نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد ارومیه، ارومیه، ایران
2 دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد ارومیه، ارومیه، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The purpose of this study was to investigate the relationship between managerial capability and corporate transparency with an emphasis on the weakness of internal controls. For this purpose, 122 companies listed in Tehran Stock Exchange during the period of 2008-2017 were selected and four indicators were used to measure corporate transparency: information asymmetry, uncertainty of information, timeliness and reliability of information, and to measure the variables of ability management of the Dmryjan et al (2012) have been used and was analyzed using Stata software version 15 and panel data model. The results of this study showed that management ability reduces information asymmetry and information uncertainty and increases the timeliness and reliability of disclosure. In general, we can say that there is a direct relationship between management ability and corporate transparency. Other results of the research show that the weakness of internal controls has a significant effect on the relationship between management ability and indicators used to measure corporate transparency.
کلیدواژه‌ها [English]
شرکت‌های تجاری برای افشای گسترده و باکیفیت، در نظارت سازمان‌های مختلف‌اند؛ اما در اطلاعات اضافی ارائه‌شده به بازارهای سرمایه هنوز هم ضعف وجود دارد. شرکت‌ها اختیارات شایان توجهی برای افشای اطلاعات و ارائۀ جزئیات مربوطه دارند. هرچه شفافیت شرکت در ارائۀ اطلاعات بیشتر باشد، پیامدهای بهتری به‌دست خواهد آمد؛ برای مثال، افزایش سطح کیفیت افشا موجب کاهش عدم‌تقارن اطلاعات و هزینه‌های نمایندگی میشود ]40، 41[، مشکلات عدم‌تقارن اطلاعاتی در بازارهای سرمایه، بر عملکرد شرکت‌ها اثر می‌گذارد. وجود اطلاعات فراوان در بازار موجب میشود سرمایه‌گذاران ارزش‌گذاری‌های دقیقی در رابطه با شرکت انجام دهند و درنهایت سهام شرکت را نگهداری کنند؛ زیرا این امر موجب افزایش تقاضا و به‌دنبال آن افزایش قیمت سهام میشود که هزینه‌های سرمایه را کاهش می‌دهد ]40، 41، 50[. همچنین، شفافیت باعث کاهش عدم‌اطمینان بازار درخصوص تصمیمات آتی قانونگذاران میشود و درنتیجه، قابلیت پیش‌بینی سیاست‌های پولی و کارایی بازارهای مالی را افزایش می‌دهد ]9[. در ایران، سازمان بورس اوراق بهادار از دو مؤلفۀ به‌موقع‌بودن و قابل‌اتکا‌بودن برای رتبه‌بندی سطح شفافیت شرکت‌ها استفاده می‌کند. در چارچوب نظری استانداردهای حسابداری ایران و چارچوب نظری استانداردهای بین‌المللی[1] و هیئت تدوین استانداردهای حسابداری مالی آمریکا[2] نیز از دو مؤلفۀ یادشده به‌عنوان خصوصیات کیفی اطلاعات حسابداری یاد شده است. همان‌گونه که از مطالب ذکر‌شده در بالا استنباط میشود شفافیت شرکتی از متغیرهای عدم‌تقارن اطلاعاتی، عدم‌اطمینان اطلاعاتی، به‌موقع‌بودن و قابلیت اتکای اطلاعات تأثیر می‌پذیرد.
مدیران اجرایی با توانایی بالا، سطح شفافیت اطلاعاتی شرکت را بهبود می‌دهند؛ به عبارت دیگر، مدیران اجرایی، همراه با گروهی از مدیران با تجربه، تصمیم‌گیری‌های شرکت‌ها را رهبری می‌کنند که بدون‌شک شامل تصمیم‌گیری دربارۀ سطح شفافیت سازمانی نیز میشود. اُیگر] 63[ بیان می‌کند سطح توانایی مدیرعامل ممکن است عامل تأثیرگذار بر سطح شفافیت اطلاعاتی شرکت باشد؛ در حالی که مدیرعامل از توانایی‌های خود آگاه است، اما ممکن است سرمایه‌گذاران قادر به مشاهدۀ کامل آنها نباشند. از سوی دیگر، مدیرعامل شرکت می‌داند بازار توانایی‌های او را ازطریق ویژگی‌های شرکت، مثل عملکرد شرکت یا موفقیت سرمایه‌گذاری یا تصمیم‌گیری‌های مربوط به سیاست‌های تحقیق و توسعه ارزیابی خواهد کرد ]63[. مقالات متعددی رابطه بین توانایی مدیران شرکت و عملکرد شرکت را بررسی کردند و نشان دادند مدیران اجرایی با توانایی بیشتر، عملکرد بهتر شرکت را برای سهامداران خود به ارمغان خواهند آورد ]32، 44، 59، 64[. مدیران اجرایی بسیار موفق، ممکن است تصمیم بگیرند اطلاعات بیشتری را برای افشای اطلاعات دربارۀ مهارت‌های برترشان در اختیار ذی‌نفعان قرار دهند، در حالی که مدیران اجرایی کم‌توان ممکن است به‌دلیل توانایی‌های پایین خود، اطلاعات کامل و دقیقی به بازار ارائه ندهند و حتی اطلاعات گمراه‌کننده‌ای به بازار ارائه دهند، به طوری که آنها ناکارایی خود را با سطح شفافیت پایین پنهان کنند ]45، 48، 58، 60[. پرسش اساسی پژوهش حاضر این است آیا توانایی بالای مدیریت موجب افزایش شفافیت شرکتی میشود. شرکت‌هایی که شفافیت اطلاعاتی کمتری دارند، ممکن است بخواهند بهترین مدیران اجرایی را استخدام کنند، اما احتمالاً موفق به انجام چنین‌کاری نخواهند شد؛ زیرا مدیران اجرایی توانمند می‌خواهند توانایی‌های خود را به بازار نشان دهند و مایل نیستند در شرکتی کار کنند که مانع چنین‌امری می‌شوند؛ بنابراین، توانایی مدیرعامل، با شفافیت مالی نشان داده میشود ]63[. شواهد نشان می‌دهد توانایی پایین مدیران و به‌تبع آن شفافیت ضعیف شرکت، عملکرد شرکت را کاهش می‌دهند و بنابراین موجب کاهش ارزش شرکت در بازار سرمایه میشود؛ ولی با وجود این دیده میشود مدیران کم‌توان همچنان به کار خود ادامه می‌دهند. توضیح منطقی و قابل‌اعتماد برای این رویداد، فقدان حاکمیت شرکتی مناسب و ضعف کنترل‌های داخلی شرکت است ]41، 63[. با توجه به مباحث گفته‌شده در بالا، پرسش دوم پژوهش چنین طرح میشود که ضعف کنترل‌های داخلی چه تأثیری بر رابطه بین توانایی مدیران و شفافیت شرکتی دارد. در ایران با گذشت زمان، تلاش‌های زیادی برای بهبود کیفیت افشای اطلاعات صورت گرفته است؛ از جملۀ این تلاش‌ها می‌توان به قانون حاکمیت شرکتی در سال 1386، انتشار گزارش کنترل داخلی در سال 1391، تشکیل کمیتة حسابرسی در سال 1391 و مهم‌تر از همه، رتبه‌بندی شرکت‌ها از لحاظ کیفیت افشا اشاره کرد؛ اما همچنان ضعف موجود در شفافیت اطلاعات پابرجاست. بر همین اساس، شناخت و کشف عوامل تأثیرگذار بر افشای اطلاعات شرکت‌ها، به‌خصوص در کشورهایی با حاکمیت شرکتی ضعیف و اقتصاد نوظهوری همچون ایران، اهمیت به‌سزایی دارد ]15[.
شفافیت اطلاعاتی شاخص عملکرد مدیریت در ارائۀ اطلاعات ضروری به شکلی صحیح، روشن، به‌موقع و دردسترس است. این شاخص منعکس‌کنندۀ این است که آیا سرمایه‌گذاران، تصویری واقعی از آنچه واقعاً در داخل شرکت روی می‌دهد، دارند یا نه. بوشمن و همکاران (2004)، شفافیت اطلاعات مالی را توان دسترسی گسترده به اطلاعات مربوط و قابل‌اتکا دربارۀ عملکرد مالی، وضعیت مالی، فرصت‌های سرمایه‌گذاری، حاکمیت، ارزش و خطرپذیری شرکت‌ها در اقتصاد تعریف کرده‌اند. شفافیت در اطلاعات مالی از یک‌سو به سهامداران خرد اطمینان می‌دهد همواره اطلاعات قابل‌اتکا دربارۀ ارزش شرکت دریافت می‌کنند و سهامداران عمده و مدیران در پی تضییع حقوق آنها نخواهند بود، از سوی دیگر، شفافیت در اطلاعات مالی، مدیران را برای تلاش درجهت افزایش ارزش شرکت به‌جای پیگیری منافع شخصی کوتاه‌مدت ترغیب می‌کند ]24[.
وجود گزارش نقاط ضعف با اهمیت کنترل داخلی می‌تواند اطلاعاتی دربارۀ ضعف‌ها و نحوۀ عملکرد مدیریت به استفاده‌کنندگان بدهد. در ایران بعد از تصویب ماده 18 قانون بورس اوراق بهادار تهران، مدیریت ملزم به تهیۀ گزارشی دربارۀ کنترل داخلی و همچنین، طراحی و استقرار گزارش کنترل داخلی است ]8[. مسئولیت چارچوب کنترل‌های داخلی بر عهدۀ هیئت‌مدیره است و آن وسیله‌ای است که موجب میشود نسبت به ارقام و اطلاعات حسابداری اطمینان بیشتری حاصل شود ]7[.
با توجه به اهمیت بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر شفافیت شرکتی و نقش اثر تعدیلگری ضعف کنترل‌های داخلی در این خصوص، در پژوهش حاضر رابطۀ توانایی مدیریت و شفافیت شرکتی با تأکید بر ضعف کنترل‌های داخلی بررسی میشود. در ادامه، ساختار پژوهش حاضر با تبیین پیشینۀ نظری و تجربی شروع، سپس روش‌شناسی پژوهش معرفی میشود و درنهایت، یافته‌های پژوهش مورد بحث و نتیجه‌گیری قرار می‌‌گیرد.
