نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار حسابداری؛ گروه حسابداری و مالی؛ دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری؛ دانشگاه یزد؛ یزد؛ ایران.
2 دانشجوی کارشناسی ارشد؛ گروه حسابداری و مالی؛ دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری؛ دانشگاه یزد؛ یزد؛ ایران.
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The main purpose of this study is to empirically examine the relationship between financial information reliability and agency costs for listed companies in the Tehran Stock Exchange (TSE). Therefore in this study a sample of 106 listed companies in the TSE between 2010 to 2017 were investigated. Efficiency ratios (operating expenses to sales ratio and assets turnover ratio) are selected as agency costs proxies. Also, financial restatement occurrence and magnitude of financial restatement are employed as adverse measures of financial information reliability. For attaining the purpose of the study, two main hypotheses were proposed. To test these hypotheses multiple linear regression analysis in panel data mode were conducted. The main findings indicate that there isn’t relationship between financial restatement incidence and agency costs proxies. Also magnitude of financial restatement don’t related to agency costs measures. Therefore, it’s concluded that financial information reliability has no impact on agency costs of examined Iranian firms.
کلیدواژه‌ها [English]
رابطۀ نمایندگی وقتی ایجاد می‌شود که یک‌نفر مسئولیت تصمیم‌گیری در‌خصوص توزیع منابع مالی و اقتصادی یا انجام خدمتی را طی قرارداد مشخصی به شخص دیگری واگذار می‌کند؛ برای مثال می‌توان به رابطه بین مالک و مدیر اشاره کرد [19]. بیشترین توجه نظریۀ نمایندگی به تضادی است که بین مدیر و مالک وجود دارد و این تضاد از تفاوت در اهداف آنها نشئت می‌گیرد. هزینههای نمایندگی به‌دلیل وجود تضاد منافع بین دوطرف در رابطۀ نمایندگی به‌وجود می‌آید. از جمله مشکلاتی که در‌خصوص واگذاری اختیار از سوی مالک (سهامدار) به نماینده (مدیر) به‌وجود می‌آید، تضاد منافع بین سهامدار و مدیر، عدم‌تقارن اطلاعات بین سهامداران و مدیر، تأثیرات انتخاب نامطلوب، خطر اخلاقی و عدم‌اطمینان و شراکت ریسک‌اند [19]. درحقیقت نظریۀ نمایندگی به پیش‌بینی رفتار فرصت‌طلبانۀ کارگزار در‌صورت ناهمسویی منافع بین کارگزار و کارگمار و اثر‌بخش‌نبودن معیارهای کنترلی و نظارت می‌پردازد [32].
یکی از مواردی که در قراردادهای بین طرفین مطرح می‌شود، اطلاعاتی است که باید از طرف نماینده یا مدیر به مالک (مالکان) ارائه شود. فراهم‌آوردن اطلاعات مالی با کیفیت بالا احتمالاً برای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی بین شرکت‌ها و سرمایه‌گذاران آن، برای کاهش هزینههای نمایندگی است [27].
مدیر که در رأس تضاد منافع نشئت‌گرفته از جدایی مالکیت از مدیریت است، سعی در کاهش هزینههای نمایندگی با ارائۀ اطلاعات مالی شرکت دارد [13]. از‌طرفی در سال‌های اخیر، تعداد ارائۀ مجدد صورت‌های مالی ازسوی شرکت‌ها به‌میزان قابل‌ملاحظه‌ای افزایش یافته است [7، 23]. افزایش موارد تجدید ارائه، نشان می‌دهد صورت‌های مالی منتشر‌شدۀ دوره یا دوره‌های قبل به‌طور نادرست ارائه شده و اتکاناپذیرست. درحقیقت، ارائۀ مجدد صورت‌های مالی، اعتقاد سرمایه‌گذاران را دربارۀ توانایی، اعتماد، صداقت و اعتبار گزارشگری مالی تنزل می‌دهد [7]. بدین‌ترتیب، به‌نظر می‌رسد تجدید ارائه‌های فراوان ازطریق مخدوش‌کردن هدف اصلی حسابداری، یعنی ارائۀ اطلاعات سودمند، با واکنش سرمایه‌گذاران به این کاهش قابلیت اتکا روبه‌رو شده و باعث افزایش هزینههای نمایندگی می‌شود.
