + B1 AUDSIZE + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
0187/5- |
0011/0 |
ضریب تعیین |
6219/0 |
||||
|
اهرم مالی |
3946/2 |
0331/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
5646/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
8136/1- |
0584/0 |
دوربین- واتسون |
2012/2 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
6084/8- |
0000/0 |
آماره F |
1467/11 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
2295/3 |
0146/0 |
معناداری آماره F |
0000/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
6539/7 |
0000/0 |
|
|||||
|
فرضیۀ فرعی سوم- معیار سوم DUVOL it = B0 + B1 AUDSIZE + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
1835/6- |
0000/0 |
ضریب تعیین |
5447/0 |
||||
|
اهرم مالی |
5796/2 |
0143/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
5042/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
3281/5- |
0000/0 |
دوربین- واتسون |
7319/1 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
0743/4- |
0011/0 |
آماره F |
0346/8 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
5169/0 |
7136/0 |
معناداری آماره F |
0011/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
8361/1 |
0533/0 |
|
|||||
|
فرضیۀ فرعی سوم- معیار چهارم CRASH it = B0 + B1 AUDSIZE + B2 Size it+ B3 MV it + B4 ROE it + |
||||||||
|
متغیرها |
آماره t |
معناداری |
|
|||||
|
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
3060/4- |
0000/0 |
ضریب تعیین |
4443/0 |
||||
|
اهرم مالی |
0078/1 |
2919/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
3847/0 |
||||
|
اندازۀ شرکت |
6957/2- |
0321/0 |
دوربین- واتسون |
1865/2 |
||||
|
ارزش بازار به ارزش دفتری |
3785/3- |
0000/0 |
آماره F |
5888/9 |
||||
|
بازده حقوق صاحبان سهام |
8868/0- |
3981/0 |
معناداری آماره F |
0047/0 |
||||
|
مقدار ثابت |
6250/2 |
5781/0 |
|
|||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
||||||||
یافتههای این فرضیه نیز بیان‌کنندۀ وجود ارتباط منفی و معنادار بین اندازۀ کمیتۀ حسابرسی و خطر سقوط قیمت سهام با استفاده از چولگی منفی، سیگمای حداکثری، نوسان پایین به بالا و دورۀ سقوط قیمت سهام است.
نتیجه‌گیری
با توجه به یافتههای پژوهش، در همۀ حالت‌های موردبررسی خطر سقوط قیمت سهام (شامل، چولگی منفی بازده سهام، سیگمای حداکثری، نوسان پایین به بالا و دورۀ سقوط قیمت سهام) بین کیفیت کمیتۀ حسابرسی در افشای داوطلبانۀ اخلاق و خطر سقوط قیمت سهام، ارتباط منفی و معناداری وجود دارد. درنتیجه، می‌توان دریافت با افزایش عامل‌های مؤثر بر کیفیت کمیتۀ حسابرسی در افشای داوطلبانۀ اخلاق شامل استقلال کمیتۀ حسابرسی، تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی و اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، خطر سقوط قیمت سهام کاهش یابد.
نتیجۀ نهایی این مطالعه که دالّ بر رابطۀ منفی بین افشای داوطلبانۀ اخلاق به‌واسطۀ کمیتۀ حسابرسی بر ریسک سقوط قیمت سهام است، با مطالعات متعدد انجام‌گرفته در این زمینه همسو‌ست. همچنین، با پذیرفتن وجود ارتباط بین افزایش میزان افشای اطلاعات و کاهش خطر سقوط قیمت سهام و تأثیر کیفیت کمیتۀ حسابرسی بر میزان افشای اطلاعات، می‌توان دریافت یافتههای پژوهش در رابطه با استقلال کمیتۀ حسابرسی، فرض رابطۀ مثبت بین افشای داوطلبانۀ اخلاق و استقلال کمیتۀ حسابرسی را که پرسونز [30 و31] مطرح کردند، تأیید می‌کند؛ زیرا با افزایش استقلال کمیتۀ حسابرسی، خطر سقوط سهام کاهش می‌یابد که این موضوع ثابت‌کنندۀ تأثیر استقلال کمیتۀ حسابرسی بر میزان افزایش افشای اطلاعات و درنتیجه، کاهش خطر سقوط قیمت سهام است. همچنین، رابطۀ مثبت بین تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی و افشای داوطلبانۀ اخلاق نیز مطابق با پژوهش‌های [31 و 35] است. از این یافته‌ها نیز می‌توان دریافت با افزایش تخصص اعضای کمیتۀ حسابرسی، میزان افشای اطلاعات بیشتر شده و خطر سقوط سهام کاهش می‌یابد. همچنین، براساس نظر روهانا و همکاران [35]، بین اندازۀ کمیتۀ حسابرسی و افشای داوطلبانۀ اخلاق رابطۀ مستقیمی وجود دارد که براساس یافتههای پژوهش، می‌توان این موضوع را تأیید کرد؛ زیرا با افزایش اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، میزان افشای اطلاعات افزایش پیدا می‌کند و با افزایش میزان افشای اطلاعات، خطر سقوط قیمت سهام کاهش می‌یابد.
این پژوهش با محدودیت‌هایی نیز روبه‌رو بوده است که برای نمونه، نبودنِ اطلاعات کافی برای برخی از شرکت‌ها، داشتن داده‌های پرت در برخی از شرکت‌ها و حذف آنها از این دست موارد است. همچنین، باوجود تلاش بسیار، پژوهشگران موفق به یافتن پژوهشی نشدند که به‌گونۀ مستقیم به این موضوع پرداخته باشد. به برنامه‌ریزان پیشنهاد میشود با توجه به اهمیت افشای اطلاعات، به تهیۀ قوانین و مقررات لازم بیش‌ازپیش توجه کننند تا همۀ شرکت‌ها موظف به انتشار اطلاعات شفاف و با کیفیت باشند. به پژوهشگران نیز پیشنهاد میشود در پژوهش‌های آتی با توجه به اهمیت موارد مرتبط با اخلاق حرفه‌ای و اخلاق شرکتی، توجه بیشتری به این موضوع کنند تا ضمن اثبات رابطۀ افزایش سطح اخلاق حرفه‌ای و عملکرد شرکت‌ها، موجب گسترش اخلاق حرفه‌ای شود و روند استاندارد‌گذاری و تصویب قوانین لازم با سرعت بیشتری انجام گیرد. برای نمونه، می‌توان رابطه‌های اخلاق حرفه‌ای و مسئولیت اجتماعی، پاسخگویی و حتی شفافیت مالی در شرکت‌ها را بررسی کرد.
منابع
)