پیشینۀ نظری پژوهش
توانایی مدیریت و شفافیت شرکتی
در ادبیات حسابداری، توانایی مدیریت یکی ابعاد سرمایۀ انسانی شرکت‌هاست که به‌عنوان دارایی نامشهود طبقه‌بندی میشود؛ برای مثال، دمریجان و همکاران ]38[، توانایی مدیریت را به‌عنوان کارایی مدیران نسبت به رقبا در تبدیل منابع شرکت به درآمد تعریف می‌کنند. این منابع تولید درآمد در شرکت‌ها شامل بهای موجودی‌ها، هزینه‌های اداری و توزیع و فروش، دارایی‌های ثابت، اجاره‌های عملیاتی، هزینه‌های تحقیق و توسعه و دارایی‌های نامشهود شرکت میشود. توانایی مدیریتی بهتر به مدیریت کاراتر عملیات روزانۀ شرکت منجر میشود؛ به‌خصوص، در دوره‌های بحرانی عملیات که تصمیم‌گیری‌های مدیریتی تأثیر بسزایی بر عملکرد شرکت دارد ]39[. به‌طوری که اندرو و همکاران] 30[ نشان دادند توانایی مدیریت با عملکرد شرکت رابطۀ مثبت و معنادار و با عدم‌تقارن اطلاعاتی رابطۀ معکوس و معنادار دارد. افزون بر آن، در دوره‌هایی که شرکت با بحران روبه‌رو‌ست، مدیران تواناتر تصمیم‌گیری مناسب‌تری در ارتباط با تأمین منابع مورد نیاز خواهند داشت] 30[. سرمایه‌گذاری مناسب‌تر در پروژه‌های با ارزش‌تر و مدیریت کارای کارکنان نیز از ویژگی‌های مدیران توانمند است. در نتیجه در کوتاه‌مدت انتظار می‌رود مدیران تواناتر بتوانند درآمد بیشتری با استفاده از سطح معینی از منابع کسب کنند، یا با استفاده از منابع کمتر، به سطح معینی از درآمد دست یابند و برعکس، تصمیمات ضعیف و مهارت پایین مدیریت در رهبری می‌تواند شرکت را به سمت ورشکستگی سوق دهد ]39[. در مقالات متعددی ازجمله برتراند و شوار (2003)، فالاتو و همکاران (2009)، گونزالس (2006) و ایگر (2015) رابطه بین توانایی مدیران و عملکرد شرکت بررسی شد و نتایج نشان داد مدیران اجرایی با توانایی بیشتر، عملکرد بهتر شرکت را برای سهامداران خود به ارمغان می‌آورند ]32، 44، 59، 64[. همچنین، پژوهش اُیگر ]63[ نشان داد مدیران با توانایی بالا، سطح شفافیت شرکتی بالاتری دارند و برعکس، مدیران کم‌توان عملکرد ضعیف خود را با کاهش شفافیت شرکت پنهان می‌کنند. کاشانی‌پور و همکارن ]17[، طی پژوهشی نشان دادند توانایی مدیریت بر شدت رابطۀ کیفیت گزارشگری مالی و کارایی سرمایه‌گذاری تأثیر ندارد. فروغی و همکاران ]16[ در پژوهشی نشان دادند کیفیت گزارشگری مالی باعث کاهش تأثیر مثبت توانایی مدیریتی بر سرمایه‌گذاری بیش از حد میشود.
مدیران توانمندتر دانش و آگاهی بیشتری در ارتباط با مشتریان و شرایط کلان اقتصادی دارند و قادرند درک بهتری در ارتباط با استانداردهای پیچیده‌تر داشته باشند و آنها را به‌درستی اجرا کنند. مدیران توانمند قادر به انجام قضاوت صحیح هستند؛ همچنین، پیش‌بینی‌های دقیق‌تری نسبت به سایر افراد انجام می‌دهند. آنها دارای توانایی ترکیب بهتر اطلاعات برای انجام پیش‌بینی‌های قابل‌اعتماد‌تر هستند که به گزارش‌های باکیفیت‌تر منجر میشود ]25.[ چامنر و پاگلیس ]35[ و چامنر و همکاران ]36[ در پژوهش خود بیان کردند بنگاه اقتصادی با مدیر توانا، عدم‌تقارن اطلاعاتی کمتری دارد و سرمایه‌گذاران ارزش چنین شرکتی را به‌خوبی درک می‌کنند. به عبارت دیگر، مدیران تواناتر قادرند از طریق کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی، ارزش ذاتی شرکت را بهتر به سرمایه‌گذاران منتقل کنند؛ بنابراین، چنین شرکتی از اهرم مالی خود می‌کاهد و در هنگام تأمین مالی به افزایش سرمایه ازطریق منابع داخلی روی خواهد آورد.
شفافیت اطلاعات مالی را دسترسی گسترده به اطلاعات مربوط و قابل‌اتکا دربارۀ عملکرد، وضعیت مالی، فرصت‌های سرمایه‌گذاری، حاکمیت و ارزش و خطرپذیری شرکت‌ها در اقتصاد تعریف کرده‌اند. صورت‌های مالی هنگامی شفاف هستند که دارای ویژگی‌هایی از قبیل در‌دسترس‌بودن، قابل‌اتکا‌بودن، جامع‌بودن، مربوط‌بودن و به‌موقع‌بودن باشند. مشارکت‌کنندگان بازار همیشه به‌دنبال اطلاعات مالی با کیفیت هستند؛ زیرا اطلاعات باکیفیت است که قابل‌اتکاست و عدم‌تقارن اطلاعاتی را به نحو صحیح کاهش می‌دهد ]10[. بارنی و همکاران ]34[ نشان دادند اگر مدیران اطلاعات خصوصی را در اختیار بگیرند و از افشای آنها خودداری کنند، این‌کار عدم‌تقارن اطلاعاتی را در نتیجۀ انتخاب نامساعد و خطر اخلاقی در پی خواهد داشت. پژوهشگران دیگری نیز نشان دادند هنگام افزایش عدم‌تقارن اطلاعاتی شاهد افزایش حجم معاملات نیز خواهیم بود ]42، 53[. به‌طوری که فاسیو و همکاران ]46[ نشان دادند عدم‌شفافیت، سهامداران خارجی را تشویق می‌کند که سهام خود را به فروش برسانند. همچنین، اندرسون و همکاران ]31[ نشان دادند کیفیت افشا در مقابل سایر ناپایداری‌های شرکت برای سرمایه‌گذاران اهمیت بیشتری دارد. کیفیت صورت‌های مالی افشا‌شده از سوی شرکت‌ها برای استفاده‌کنندگان این اطلاعات از اهمیت درخور توجهی برخوردار است. این اطلاعات مالی کمک می‌کند تا سهامداران عملکرد گذشتۀ شرکت، توانایی، ضعف‌ها، نقدینگی، توانایی پرداخت دیون و اثربخشی مدیریت را ارزیابی کنند. یکی از اندیشمندان حسابداری به‌نام اسپنسن[3] بیان می‌کند عدم‌تقارن اطلاعاتی در بازارهای سرمایه موجب افزایش ریسک سرمایه‌گذاران و سهامداران میشود و بخش عمده‌ای از این عدم‌تقارن اطلاعاتی، وجود اطلاعات نهانی است و اطلاعات نهانی در بازار نشان‌دهندۀ نبود شفافیت است ]6[. همچنین، اندرسون و همکاران ]30[ نشان دادند نبودِ شفافیت موجب بروز اختلاف شدید بین مؤسسان و سهامداران اقلیت میشود.
شفافیت باعث کاهش عدم‌اطمینان بازار درخصوص تصمیمات آتی قانونگذاران میشود و در نتیجه، قابلیت پیش‌بینی سیاست‌های پولی و کارایی بازارهای مالی را افزایش می‌دهد. پژوهش سازمان همکاری‌های اقتصادی و توسعه[4](2004) نشان داد کشورهایی که محیط تصمیم‌گیری شفافی دارند، عملکرد بهتری نیز در بازارهای مالی بین‌المللی داشته‌اند ]9[. مدیران شرکت‌ها به‌عنوان مباشران سهامدارن به‌شمار می‌روند؛ اما سهامداران اطلاعات ناقصی درخصوص نحوۀ عملکرد شرکت دارند. از این‌رو، اطلاعات نقش انکار‌ناپذیری در کاهش مشکلات مباشرت دارد. شفافیت و افشای مناسب که باعث کاهش عدم‌تقارن اطلاعات میشود، جزئی جدایی‌ناپذیر از نظام راهبری شرکت‌هاست و بر اساس تحقیقات انجام‌شده، شرکت‌هایی که شفافیت بیشتری داشته‌اند، بیشتر از شرکت‌های دیگر در بازار ارزشگذاری شده‌اند ]49[. از سوی دیگر، دمریجان و همکاران ]39[ نشان دادند مدیران تواناتر به ایجاد درآمد بالاتری منجر می‌شوند. همچنین، اُیگر ]63[ نشان داد مدیران توانمند بر افزایش عملکرد شرکت تأثیر دارند و خواستار بهبود سطح شفافیت شرکت‌اند.
تخصیص بهینۀ منابع با اطلاعات معتبر، به‌موقع، قابل‌اتکا، بی‌طرف و منصفانه حاصل میشود. اطلاعات زیاد لزوماً به افزایش اطمینان منجر نمی‌شود؛ شفافیت اطلاعات است که عدم‌اطمینان را کاهش می‌دهد. کاهش عدم‌اطمینان موجب کاهش هزینۀ سرمایه شده که شرکت‌ها را برای رشد و توسعۀ مداوم یاری می‌کند ]9[. هیلی و پالپو ]50[ معتقدند شرکت‌ها می‌توانند با گزارشگری مالی و افشای اطلاعات، عدم‌تقارن اطلاعاتی و تضادهای نمایندگی بین مدیران و سرمایه‌گذاران خارجی را کاهش دهند. از این‌رو، کیفیت افشا، بر تصمیمات سرمایه‌گذاری تأثیر می‌گذارد. مزایای بالقوۀ افشا و شفافیت بیشتر می‌تواند شامل هزینۀ سرمایۀ کمتر ]33، 40[، کاهش هزینه‌های نمایندگی ]57[، بهبود قیمت سهام ]47، 56[ و افزایش ارزش شرکت ]37[ باشد.