باتوجه به مطالب پیش‌گفته این پرسش مطرح می‌شود که آیا در بورس اوراق بهادار تهران بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی به‌عنوان نشانه‌ای از پایین‌بودن قابلیت اتکای اطلاعات مالی و هزینههای نمایندگی رابطه‌ای وجود دارد؛ بنابراین، هدف اصلی پژوهش پیش‌رو، بررسی رابطۀ تجدید ارائۀ صورت‌های مالی با هزینههای نمایندگی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. از آنجا که در پژوهش‌های پیشین (همچون چوآنگ و همکاران [26]، نمازی و رضایی [38]، نمازی و رضایی [21] و خواجوی و همکاران [10]) برای بررسی تأثیر کیفیت اطلاعات بر هزینههای نمایندگی از تجدید ارائه به‌عنوان معیاری از کیفیت اطلاعات استفاده نشده است، انجام پژوهش حاضر شواهد جدیدی از این رابطه را ارائه می‌دهد. از‌طرفی با توجه به اینکه افزایش هزینههای نمایندگی موجب کاهش کارایی سرمایه‌گذاری‌ها می‌شود [4] و همچنین، با افزایش هزینههای نمایندگی جریان نقد آزاد، قیمت‌گذاری نادرست سهام افزایش می‌یابد [22]، اهمیت این پژوهش روشن می‌شود.
مبانی نظری
هزینههای نمایندگی
نظریۀ نمایندگی چارچوبی را برای رابطه‌های سازمان ازطریق ساز‌و‌کارهای قراردادی فراهم می‌سازد که در آن گروه اول (کارگمار)، گروه دیگر (کارگزار) را برای اهداف واگذاری مسئولیت‌ها و پاسخگویی در مقابل آن به گروه دوم، به‌کار می‌گیرد [37]. یکی از مفروضات نظریۀ نمایندگی این است که افراد سعی دارند تا در راستای منافع شخصی خود عمل کنند؛ منفعت اصلی افراد بیشترکردن ثروتشان است؛ وفاداری[1]، اخلاقیات[2] و مفاهیم مشابه در این نظریه گنجانده نشده است [28]. تضاد منافع بین سهامدار و مدیر، عدم‌تقارن اطلاعاتی بین سهامداران و مدیر، تأثیرات انتخاب نامطلوب، خطر اخلاقی و عدم‌اطمینان و شراکت ریسک از مهم‌ترین مشکلات نمایندگی‌اند [19] که باعث ایجاد هزینههای نمایندگی می‌شود. این هزینه‌ها مجموع هزینههای نظارت بر سرپرستی مدیران، هزینههای التزام[3]برای جلوگیری از آسیب‌زدن به منافع سهامداران و هزینههای باقیمانده در نظر گرفته می‌شوند [37]. هزینههای باقیمانده[4] تفاوت بین عملیات واقعی مدیر و عملیات مورد‌انتظار از او به‌دلیل ناهمسو‌بودن منافع دو طرف است که با وجود تحمل هزینههای نظارت و التزام همچنان وجود دارد.
سهامداران توانایی پیش‌بینی آیندۀ شرکت را دارند. همچنین، می‌توانند اطلاعات مورد نیاز خود را از نماینده و سیستم حسابداری یا نمایندگی دریافت کنند و بر اساس اطلاعات قابل‌ملاحظه یا قابل‌بررسی با نماینده، قرارداد منعقد می‌کنند و پرداخت به نماینده، بر اساس این اطلاعات است [19]. بنابراین، یکی از مواردی که در قراردادهای بین طرفین مطرح می‌شود، اطلاعاتی است که باید از طرف نماینده یا مدیر در اختیار مالک (مالکان) قرار گیرد. فراهم‌کردن اطلاعات مالی با کیفیت بالا احتمالاً برای کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی بین شرکت‌ها و سرمایه‌گذاران آن برای کاهش هزینههای نمایندگی است [27].