رابطۀ متغیرهای کنترلی با شفافیت شرکتی
جنسن (1986) جریانهای نقد آزاد را یکی از منابع مشکلات نمایندگی معرفی کرد. وی معتقد است جریانهای نقدی آزاد به‌دلیل ایجاد فرصت سوء‌استفاده برای مدیران، باعث تشدید مشکل نمایندگی میشود. بر اساس نظریۀ جریان وجه نقد آزاد جنسن، مدیران انگیزه دارند وجه نقد را انباشت کنند تا منابع تحت کنترل خود را افزایش دهند و بتوانند در زمینۀ تصمیم‌های سرمایه‌گذاری شرکت از قدرت قضاوت و تشخیص بهره‌مند شوند. به همین دلیل، با وجه نقد شرکت فعالیت می‌کنند تا از این طریق مجبور به ارائۀ اطلاعات مشروح به بازار سرمایه نشوند. فرضیۀ جریان وجه نقد آزاد جنسن (1986) بیان می‌کند شرکت‌های با رشد کم و جریان وجه نقد آزاد بالا به احتمال زیاد در طرح‌های بی‌ارزش سرمایه‌گذاری می‌کنند. این شرکت‌ها تمایل به سرمایه‌گذاری بیش از حد دارند و در خرید به گونه‌ای غیربهینه عمل می‌کنند. هرچه کیفیت اطلاعات حسابداری شرکت بیشتر باشد، مسألۀ سرمایه‌گذاری بیش از حد کمتر به وجود می‌آید و این رابطه با شرکت‌های دارای جریان وجه نقد آزاد بالا بیشتر رخ می‌دهد ]5[؛ زیرا افشای اطلاعات مالی هزینه‌های نمایندگی را کاهش می‌دهد ]23[. کیفیت افشا اطلاعات خصوصی را به اطلاعات عمومی تبدیل می‌کند و عدم‌تقارن اطلاعات بین مدیران و سهامداران بیرونی را کاهش می‌دهد ]11[.
السعید (2006) برای نخستین‌بار متغیر سن شرکت را به‌عنوان یکی از عوامل بالقوه تأثیرگذار بر سطح افشا آزمون کرد. منطق انتخاب این متغیر بر این اساس تکیه دارد که شرکت‌های مسن‌تر، رویه‌های گزارشگری مالی خود را در طی سال‌ها توسعه داده‌اند ]27[. اوسو آنساه (1998) در دفاع از تأثیر احتمالی مثبت سن شرکت بر میزان افشای اطلاعات استدلال می‌کند شرکت‌های جوان‌تر به دلیل ملاحظات رقابتی ممکن است ترجیح دهند اطلاعاتی از جمله مخارج پژوهش و توسعه، مخارج سرمایه‌ای و توسعۀ محصولات را افشا نکنند؛ همچنین، هزینه و مشکلات جمع‌آوری، پردازش و انتشار اطلاعات برای شرکت‌های جوان‌تر به مراتب سنگین‌تر است ]60[.
متخصصان زیادی اعتقاد دارند شرکت‌های با اهرم بدهی بالا، مستعد هزینۀ نمایندگی بالاتر هستند و مجبورند اطلاعات بیشتری را برای راضی‌نگه‌داشتن نیازهای اطلاعاتی اعتباردهندگان افشا کنند. جنسن و مک‌لینگ (1976) عنوان می‌کنند تضادهای نمایندگی به واسطة وجود اعتباردهندگان در ساختار سرمایۀ شرکت تشدید میشود و به‌همین دلیل، نظریۀ نمایندگی پیش‌بینی می‌کند مفاد پیشگیرانه در قراردادهای بدهی گنجانده شود ]59[. احمد و نیکلاس (1994) این‌گونه استدلال می‌کنند که در کشورهایی که مؤسسه‌های مالی یک منبع اولیه برای تأمین وجوه شرکت‌ها هستند و در نتیجه، بدهی بالایی در ترازنامه شرکت‌ها گزارش می شود، اطلاعات بیشتری در گزارش‌های سالانه افشا میشود. همچنین، این شرکت‌ها تمایل به تهیۀ گزارش‌های با جزئیات‌تر برای دریافت وجوه از مؤسسات مالی دارند ]28[.
شرکت‌های بزرگ‌تر بیش از شرکت‌های کوچک در معرض موشکافی و بررسی عموم قرار دارند و از این نظر تمایل به افشای میزان بیشتری اطلاعات دارند. همچنین، شرکت‌های بزرگ‌تر منابع و امکانات بیشتری برای جمع‌آوری، تحلیل و ارائه اطلاعات وسیع با هزینۀ حداقل دارند ]27[. افشای اطلاعات بیشتر به شرکت‌های بزرگ‌تر اجازه می‌دهد وجوه بیشتری را با هزینۀ سرمایۀ کمتر به‌دست آورند ]29[. هزینۀ نمایندگی برای شرکت‌های بزرگ بیشتر است؛ زیرا سهامداران گسترده‌اند و افشای اطلاعات بیشتر به کاهش هزینۀ نمایندگی بالقوه کمک می‌کند ]60[، با وجود این، استدلال رابطۀ مستقیم بین اندازۀ شرکت و افشای اطلاعات مطلق نیست؛ برای مثال، جنسن و مک لینگ (1976) استدلال متفاوتی آورده‌اند مبنی بر اینکه شرکت‌های بزرگ قاعدتاً باید به دلیل هزینه‌های سیاسی بالاتر، مقررات سرسختانه‌تر، مالیات و نیز مقررات اجتماعی، انگیزه‌ای برای مضایقه از انتشار اطلاعات داشته باشند ]59[، با این حال، بجز چند مورد بسیار نادر، پژوهش‌های تجربی رابطۀ مستقیم بین اندازۀ شرکت و سطح افشای اطلاعات را تأیید می‌کنند.
سینگوی و دیسای (1971) ادعا می‌کنند سودآوری بالاتر باعث میشود مدیریت اطلاعات بیشتری برای نشان‌دادن توانایی‌اش در حداکثر‌کردن سرمایه سهامداران و افزایش پاداش مدیریتی خود نشان دهد ]29[. در مقابل مدیرانی که سودآوری پایین را تجربه می‌کنند، احساس تهدید می‌کنند و سعی دارند نتایج ضعیفشان را با افشای اطلاعات کمتر محو کنند ]28[. واتز و زیمرمن (1986) استدلال می‌کنند شرکت‌های با سودآوری بالاتر، بیشتر در معرض مداخلۀ قانون هستند و بیشتر به افشای جزئیات اطلاعات در گزارش‌های سالانۀ خود تمایل دارند تا عملکرد مالی‌شان را توجیه کنند و هزینه‌های سیاسی را کاهش دهند. نظریۀ نمایندگی می‌گوید مدیران شرکت‌های سودآورتر تمایل دارند افشای بیشتری انجام دهند تا مزایای شخصی بیشتری دریافت کنند ]66[.
نقش تعدیلگری ضعف کنترل‌های داخلی
کنترل داخلی فرایندی است که از هیئت‌مدیره، مدیریت و دیگر افراد واحد تجاری تأثیر می‌پذیرد. این فرایند باید اطمینان معقولی را در خصوص دستیابی به هدف‌هایی همچون اثربخشی و کارایی عملیات، قابلیت اتکای گزارشگری مالی و تطابق فعالیت سازمان و گروه‌های کاری با قوانین کاربردی و الزام نهادهای قانون‌گذار، فراهم کند. استفاده از قوانین و الگوهای مختلف کنترل داخلی، بیان‌کنندۀ مسئولیت پاسخگویی مدیران در قبال اعتبار و شفافیت اطلاعات مالی منتشرشده‌شان است. نیاز به سیستم کنترل داخلی اثربخش به‌عنوان جزئی جدایی‌ناپذیر از سیستم مدیریت کارا، مورد توجه جدی قرار گرفته است. سیستم کنترل داخلی، سیستمی پویاست که انواع خطرات و انحراف از سیاست‌ها و رویه‌ها را پوشش می‌دهد. از آنجا که سیستم‌های کنترل داخلی تحت طراحی و نظارت مدیران است، طراحی و ارزیابی سیستم‌های کنترل داخلی مؤثر برای مدیریت اهمیت حیاطی دارد ]21[. در این رابطه، ایلیف]52[شواهدی را در رابطه با تأثیر مستندسازی و ارزیابی کنترل‌های داخلی بر بهبود کیفیت گزارشگری مالی ارائه کرده است.
بر اساس مبانی نظری بیان‌شده، در پژوهش حاضر برای اندازی‌گیری شفافیت شرکتی از چهار شاخص بر اساس تحقیقات داخلی و خارجی استفاده شده است. شاخص‌های مذکور عبارت‌اند از عدم‌تقارن اطلاعاتی و حجم معاملات به‌عنوان معیاری برای عدم‌اطمینان ]30، 40، 54، 63[، مربوط‌بودن اطلاعات و قابل‌اتکا‌بودن اطلاعات ]10، 15، 20[. شاخص سوم و چهارم ازجمله شاخص‌های رایج درخصوص شفافیت شرکت هستند و سازمان بورس اوراق بهادار در ایران سالانه آن را با عنوان کیفیت افشا منتشر می‌کند. شاخص اول و دوم کمتر در پژوهش‌های داخلی استفاده شده‌اند و اندازه‌گیری سطح شفافیت شرکت با استفاده از این شاخص‌ها و مقایسۀ نتایج با شاخص‌های داخلی نتایج ارزشمند و جامعی در این خصوص ارائه می‌کند. امروزه شفافیت یکی از متغیرهای حیاتی و تأثیرگذار در کارایی بازار سرمایه است و بی‌شک توانایی مدیریت به‌عنوان بالاترین رکن اداره‌کنندۀ شرکت، تأثیر بسزایی در شکل‌گیری هرچه بهتر آن دارد و این تأثیر در صورت وجود ضعف در کنترل‌های داخلی شرکت اهمیت بیشتری می‌یابد. به همین دلیل، شناخت عوامل تأثیرگذار بر سطح و کیفیت افشا، در جهت تشخیص کاستی‌ها و موانع موجود در مقابل شفافیت اطلاعاتی شرکت‌ها و بهبود وضعیت اطلاع‌رسانی آنها راهگشاست و در نهایت به کارایی بیشتر بازار سرمایه و تصمیم‌گیری‌های آگاهانه و منطقی‌تر سرمایه‌گذاران در خصوص تخصیص منابع مالی به شرکت‌ها منجر میشود.
پیشینۀ تجربی پژوهش
پژوهش‌های خارجی
اُیگر] 63[ در پژوهشی با عنوان توانایی مدیریت و شفافیت شرکتی نشان داد توانایی مدیریت موجب افزایش شفافیت شرکت میشود و در پژوهش خود برای اندازه‌گیری شفافیت شرکتی از متغیرهای عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان بهره برده است. همچنین نشان داد سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر روابط یادشده تأثیر معنادار دارد و موجب تعدیل این روابط میشود. دمریجان و همکاران ]38[ در پژوهش خود نشان دادند کیفیت سود شرکت‌ها، رابطۀ مثبت و معناداری با توانایی مدیریت آن شرکت دارد. مدیران تواناتر درآمدهای بالاتر، کیفیت سود بیشتر، خطای کمتر در تأمین مالی نامناسب ازطریق استقراض ایجاد می‌کنند. اندرو و همکاران ]30[ در پژوهشی نشان دادند توانایی مدیریت با عملکرد شرکت رابطۀ مثبت و معناداری دارد؛ همچنین با عدم‌تقارن اطلاعاتی رابطۀ معکوس و معناداری دارد. هویتاش و جانسون ]51[ در پژوهشی با عنوان «نقاط ضعف کنترل‌های داخلی و پاداش مدیر ارشد امور مالی» به این نتیجه رسیدند افشاینقاط ضعف کنترل‌های داخلی نشان‌دهندۀ ضعف در عملکرد مدیر است و شرکت‌هایی با تجربۀ قوی مدیریتیبعد از افشای نقاط ضعف شاهد کاهش بیشتری در پاداش نسبت به شرکت‌های با تجربۀمدیریتی ضعیف‌تر هستند. اندرسون و همکاران ]31[ در پژوهشی به این نتیجه رسیدند که شرکت‌های سهامی خاص سطح شفافیت کمتری نسبت به شرکت‌های سهامی عام دارند و این امر ناشی از نوع مدیریت در این نوع شرکت‌ها میشود و مؤسسان در شرکت‌های سهامی خاص با ایجاد شفافیت پایین سعی در ایجاد مزایای بیشتر برای خود دارند. دایموند و ورشیا ]40[ در پژوهشی نشان دادند افشای شفاف اطلاعات عمومی باعت کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی شده و در نتیجه با افزایش تقاضای سهام شرکت موجب کاهش هزینه سرمایه میشود. لانگ و لاندهولم ]55[ در پژوهشی با عنوان «سیاست افشای شرکت و رفتار تحلیلگران» نشان دادند افشای مناسب موجب افزایش سرمایه‌گذاران و کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی میشود و در نهایت هزینۀ سرمایه را نیز کاهش می‌دهد. همچنین، پژوهشگرانی چون کیلی (1985) و ایزلی و اوهارا (1992) در یافته‌های خود پی‌بردند هنگامی که عدم‌تقارن اطلاعاتی افزایش یابد شاهد افزایش حجم مبادلات نیز خواهیم بود ]42، 53[.
پژوهش‌های داخلی
کاشانی‌پور و همکاران ]17[ در پژوهش خود به این رسیدند که توانایی مدیریت بر رابطه بین کیفیت گزارشگری مالی و کارایی سرمایه‌گذاری تأثیرگذار نیست. فروغی و همکاران ]16[ در پژوهشی نشان دادند کیفیت گزارشگری مالی باعث کاهش تأثیر مثبت توانایی مدیریتی بر سرمایه‌گذاری بیش از حد میشود. سپاسی و همکاران ]13[، در پژوهشی با عنوان تأثیر توانایی مدیریت بر تجدید ارائۀ صورت‌های مالی با تأکید بر انگیزه‌های فرصت طلبانه دریافتند فقط هنگامی بین توانایی مدیریت با تجدید ارائۀ صورت‌های مالی رابطۀ معناداری وجود دارد که نوع رفتار مدیریت، فرصت‌طلبانه باشد. مرادزادهفرد و همکاران ]22[ در پژوهشی نشان دادند عدم‌اطمینان اطلاعاتی رابطۀ مستقیمی با عدم‌تقارن اطلاعاتی و فرصت‌های رشد دارد. قائمی و وطن‌پرست ]18[ در پژوهشی نشان دادند در طی دوره 1381تا 1383، عدم‌تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران بین سرمایه‌گذاران وجود داشته است و این امر در دوره‌های قبل از اعلان سود به مراتب بیشتر از دوره‌های پس از اعلان سود است. همچنین مشخص شد عدم‌تقارن اطلاعاتی با حجم مبادلات و قیمت سهام مرتبط بوده است؛ به طوری که در دورۀ قبل از اعلان سود حجم مبادلات افزایش می‌یابد و قیمت سهام شرکت‌ها نیز دچار نوسان میشود.
فرضیه‌های پژوهش
مطابق با موضوع پژوهش حاضر و بر اساس پژوهش‌های اُیگر (2017) ]63[ و اندرسون و همکاران (2009) ]31 [فرضیه‌های زیر مطرح است:
فرضیۀ اصلی 1: توانایی مدیریت بر شفافیت اطلاعاتی در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی1-1: توانایی مدیریت بر عدم‌تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی2-1: توانایی مدیریت بر عدم‌اطمینان محیطی در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی3-1: توانایی مدیریت بر به‌موقع‌بودن اطلاعات در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی4-1: توانایی مدیریت بر قابلیت اتکای اطلاعات در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ اصلی 2: ضعف کنترل‌های داخلی بر رابطه بین توانایی مدیریت و شفافیت اطلاعاتی در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی1-2: ضعف کنترل‌های داخلی بر رابطه بین توانایی مدیریت و عدم‌تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی2-2: ضعف کنترل‌های داخلی بر رابطه بین توانایی مدیریت و عدم‌اطمینان محیطی در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی3-2: ضعف کنترل‌های داخلی بر رابطه بین توانایی مدیریت و به‌موقع‌بودن اطلاعات در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
فرضیۀ فرعی4-2: ضعف کنترل‌های داخلی بر رابطه بین توانایی مدیریت و قابلیت اتکا اطلاعات در شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.
روش‌شناسی پژوهش
روش مورد استفاده در این پژوهش، توصیفی از نوع همبستگی است و چون از اطلاعات تاریخی استفاده میشود از نوع پس‌رویدادی و در حوزۀ تحقیقات اثباتی حسابداری است که از روش رگرسیون چند‌متغیره و الگوهای اقتصاد‌سنجی انجام شده است. فرضیه‌های پژوهش بر اساس داده‌های ترکیب آزمون شده است. برای گردآوری داده‌ها در رابطه با متغیرهای کنترلی و متغیر مستقل از اطلاعات صورت‌های مالی و یادداشت‌های پیوست آن با مراجعه به سایت کدال[5]، داده‌های مربوط به شاخص‌های متغیر وابسته از سایت کدال و سایت بورس اوراق بهادار تهران[6] و در رابطه با متغیر تعدیلگر از گزارش حسابرسی استفاده شده است. تحلیل‌های آماری به کمک نرم‌افزار stata نسخۀ15، همچنین برای نرمال‌سازی متغیرهای وابستۀ پژوهش، از نرم‌افزار minitab نسخۀ16 استفاده شده است. جامعۀ آماری پژوهش را شرکت‌های سهامی عام پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل می‌دهند. قلمرو زمانی نیز برای یک دورۀ ده‌ساله از سال 1387 لغایت پایان سال 1396 تعیین شده است. لازم به توضیح است در محاسبۀ رشد فروش از داده‌های سال 1386 نیز بهره گرفته شده است. همچنین به دلیل اینکه داده‌های مربوط به امتیاز افشا از سال 1387 به بعد در دسترس بود، شروع بازه زمانی از سال 1388 در نظر گرفته شد و امکان انتخاب بازه 15 یا 20ساله وجود نداشت. دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعاتی شرکت‌های ثبت‌شده نزد بورس اوراق بهادارتهران در تاریخ 03/05/1386 ابلاغ شده است.
نمونه آماری این تحقیق آ‌ن‌دسته از شرکت‌های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار است که دارای شرایط زیر باشند:
1. تا پایان اسفند 1387 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند.
2. سهام شرکت در طول هر یک از سال‌های مورد پژوهش معامله شده باشد.
3. داده‌های مورد نیاز آنها در دسترس باشد.
4. جزء بانک‌ها، شرکت‌های مالی و سرمایه‌گذاری، لیزینگ، بیمه‌ای و ... نباشند.
5. در طی دورۀ تحقیق سال مالی خود را تغییر نداده باشند.
6. شرکت‌های انتخابی نباید دارای حقوق صاحبان سهام منفی باشند.