قابلیت اتکای اطلاعات و تجدید ارائۀ صورت‌های مالی
اطلاعات به‌مثابۀ آگاهی یا دانشی است که شناخت استفاده‌کنندگان را شکل می‌دهد یا تغییر می‌بخشد و درنهایت به تصمیم‌گیری آگاهانه و یا بازنگری در تصمیم‌های اتخاذ شدۀ قبلی منجر می‌شود (سازمان بورس و اوراق بهادار، 1386). هدف کلی گزارشگری مالی، فراهم‌آوردن اطلاعاتی است که آثار مالی معاملات، عملیات و رویدادهای مالی مؤثر بر وضعیت مالی و نتایج عملیات یک واحد انتفاعی را بیان کند و از این طریق، سرمایه‌گذاران، اعطاکنندگان تسهیلات مالی و سایر استفاده‌کنندگان برون‌سازمانی را در قضاوت و تصمیم‌گیری نسبت به امور یک واحد انتفاعی یاری رساند (هیئت تدوین استانداردهای حسابداری ایران، 1376). با توجه به تضاد منافع و اهداف ناسازگار بین مدیریت و سهامداران، این امکان وجود دارد که مدیریت اطلاعات را دستکاری کند. قابلیت اتکا و مربوط‌بودن، اصلی‌ترین ویژگی‌های کیفی‌اند که به سودمندی اطلاعات برای تصمیم‌گیری‌های استفاده‌کنندگان منجر می‌شوند. اتکاپذیر‌نبودن صورت‌های مالی به دو طریق به زیان استفاده‌کنندگان از آنها منجر می‌شود؛ نخست، اگر اطلاعات درست نباشند باید پس از مدتی در آنها تجدید‌نظر کرد، چنین وضعی به اثرگذاری معکوس بر محاسبات سرمایه‌گذار برای اتخاذ تصمیم کنونی منجر می‌شود؛ دوم، اگر مدیر در تهیه و ارائۀ صورت‌های مالی اطلاعات ساختگی ارائه کند، این اطلاعات بر تصمیمات سرمایه‌گذاران نیز اثر معکوس خواهد گذاشت [43]. تجدید ارائۀ صورت‌های مالی نشانه‌هایی از قابلیت اتکای پایین و یا وجود خطا در صورت‌های مالی منتشر‌شدۀ دوره یا دوره‌های قبل ارائه می‌کند. تجدید ارائۀ سود و سایر اطلاعات مالی سال‌های گذشتۀ شرکت‌ها به‌علت اشتباهات ناشی از محاسبات ریاضی، اشتباهات در به‌کارگیری رویه‌های حسابداری و همچنین، تعبیر نادرست یا نادیده‌گرفتن واقعیت‌های موجود در زمان تهیۀ صورت‌های مالی ضرورت پیدا می‌کند [38].
انگیزه‌های تجدید ارائۀ هدف‌مند صورت‌های مالی به سه دسته تقسیم می‌شوند: اول، انگیزۀ شرکت‌هایی است که مشکل کم‌بودن سودآوری و نقدینگی دارند. این شرکت‌ها تمایل بیشتری به انجام اقدامات متقلبانه و مرتکب‌شدن اشتباه‌های عمدی دارند تا نتایج مالی خود را بهبود بخشند؛ دوم، شرکت‌هایی که تمایل دارند با انجام تقلب و اشتباه‌های عمدی، انتظارها و پیش‌بینی‌های بازار را برآورده سازند؛ سوم، انگیزۀ ناشی از برخی قراردادها همچون قراردادهای پاداش وابسته به ارزش سهام و عملکرد شرکت است [41].