با توجه به محدودیت‌های بیان‌شده، تعداد 122 شرکت و تعداد 1098 سال- شرکت به‌عنوان نمونۀ پژوهش انتخاب شدند. نحوۀ انتخاب نمونه آماری بر اساس محدودیت‌های فوق در نگارۀ (1) نشان داده شده است:
نگارۀ 1- نمونۀ آماری پژوهش
|
تعداد شرکت‌های جامعۀ آماری |
630[7] |
|
کسر میشود: بانک‌ها |
24 |
|
کسر میشود: بیمه‌ها |
24 |
|
کسر میشود: شرکت‌های سرمایه‌گذاری |
77 |
|
کسر میشود: شرکت‌های دارای سال مالی غیر از 29 اسفندماه |
104 |
|
کسر میشود: شرکت‌های حذف‌شده توسط بورس |
115 |
|
کسر میشود: سایر واسطه‌گرانی پولی مالی |
9 |
|
کسر میشود: صندوق‌های سرمایه‌گذاری |
17 |
|
کسر میشود: واسطه‌گران پولی |
34 |
|
کسر میشود: شرکت‌های دارای نسبت بدهی به دارایی بیش از یک (حقوق صاحبان سهام منفی) عدم‌دسترسی به داده، نداشتن اطلاعات در بازه زمانی مورد نظر این پژوهش |
104 |
|
شرکت‌های نمونۀ آماری |
122 |
|
متغیرهای پژوهش متغیر مستقل: توانایی مدیریت برای اندازه‌گیری توانایی مدیریت از الگوی دمریجان و همکاران ]39[ استفاده شده است که در الگوی فوق، برای اندازه‌گیری توانایی‌های مدیریت، ابتدا کارایی شرکت‌ها به کمک روش تحلیل پوششی داده‌ها (DEA) محاسبه شد. سپس با قراردادن داده‌های مربوط به کارایی در الگوی دمریجان و همکاران به‌عنوان متغیر وابسته و با درنظرگرفتن ویژگی‌های خاص شرکت در الگو، باقی‌مانده‌های الگو نشان‌دهندۀ توانایی مدیران شرکت‌ها خواهد بود، هرچه باقی‌مانده‌های الگو بیشتر باشد، توانایی مدیران بیشتر خواهد بود. تحلیل پوششی داده‌ها، کارایی نسبی واحدهایی را اندازه‌گیری می‌کند که ورودی‌ها و خروجی‌های مشابهی دارند. کارایی یا ناکارایی هر واحد تصمیم گیرنده به عملکرد آن واحد در انتقال ورودی‌ها به خروجی‌هایش |
|
در مقایسه با سایر واحدها در حوزه‌ای خاص، بستگی دارد. این روش، مرز کارایی را بین صفر و 1 برای شرکت‌ها ایجاد می‌کند. شرکت‌هایی با نمرة کارایی 1 شرکت‌هایی بسیار کارا هستند و شرکت‌هایی با نمرة کارایی کمتر از 1 زیر مرز کارایی قرار دارند و باید با کاهش هزینه‌ها یا افزایش درآمدها به مرز کارایی برسند ]39[. در این پژوهش سنجش کارایی شرکت از طریق تحلیل پوششی داده‌ها، برگرفته از الگوی دمریجان و همکارانش ]39[ است. پژوهش حاضر، مشابه روش یادشده برای بیان خروجی شرکت از متغیر فروش شرکت استفاده می‌کند و برای ورودی از دارایی‌های ثابت، دارایی‌های نامشهود، بهای تمام‌شده، هزینه‌های اداری، عمومی و فروش و مخارج تحقیق و توسعه بهره می‌برد. در الگوی دمریجان و همکارانش ]39[، برای تعیین کارایی شرکت با بهره‌گیری از تحلیل پوششی از رابطۀ زیر استفاده میشود:
|
|
|
رابطۀ (1) |
|||
در این رابطه:
SALESit: بیانگر درآمد حاصل از فروش برای شرکت i در سال t است.
COGSit: بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفته برای شرکت i در سال t است.
SG&Ait: هزینۀ اداری عمومی و فروش شرکت i در سال t است.
PPEit: خالص دارایی‌های ثابت شرکت i در سال t است.
OTHERINTANit: دارایی نامشهود برای شرکت i در سال tاست.
R&Dit: هزینه‌های پژوهش
MAXƟ: کارایی شرکت i در سال t است.
کارایی شرکت‌ها متأثر از دو عامل ویژگی‌های خاص شرکتی و توانایی مدیر است، الگوی (1) این رابطه را نشان می‌دهد، پس از حذف ویژگی‌های خاص شرکتی، مقدار باقی‌مانده بیان‌کنندة توانایی‌های مدیر است.
|
الگوی (1)
|
که در این الگو:
Firm efficiencyit: امتیاز کارایی شرکت i در سال t که ازطریق تحلیل پوششی داده‌ها محاسبه شده است.
Total assetsit: بیانگر جمع دارایی‌های شرکت i در سال t است.
Market Shareit: بیانگر سهم از بازار شرکت iدر سال t بوده است که از رابطۀ زیر محاسبه میشود:
|
رابطۀ (2) |
Positive Cash Flow: بیانگر جریان نقد آزاد مثبت میشود که اگر شرکتی جریان نقد آزاد مثبتی داشته باشد برابر 1 و در غیر این صورت صفر که برای اندازه‌گیری جریان نقد آزاد از شاخص لن و پولسن ]17[، به شرح زیر استفاده میشود:
|
رابطۀ (3)
|
Ageit: بیانگر تعداد سال‌های فعالیت شرکت i در سال t از سال تأسیس
Foreign Currency Indicatorit: بیانگر ارز خارجی شرکت i در سال t بوده و متغیر مصنوعی است که اگر شرکت صادرات داشته باشد برابر 1 و در غیر این صورت برابر صفر است.
متغیر وابسته: شفافیت شرکتی
برای اندازه‌گیری شفافیت شرکتی بر اساس پژوهش‌های خارجی و داخلی از چهار شاخص زیر استفاده میشود، شاخص‌های 1 و 2 بر اساس پژوهش‌های ]30، 40، 54، 63[ بوده و شاخص‌های 3 و 4 بر اساس پژوهش‌های ]10، 15، 20[ است.
عدم‌تقارن اطلاعاتی (SPREAD): برای اندازه‌گیری عدم‌تقارن اطلاعاتی از شکاف قیمت پیشنهادی فروش و خرید استفاده میشود. بدین‌منظور، ابتدا برای محاسبۀ عدم‌تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران از الگوی زیر استفاده شده است .این الگو را چیانگ و وینکاتش ]37[، برای تعیین دامنۀ قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام استفاده کردند. پس از وی نیز افراد دیگری در پژوهش‌های خود از این الگو بهره گرفتند ]18، 31، 40، 54، 63[. الگوی یادشده به شرح زیر است:
|
رابطۀ(4) |
100* |
Spread: دامنۀ تفاوت قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام
AP: میانگین قیمت پیشنهادی فروش سهام
BP: میانگین قیمت پیشنهادی خرید سهام
عدم‌اطمینان (UNR): برای اندازه‌گیری عدم‌اطمینان از میانگین حجم معاملات سالانه شرکت استفاده میشود و در نهایت برای همگن‌سازی، لگاریتم آن در الگوی رگرسیونی وارد میشود ]31، 40، 54، 63، 64[.
به‌موقع‌بودن اطلاعات (ITI): یکی از شاخص‌های کیفیت افشا است که ازطریق سازمان بورس اوراق بهادار بر اساس ضوابط خاص همه‌ساله باعنوان «رتبه‌بندی کیفیت افشا» منتشر میشود (سایت کدال).
قابل اتکا‌بودن اطلاعات (IRI): شاخص دوم کیفیت افشا است که همانند شاخص سوم از طرف سازمان بورس اوراق بهادار منتشر میشود.
متغیر تعدیلگر: ضعف کنترل‌های داخلی
شاخص برابر یک است، اگر شرکت ضعف عمده در کنترل‌های داخلی داشته باشد و در غیر این صورت برابر صفر میشود. برای شناسایی ضعف‌های کنترل‌های داخلی از گزارش‌های حسابرسی و کنترل‌های داخلی شرکت‌ها استفاده شد. در واقع با بررسی گزارش‌های حسابرسی شرکت‌های نمونه و با مشورت از حسابرسان عضو جامعۀ حسابداران رسمی ایران، برای اندازه‌گیری این متغیر به گزارش حسابرسی مراجعه و مواردی ضعف شناسایی شد که در بندهای گزارش حسابرس و بازرس قانونی می‌تواند از مصادیق ضعف عمده در کنترل‌های داخلی باشد. از جملۀ این موارد: 1- نقص در محاسبات بهای تمام‌شده؛ 2- وجود مطالبات عمده مربوط به سنوات گذشته و عدم‌وصول آنها؛ 3- نبود پوشش بیمه‌ای کافی برای دارایی‌ها و 4- سایر موارد با عنایت به اظهارنظر حسابرس درخصوص استقرار و به‌کارگیری سیستم کنترل‌های داخلی مناسب و اثربخش مطابق با دستورالعمل کنترل‌های داخلی ناشران پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران که در بند مربوط به «سایر مسئولیت‌های قانونی و مقرراتی حسابرس» در گزارش حسابرسی موجود میشود ]19[.
متغیرهای کنترلی
مطابق با پژوهش‌های ]15، 31، 43، 63[، متغیرهای زیر نیز بر شفافیت شرکتی تأثیرگذار هستند، از این رو، برای بررسی رابطۀ توانایی مدیریت و شفافیت شرکتی متغیرهای فوق به‌عنوان متغیری کنترلی وارد الگو می‌شوند:
1. جریان نقد آزاد مثبت (CFC): این متغیر در قسمت نحوۀ اندازه‌گیری توانایی مدیریت تشریح شدد.
2. لگاریتم سن شرکت (Age): بر اساس لگاریتم تعداد سال‌های فعالیت شرکت از زمان تأسیس، اندازه‌گیری میشود.
3. رشد فروش (Growth): از تفاوت فروش سال جاری و سال قبل شرکت، تقسیم بر فروش سال قبل شرکت اندازه‌گیری میشود.
4. اهرم مالی (Lev): از تقسیم کل بدهی‌ها بر کل دارایی‌ها به‌دست می‌آید.
5. اندازۀ شرکت (Size): به‌عنوان لگاریتم طبیعی کل دارایی‌های شرکت لحاظ میشود.
6. بازده دارایی‌ها (ROA): از تقسیم سود خالص بر جمع کل دارایی‌ها محاسبه میشود.
الگوهای رگرسیونی فرضیه‌های پژوهش
الگوی رگرسیونی برای آزمون فرضیه‌های فرعی در رابطه با فرضیۀ اصلی اول پژوهش به شرح الگوی (2) است:
|
الگوی (2)
|
که در آن:
Yit: بیانگر متغیر وابسته الگوست که بر اساس فرضیه‌های فرعی مربوط به فرضیۀ اول، به‌ترتیب فرضیه‌ها از چهار شاخص: عدم‌تقارن اطلاعاتی، عدم‌اطمینان محیطی، به‌موقع‌بودن و قابل‌اتکا‌بودن اطلاعات استفاده شده است.
از این رو الگوی رگرسیون فوق به چهار الگوی فرعی تبدیل میشود:
Mgr abilityit: بیانگر توانایی مدیریت شرکت i در سال t است.
Ageit: بیانگر لگاریتم سن شرکت i در سال t است.
Sizeit: نشان‌دهندۀ اندازۀ شرکت i در سال t است.
Levit: نشان‌دهندۀ اهرم مالی شرکت i در سال t است.
Growthit: نشان‌دهندۀ رشد فروش شرکت i در سال t است.
Roait: بیانگر بازده دارایی‌های شرکت i در سال t است.
CFCit: این متغیر در قسمت نحوۀ اندازه‌گیری توانایی مدیریت تشریح شد.
εit: بیانگر جزء اخلال الگو برای شرکت i در سال t میشود.
|
الگوی (3)
|
که در آن:
Mvit: بیانگر ضعف کنترل‌های داخلی شرکت i در سال t است.
از این رو الگوی رگرسیون فوق به چهار الگوی فرعی تبدیل میشود:
یافته‌های پژوهش
آمار توصیفی متغیرهای کمی پژوهش در نگارۀ (2) و برای متغیرهای کیفی در نگارۀ (3) ارائه شده است. با توجه به اینکه مقدار انحراف‌معیار متغیرهای استفاده‌شده در پژوهش صفر نیست؛ بنابراین، می‌توان متغیرهای مد‌نظر را در الگو وارد کرد؛ برای نمونه میانگین متغیر به‌موقع‌بودن اطلاعات که یکی از شاخص‌های شفافیت شرکتی در پژوهش حاضر میشود، برابر 81/0 و نشان‌دهندۀ وضعیت مطلوب شرکت‌های نمونه در این زمینه است. کمینۀ آن نیز برابر 15/0- و مربوط به «شرکت فراورده‌های نسوز آذر» در سال 1390 است. همچنین، پایین‌بودن میانگین عدم‌تقارن اطلاعاتی به میزان 027/0 گویای پایین‌بودن شاخص عدم‌تقارن اطلاعاتی در بین شرکت‌های نمونه بوده است که نشان می‌دهد شرکت‌های نمونه از تقارن اطلاعاتی قابل‌قبولی برخوردار هستند. میانگین متغیر توانایی مدیریت که متغیر مستقل پژوهش است، برابر 99/4- و گویای توانایی پایین مدیریت در بین شرکت‌های عضو نمونۀ پژوهش است. همچنین، مطلب فوق در نتایج تحلیل پوششی داده‌ها نیز قابل تأیید است که امتیاز کارایی شرکت‌ها از آن استخراج شده بود؛ به طوری که میانگین امتیاز کارایی شرکت‌های عضو نمونه برابر 26/0 بود که شاخصی کمتر از 50درصد است.
نگارۀ 2- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
|
متغیرها |
تعداد مشاهده‌ها |
میانگین |
انحراف‌معیار |
کمینه |
بیشینه |
|
عدم‌تقارن اطلاعاتی |
1098 |
0.026 |
0.012 |
0.001 |
0.078 |
|
عدم‌اطمینان اطلاعاتی |
1098 |
10.13 |
1.40 |
7.39 |
15.42 |
|
به‌موقع‌بودن |
1098 |
0.729 |
0.166 |
0.05 |
0.999 |
|
قابل‌اتکا |
1098 |
0.674 |
0.190 |
0.03 |
100% |
|
توانایی مدیریت |
1098 |
0.0008- |
0.144 |
0.466- |
0.857 |
|
لگاریتم سن شرکت |
1098 |
2.85 |
0.696 |
0.639 |
4.09 |
|
اهرم مالی |
1098 |
0.585 |
0.184 |
0.090 |
0.991 |
|
اندازۀ شرکت |
1098 |
13.89 |
1.52 |
10.50 |
19.14 |
|
رشد فروش |
1098 |
0.092 |
0.281 |
1.70- |
0.904 |
|
بازده دارایی |
1098 |
0.121 |
0.130 |
0.370- |
0.631 |
نگارۀ 3- آمار توصیفی متغیرهای کیفی
|
متغیر |
فراوانی |
درصد فراوانی |
|
شرکت‌های دارای جریان نقد آزاد مثبت |
783 |
71.31 |
|
شرکت‌های بدون جریان نقد آزاد مثبت |
315 |
28.69 |
|
جمع کل |
1098 |
100 |
|
شرکت‌های دارای ضعف کنترل داخلی |
679 |
61.84 |
|
شرکت‌های بدون ضعف کنترل داخلی |
419 |
38.16 |
|
جمع کل |
1098 |
100 |
آمار استنباطی
پیش از تخمین الگوهای پژوهش، در گام اول، نرمال‌بودن متغیرهای پژوهش را با آزمون جارک- برا بررسی شد. نتایج آزمون جارک- برا نشان داد متغیرهای پژوهش از توزیع نرمال برخوردار نیستند.
در برخی موارد مشاهده میشود پژوهشگران برای نرمال‌کردن باقیماندهها اقدام به تبدیل متغیرهای مستقل و وابسته (با استفاده از تبدیلات جانسون) به متغیرهای جدیدی با توزیع نرمال کرده‌اند. باید دقت داشت این کار به تولید متغیرهایی منجر میشود که الزاماً از رفتار متغیرهای اولیه تبعیت نمی‌کند و نتایج برآورد الگوی رگرسیونی با این متغیرها غیر‌قابل‌اتکا‌ست (افلاطونی، 1396). از آنجا که فرض پنجم رگرسیون یعنی نرمال‌بودن توزیع جملات اخلال برقرار است، از این رو نیازی به نرمال‌سازی متغیرها نیست.
برای انتخاب الگوی مناسب برآورد الگو، از آزمون چاو و بروش پاگان[8] استفاده شده است، نتایج هر دو آزمون فوق با توجه به سطح معناداری کمتر از 5 درصد نشان دادند الگوهای موردنظر باید با روش پانل برآورد شوند؛ به همین منظور، برای تعیین الگوی اثرات ثابت یا تصادفی آزمون هاسمن[9] انجام و با توجه به سطح معناداری کمتر از 5 درصد در این آزمون، الگوی اثرات ثابت تأیید شد.[10]
به لحاظ اینکه ضریب همبستگی، برای کشف هم‌خطی ساده به‌کار می‌رود و در پژوهش حاضر از آزمون عامل تورم واریانس برای کشف هم‌خطی ساده تا پیچیده استفاده شده است، از این رو، آزمون ضریب همبستگی انجام نشده است. (افلاطونی، 1396).
در گام دوم مفروضات کلاسیک رگرسیون خطی در رابطه با الگوهای پژوهش بررسی شد. خودهمبستگی سریالی بین باقیماندهها با آزمون والدریج[11] بررسی شده است. سطح معناداری این آزمون در کلیۀ الگوهای پژوهش زیر 5درصد بود که نشان از وجود خودهمبستگی سریالی بین باقی‌مانده است؛ بنابراین، برای رفع آن از دستور corr(ar1) استفاده شد ]3[. همچنین، برای بررسی ناهمسانی واریانس، با توجه به الگوی اثرات ثابت آزمون والد تعدیل‌شده[12] استفاده شد. سطح معناداری کمتر از 5درصد این آزمون در کلیۀ الگوها حاکی از وجود ناهمسانی واریانس است که با دستور panels(heteroskedastic) رفع شد ]3[؛ بنابراین، در پژوهش حاضر در برخی فرضیه‌ها از آزمون فوق نیز استفاده شده است. برای بررسی همبستگی مقطعی باقیماندهها از آزمون پسران[13] استفاده شد. سطح معناداری بیش از 5 درصد این آزمون برای کلیۀ الگوهای پژوهش نشان داد مشکل همبستگی مقطعی بین باقیماندهها وجود ندارد. در نهایت برای بررسی هم‌خطی بین متغیرهای پژوهش از آزمون عامل تورم واریانس[14] استفاده شد و با توجه به نتایج آزمون فوق که در آن سطح معناداری آماره در رابطه با کلیۀ متغیرهای پژوهش بالای 2/0 بوده و در برخی موارد به 1 نزدیک بود، بین متغیرهای پژوهش، هم‌خطی وجود ندارد. نتایج آزمون‌های فوق در رابطه با مفروضات رگرسیون کلاسیک در نگارۀ (4) نشان داده شده است. درنهایت، آزمون هم‌جمعی یا مانا‌بودن باقیماندهها انجام شد و نتایج نشان داد الگوها به‌صورت هم‌جمعی مانا هستند و نیازی به مانا‌بودن یکایک متغیرها نیست.
نگارۀ 4- نتایج آزمون‌های مربوط به رگرسیون کلاسیک برای فرضیه‌ها
|
نام آزمون/ نتیجۀ آزمون |
سطح معناداری فرضیه‌ها در رابطه با آزمون‌های مربوط به مفروضات رگرسیون کلاسیک |
|||||||
|
فرضیۀ 1-1 |
فرضیۀ 2-1 |
فرضیۀ 3-1 |
فرضیۀ 4-1 |
فرضیۀ 1-2 |
فرضیۀ 2-2 |
فرضیۀ 3-2 |
فرضیۀ 4-2 |
|
|
خودهمبستگی سریالی |
0.017 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
|
نتیجۀ آزمون |
در همۀ الگوهای رگرسیونی مشکل خودهمبستگی سریالی وجود دارد. |
|||||||
|
ناهمسانی واریانس |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
|
نتیجۀ آزمون |
در همۀ الگوهای رگرسیونی مشکل ناهمسانی واریانس وجود دارد. |
|||||||
|
آزمون هم‌جمعی |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
|
نتیجۀ آزمون |
تمامی الگوهای رگرسیونی به‌صورت هم‌جمعی مانا می‌شوند. |
|||||||
|
هم‌خطی |
1.34 |
1.72 |
1.08 |
1.38 |
1.38 |
1.25 |
1.26 |
1.27 |
|
نتیجۀ آزمون |
میانگین عامل تورم واریانس در الگوها کمتر از عدد 5 میشود، مشکل هم‌خطی وجود ندارد. |
|||||||
|
نرمال‌بودن خطاها |
0.198 |
0.095 |
0.088 |
0.865 |
0.403 |
0.745 |
0.197 |
0.075 |
|
نتیجۀ آزمون |
جملات خطای تمامی الگوهای رگرسیونی از توزیع نرمال برخوردار هستند. |
|||||||
|
آزمون اف لیمر |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
|
نتیجه |
سطح معناداری اف لیمر کمتر از 5 درصد میشود از این رو الگوی تابلویی مورد تأیید است. |
|||||||
|
آزمون هاسمن |
0.001 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
|
نتیجه |
سطح معناداری آزمون هاسمن کمتر از 5 است، از این رو اثرات ثابت عرض از مبدأ مورد تأیید است. |
|||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج آزمون فرضیه‌ها
آزمون فرضیۀ اصلی اول
آزمون فرضیۀ فرعی اول تا چهارم مربوط به فرضیۀ اصلی اول
هدف فرضیۀ اصلی بررسی ارتباط بین توانایی مدیریت و افشای شرکتی میشود. از آنجا که در پژوهش حاضر از چهار معیار برای اندازه‌گیری افشای شرکتی استفاده است، فرضیۀ اصلی در قالب چهار فرضیۀ فرعی آزمون شد. در جدول 5، در نتایج فرضیه‌های فرعی اول و دوم مشاهده میشود که توانایی مدیریت دارای ضریب منفی و سطح معناداری کمتر از 5درصد میشود؛ از این‌رو، دلایلی برای رد فرضیۀ فرعی اول و دوم وجود ندارد و می‌توان گفت که توانایی مدیریت ازطریق کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان محیطی، شفافیت شرکتی را افزایش می‌دهد. در نتایج مربوط به فرضیه‌های فرعی سوم و چهارم مشاهده میشود که توانایی مدیریت دارای ضریب مثبت و سطح معنادار کمتر از 5درصد میشود. از این‌رو، دلایل کافی برای رد فرضیۀ فرعی دوم و سوم وجود ندارد و می‌توان گفت توانایی مدیریت ازطریق افزایش امتیاز افشای قابلیت اتکا و به‌موقع‌بودن، باعث افزایش شفافیت شرکتی میشود.
بررسی اعتبار فرضیه‌ها: در فرضیه‌های فرعی اول تا چهارم سطح معناداری آزمون والد کمتر از 5درصد میشود؛ از این‌رو، الگوهای رگرسیونی برازش‌شده از اعتبار کافی برخوردار هستند. همچنین، متغیرهای توضیحی در فرضیه‌های فرعی اول تا چهارم به‌ترتیب توانسته‌اند، 55%، 65%، 53% و 35درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. همچنین، آماره دوربین واتسون در بازۀ 5/1 تا 5/2 قرار دارد که نشان از نبودِ خودهمبستگی مرتبۀ اول در الگوهای رگرسیونی میشود.
نگارۀ 5- نتایج آزمون آماری فرضیۀ فرعی اول تا چهارم پژوهش
|
متغیرها |
فرعی اول |
فرعی دوم |
فرعی سوم |
فرعی چهارم |
||||
|
متغیرها |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
|
عرض از مبدأ |
0.025 |
0.514 |
1.46- |
0.000 |
0.177 |
0.000 |
0.062 |
0.000 |
|
توانایی مدیریت |
0.009- |
0.047 |
0.074- |
0.024 |
0.237 |
0.000 |
0.059 |
0.000 |
|
سن شرکت |
0.047- |
0.000 |
0.174 |
0.000 |
0.025- |
0.000 |
0.007- |
0.000 |
|
اهرم مالی |
0.175- |
0.000 |
0.194- |
0.002 |
0.240- |
0.000 |
0.052- |
0.000 |
|
اندازۀ شرکت |
0.012 |
0.000 |
0.818 |
0.000 |
0.008 |
0.000 |
0.005 |
0.569 |
|
رشد فروش |
0.064 |
0.000 |
0.108 |
0.000 |
0.071 |
0.000 |
0.017 |
0.000 |
|
بازده دارایی‌ها |
0.031 |
0.21 |
0.026 |
0.689 |
0.045 |
0.016 |
0.014 |
0.000 |
|
جریان نقد آزاد مثبت |
0.770 |
0.000 |
0.221- |
0.172 |
0.035- |
0.000 |
0.013- |
0.000 |
|
گزارش سایر آماره‌های اطلاعاتی |
||||||||
|
|
فرعی اول |
فرعی دوم |
فرعی سوم |
فرعی چهارم |
||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
55 درصد |
65 درصد |
53 درصد |
35 درصد |
||||
|
دوربین واتسون |
1.99 |
2.36 |
2.20 |
1.95 |
||||
|
آماره والد |
1177.92 |
67.68 |
865.65 |
408.38 |
||||
|
سطح معناداری والد |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
||||
منبع: یافته‌های پژوهش
آزمون فرضیۀ اصلی دوم
آزمون فرضیۀ فرعی اول تا چهارم مربوط به فرضیۀ اصلی دوم
هدف فرضیۀ دوم بررسی میزان تأثیر ضعف کنترل‌های داخلی بر ارتباط بین توانایی مدیریت و افشای شرکتی میشود. از این رو، به دلایل گفته‌شده در فرضیۀ اصلی اول، فرضیۀ دوم نیز در قالب چهار فرضیۀ فرعی بررسی شده است. نتایج به‌دست‌آمده دربارۀ فرضیۀ فرعی اول و دوم نشان می‌دهد اثر تعاملی توانایی مدیریت و ضعف کنترل داخلی دارای ضریب مثبت و سطح معناداری کمتر از 5 درصد میشود. از این‌رو، ضعف کنترل داخلی باعث افزایش عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان محیطی میشود و رابطۀ معکوس بین توانایی مدیریت و عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان محیطی را به رابطۀ مستقیم تبدیل کرده است. به‌طور خلاصه، در صورت وجود ضعف‌های کنترل داخلی از شدت رابطه بین توانایی مدیریت و افشای شرکتی کاسته میشود؛ از این‌رو، دلایل کافی برای رد فرضیه‌های فرعی اول و دوم وجود ندارد و می‌توان گفت ضعف کنترل داخلی بر ارتباط بین توانایی مدیریت و افشای شرکتی تأثیر معنادار دارد. همچنین، اثر تعاملی بین ضعف کنترل داخلی و توانایی مدیریت در فرضیۀ فرعی سوم و چهارم دارای ضریب منفی و سطح معناداری کمتر از 5 درصد میشود؛ از این‌رو، دلایل کافی برای رد فرضیه‌های فرعی سوم وچهارم وجود ندارد و ضعف کنترل داخلی بر ارتباط بین توانایی مدیریت و افشای شرکتی تأثیر معنادار دارد.
نگارۀ 6- نتایج آزمون آماری فرضیۀ فرعی اول تا چهارم پژوهش
|
متغیرها |
فرعی اول |
فرعی دوم |
فرعی سوم |
فرعی چهارم |
||||
|
متغیرها |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
|
عرض از مبدأ |
0.101 |
0.007 |
0.417 |
0.000 |
0.154 |
0.000 |
0.060 |
0.000 |
|
توانایی مدیریت |
0.014- |
0.000 |
0.624- |
0.000 |
0.262 |
0.000 |
0.074 |
0.000 |
|
سن شرکت |
0.026- |
0.000 |
0.021 |
0.014 |
0.024- |
0.000 |
0.006- |
0.000 |
|
اهرم مالی |
0.150- |
0.000 |
0.007- |
0.168 |
0.240- |
0.000 |
0.052- |
0.000 |
|
اندازۀ شرکت |
0.008 |
0.001 |
0.018 |
0.001 |
0.009 |
0.000 |
0.0004 |
0.606 |
|
رشد فروش |
0.045 |
0.000 |
0.012 |
0.202 |
0.065 |
0.000 |
0.017 |
0.000 |
|
بازده دارایی ها |
0.012 |
0.319 |
0.065- |
0.109 |
0.051 |
0.005 |
0.015 |
0.001 |
|
جریان نقد آزاد مثبت |
0.642 |
0.000 |
0.029- |
0.002 |
0.040- |
0.000 |
0.014- |
0.000 |
|
ضعف کنترل داخلی |
0.193 |
0.000 |
0.014 |
0.192 |
0.025- |
0.000 |
0.004 |
0.051 |
|
ضعف کنترل* توانایی مدیر |
0.028 |
0.000 |
0.0671 |
0.016 |
0.077- |
0.011 |
0.044- |
0.000 |
|
گزارش سایر آماره‌های اطلاعاتی |
||||||||
|
|
فرعی اول |
فرعی دوم |
فرعی سوم |
فرعی چهارم |
||||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
64 درصد |
77 درصد |
54 درصد |
35 درصد |
||||
|
دوربین واتسون |
1.97 |
2.36 |
2.25 |
2.41 |
||||
|
آماره والد |
1720.54 |
398.55 |
897.13 |
428.01 |
||||
|
سطح معناداری والد |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
||||
منبع: یافته‌های پژوهش
بحث و نتیجه‌گیری
هدف پژوهش حاضر بررسی ارتباط بین توانایی مدیریت با افشای شرکتی با تأکید بر ضعف کنترل‌های داخلی است. افشای شرکتی با استفاده از چهار معیار اندازه‌گیری شد و هشت فرضیۀ فرعی درجهت آزمون موضوع موردبررسی تدوین شد. از نرم‌افزار استاتا نسخۀ 15 برای تحلیل آماری استفاده شد؛ زیرا در سایر نرم‌افزار‌ها مانند نرم افزار ایویوز تا نسخۀ 10، امکان سنجش ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی در حالت الگوی داده‌های پانل وجود ندارد. نتیجۀ نهایی حاصل از برازش الگوهای رگرسیونی نشان دادند توانایی مدیریت دارای رابطۀ مستقیم و معناداری با افشای شرکتی میشود که این رابطۀ مستقیم در صورت حضور متغیر ضعف کنترل‌های داخلی، تعدیل شده و کاهش پیدا می‌کند.
مدیران اجرایی به همراه یک گروه از مدیران با تجربه تصمیمات شرکت را رهبری می‌کنند که قطعاً شامل تصمیم‌گیری در رابطه با سطح شفافیت شرکت نیز میشود. مطالعات قبلی نشان می‌دهد شفافیت شرکتی مزایایی چون کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی، کاهش هزینه‌های نمایندگی، کاهش عدم‌اطمینان، افزایش عملکرد شرکت، افزایش کیفیت گزارشگری، افزایش کیفیت افشا و غیره دارد. همچنین، مدیران توانمند علاقه‌مند به افزایش سطح شفافیت شرکت هستند تا از این طریق عملکرد مطلوب خود را به اطلاع استفاده‌کنندگان برسانند. استدلال ما در پژوهش حاضر این بود که با افزایش توانایی مدیریت، سطح شفافیت شرکت بیشتر میشود. همچنین، با توجه به اینکه کنترل‌های داخلی تحت طراحی و نظارت مدیریت قرار دارد، استدلال ما بر این بود که متغیر فوق بر شدت رابطه بین توانایی مدیریت و شفافیت شرکتی تأثیرگذار است؛ به همین دلیل، ضعف کنترل‌های داخلی نقش تعدیلگری را در پژوهش حاضر ایفا می‌کند. همچنین، برای اندازه‌گیری شفافیت شرکتی از چهار شاخص عدم‌تقارن اطلاعاتی، عدم‌اطمینان اطلاعات، به‌موقع‌بودن اطلاعات و قابل‌اتکا‌بودن اطلاعات در قالب فرضیه‌های متفاوت بهره‌گرفته شد. به‌طور کلی، نتایج حاصل از آزمون فرضیات پژوهش با توجه به چهار شاخص یادشده نشان داد توانایی مدیریت رابطۀ مستقیمی با شفافیت شرکت دارد، به طوری که توانایی مدیریت رابطۀ معکوس و معنادار با شاخص عدم‌تقارن اطلاعاتی و شاخص عدم‌اطمینان اطلاعات دارد. این بدان معناست که هرچه توانایی مدیریت افزایش یابد، عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان کاهش می‌یابد؛ به‌طوری که این کاهش نشان از شفافیت شرکتی دارد. همچنین، در رابطه با شاخص‌های به‌موقع‌بودن و قابل‌اتکا‌بودن این رابطۀ مثبت و معنادار میشود و بدین‌صورت تفسیر میشود که افزایش توانایی مدیریتی موجب افزایش امتیاز افشای «به‌موقع‌بودن» و «قابل‌اتکا‌بودن» میشود. همچنین، نتایج نشان داد ضعف کنترل‌های داخلی به‌عنوان متغیر تعدیلگر تأثیری معنادار بر روابط بین توانایی مدیریت با شاخص‌های یادشده برای شفافیت شرکتی دارد و موجب تعدیل آنها میشود؛ به نحوی که در رابطه با شاخص اول و دوم (عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان) این تأثیر مثبت میشود و بدان معناست که با وجود ضعف کنترل داخلی رابطه بین توانایی مدیریت با عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان مستقیم است و شفافیتی وجود نخواهد داشت. در حالی که در رابطه با شاخص سوم وچهارم (به‌موقع و قابل‌اتکا‌بودن) تأثیر متغیر تعدیلگر مطابق با نگارۀ (6) معکوس بوده است که نشان‌دهندۀ کاهش شفافیت شرکتی در صورت وجود ضعف کنترل داخلی درخصوص متغیرهای یادشده میشود. نتیجۀ حاصل‌شده در رابطه با شاخص‌های اول و دوم در تطابق با یافته‌های چامنر و پاگلیس ]35[، چامنر و همکاران ]36[، اندرو و همکاران ]30[ و اُیگر ]63[ است؛ زیرا پژوهش‌های فوق نشان دادند با افزایش توانایی مدیریت، عدم‌تقارن اطلاعاتی کاهش می‌یابد؛ به عبارت دیگر، با افزایش توانایی مدیریت، شفافیت شرکتی افزایش می‌یابد. در این خصوص، بارنی و همکاران ]34[ نشان دادند اگر مدیران اطلاعات خصوصی را در اختیار بگیرند و از افشای آنها خودداری کنند، به عدم‌تقارن اطلاعاتی منجر میشود و در نهایت، خطر اخلاقی در پی خواهد داشت. اُیگر ]63[ در پژوهش خود نشان داد بین توانایی مدیریت و عدم‌اطمینان اطلاعات، به‌عنوان یکی از شاخص‌های سطح شفافیت شرکت، رابطۀ معکوس و معناداری وجود دارد؛ به عبارت بهتر، مدیر توانمند با کاهش عدم‌اطمینان اطلاعاتی، سطح شفافیت شرکت را افزایش می‌دهد. در پژوهش حاضر شاخص عدم‌اطمینان با میانگین حجم معاملات سالانۀ شرکت اندازه‌گیری شده است. بالا‌بودن حجم معاملات سهام شرکت، عدم‌اطمینان سهامدار به سهام شرکت را نشان می‌دهد و این امر به شفافیت پایین اطلاعات شرکت منجر میشود. نتایج در رابطه با شاخص سوم شفافیت نشان می‌دهد بین توانایی مدیریت و به‌موقع‌بودن اطلاعات رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد؛ با این تفسیر که مدیران توانمند امتیاز به‌موقع‌بودن اطلاعات بالایی دارند. این امر نشان‌دهندۀ سطح شفافیت بالا در شرکت است. به‌موقع‌بودن اطلاعات یکی از شاخص‌های معروف کیفیت افشاست که سازمان بورس اوراق بهادار در ایران آن را یکی از مؤلفه‌های شاخص کیفیت افشا می‌داند. در این رابطه کاشانی‌پور و همکاران ]17[ در پژوهش خود نشان دادند توانایی مدیریت بر رابطۀ کیفیت گزارشگری و کارایی سرمایه‌گذاری تأثیری ندارد؛ همچنین، بزرگ‌اصل و صالح‌زاده ]2[، در پژوهشی نشان دادند توانایی مدیریت موجب افزایش کیفیت اقلام تعهدی نمی‌شود. شاخص چهارم برای سنجش شفافیت شرکت در پژوهش حاضر قابل‌اتکا‌بودن اطلاعات است، این شاخص نیز یکی دیگر از مؤلفه‌های کیفیت افشا طبق رتبه‌بندی کیفیت افشا، از سوی سازمان بورس اوراق بهادار است. از این شاخص به‌همراه شاخص به‌موقع‌بودن در چارچوب نظری سازمان‌های مختلف ازجمله IASB، FASB، بیانیۀ مشترک دو هیئت مذکور و چارچوب نظری استانداردهای حسابدرای ایران به‌عنوان خصوصیات کیفی اطلاعات حسابداری یاد شده است. نتایج پژوهش در ارتباط با این شاخص نشان داد توانایی مدیریت رابطۀ مثبت و معناداری با قابل‌اتکا‌بودن اطلاعات دارد. به‌عنوان یافتۀ توصیفی، آمار توصیفی پژوهش حاضر نشان می‌دهد، میانگین امتیاز به‌موقع‌بودن قابل‌اتکا در بین شرکت‌های عضو نمونۀ آماری پژوهش حاضر به‌ترتیب برابر 72/0 و 67/0 است که نشان می‌دهد امتیاز کیفیت افشا نیز در بین شرکت‌های فوق بالاست. در نهایت با بررسی نقش تعدیلگری متغیر ضعف کنترل‌های داخلی، نتایج پژوهش نشان داد متغیر فوق تأثیری معنادار بر رابطه بین توانایی مدیریت و شاخص‌های یادشده برای شفافیت شرکت دارد و موجب تعدیل روابط فوق میشود؛ به طوری که وجود ضعف کنترل‌های داخلی در شرکت موجب کاهش سطح شفافیت میشود. در این خصوص اُیگر ]63[ در پژوهش خود نشان داد استقرار حاکمیت شرکتی و سازوکارهای کنترلی مناسب از ورود مدیران کم‌توان به شرکت جلوگیری می‌کند و باعث افزایش شفافیت شرکت با بهره‌مندی از توانایی بالای مدیریت میشود. رستمی و کهنسال ]10[ با بررسی جامعی از مبانی نظری داخلی و خارجی در ارتباط با کنترل‌های داخلی در پژوهش خود نشان دادند کنترل‌های داخلی‌ای که مدیریت طراحی کرده است، موجب بهبود کیفیت گزارشگری مالی و افزایش اتکای اطلاعات مالی میشود.
پیشنهادهای کابردی
با توجه به مبانی نظری و نتایج حاصل از پژوهش حاضر به هیئت‌مدیره و مالکان شرکت‌ها پیشنهاد میشود، شفافیت شرکت را عاملی تأثیرگذار در نگرش سرمایه‌گذاران، نسبت به توانایی و عملکرد مدیریت شرکت بدانند؛ بنابراین، در انتخاب مدیران خود دقت و فردی توانا و متخصص را انتخاب کنند؛ زیرا مدیران توانمند باعث افزایش کارایی شرکت می‌شوند و نتیجۀ عملکرد مطلوب خود را با افزایش شفافیت شرکت به نمایش می‌گذارند. همچنین، به سرمایه‌گذاران، به‌خصوص سرمایه‌گذارانی که قصد خرید و نگهداری سهام دارند، پیشنهاد میشود هنگام انتخاب مقصد سرمایه‌گذاری، به توانایی مدیریت توجه ویژه‌ای داشته باشند؛ زیرا طبق نتایج پژوهش توانایی مدیریت رابطۀ معکوسی با عدم‌تقارن اطلاعاتی و عدم‌اطمینان اطلاعاتی دارد. پیرو پیشنهاد دوم، به سازمان بورس اوراق بهادار پیشنهاد میشود سازوکاری اتخاذ کند تا شرکت‌ها اطلاعاتی را در رابطه با توانایی مدیریت خود ارائه دهند تا سرمایه‌گذاران و استفاده‌کنندگان را در گرفتن تصمیم یاری کند.
پیشنهاد برای پژوهش‌های آتی
پیشنهاد میشود موضوع پژوهش حاضر به تفکیک صنایع در بورس اوراق بهادار تهران صورت پذیرد تا نتایج فرضیه‌ها در سطح صنایع نیز مشخص شود. در پژوهش حاضر از امتیاز افشای ارائه‌شده برای افشای به‌موقع‌بودن و قابلیت اتکا استفاده شد. پژوهش‌های آتی می‌توانند از امتیاز نهایی افشا نیز استفاده کنند. از آنجا که افشای شرکتی ممکن است از کیفیت حسابرسی و عملکرد هیئت‌مدیره و ناظران بیرونی نیز تأثیر بگیرد، از این‌رو، پیشنهاد میشود تأثیر مالکیت نهادی و استقلال هیئت‌مدیره و تخصص حسابرس در صنعت بر ارتباط بین توانایی مدیریت و افشای شرکتی بررسی شود. همچنین، پیشنهاد میشود قانونگذاران بازار سرمایه، قوانینی را برای بهبود ضعف‌های کنترل داخلی ایجاد کنند تا شرکت‌ها کمترین میزان ضعف را در کنترل‌های داخلی داشته باشند؛ چون عامل ضعف کنترل داخلی باعث کاهش شفافیت شرکتی میشود.
[1]. International Accounting Standard Board
[2]. Fanacial Accounting Standard Board
[5]. www.Codal.ir
[6]. www.Tse.ir
[7] . تعداد شرکت‌های عضو جامعۀ آماری پژوهش از نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شده است.
[8]. Chow and breusch pagan
[9]. Hausman
[10]. نتایج این بخش به علت حجم بالای پژوهش در اختیار پژوهشگران است و در صورت تمایل در اختیار خوانندگان قرار خواهد گرفت.
[11].wooldridge
[12]. Modified wald
[13]. Pesaran s test
[14]. Estat vif
)