پیشینۀ پژوهش
پالوپولوس [42] رابطه بین کیفیت سود با نسبت کیوتوبین را به‌عنوان معیاری از هزینههای نمایندگی بررسی کرد. یافته‌های او نشان داد با افزایش کیفیت سود شرکت‌ها هزینههای نماینگی آنها کاهش می‌یابد.
نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش دی‌کاروالهو و جیومارس‌کالاتزیس [30] نشان می‌دهد پایین‌بودن کیفیت اطلاعات حسابداری، مشکلات و مسائل ایجاد‌شده در نتیجۀ تضاد منافع بین تصمیم‌گیرندگان و سهامداران و یا سایر ذی‌نفعان را تشدید می‌کند.
نمازی و رضایی [39] با بررسی تأثیر کیفیت سود بر هزینههای نمایندگی به این نتیجه رسیدند که بین معیارهای کیفیت سود (کیفیت اقلام تعهدی، کیفیت اقلام تعهدی تعدیل‌شده بر اساس عملکرد و کیفیت افشا) و هزینههای نمایندگی رابطه‌ای منفی و معنادار وجود دارد.
امیری و صیادزاده [24] با انجام پژوهشی رابطه بین کیفیت سود و هزینههای نمایندگی را بررسی کردند و نشان دادند بین جریان نقدینگی عملیاتی به‌عنوان معیاری از کیفیت سود و هزینۀ نمایندگی ارتباط معناداری وجود دارد. افزون بر این، بین درآمد عملیاتی در ابتدای دورۀ فروش به‌عنوان معیاری از کیفیت سود و هزینههای نمایندگی رابطۀ معناداری وجود ندارد.
هانزیکر [34] در پژوهشی به بررسی رابطه بین افشای کنترل داخلی و هزینههای نمایندگی در بین شرکت‌های سوئیسی پرداخت. نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش او نشان می‌دهد برخی از ویژگی‌های خاص شرکت که از نظریۀ نمایندگی برگرفته شده (مثل مالکیت مدیریت، اندازۀ هیئت‌مدیره و اهرم مالی) به تغییر در سطح افشای داوطلبانه کنترل داخلی منجر می‌شود. به طور کلی، نظریۀ نمایندگی، یک نظریۀ قوی برای توضیح راهبرد‌های افشای داوطلبانه در بین شرکت‌های سوئیسی است. به بیان دیگر، افشای اختیاری کنترل‌های داخلی، ابزاری نظارتی برای کاهش هزینههای نمایندگی ناشی از تضاد منافع بین مدیران و سهامداران است.
هوآنگ و ژانگ [36] با انجام پژوهشی نشان دادند سرمایه‌گذاری در پروژه‌هایی که به کاهش ارزش شرکت منجر می‌شود، در شرکت‌های با سیاست‌های افشای مبهم وجود دارد. هرچه افشای اطلاعات به‌صورت گسترده‌تر باشد، توانایی افراد درون‌‌سازمانی (مدیران) برای استفاده از منابع شرکت به نفع خودشان کمتر می‌شود.
چوآنگ و همکاران [26] نشان دادند شرکت‌هایی که دارای سود با کیفیت‌تر هستند، هزینههای نمایندگی ناشی از کنترل سهامداران پایین‌تری دارند. افزون بر این، در شرکت‌هایی که کیفیت سودشان رو به افزایش است، هزینههای نمایندگی ناشی از کنترل سهامداران روند کاهشی دارد.
طبق نتایج پژوهش افندی و همکاران [32] پاداش مدیرعامل و اعطای اختیار خرید سهام شرکت به مدیران، شرایط قراردادهای وام، افزایش سرمایه طی دوره، کنترل هیئت‌مدیره بر مدیرعامل و تحصیل سایر شرکت‌ها ازطریق مبادلۀ سهام بر اشتباه ارائه‌کردن صورت‌های مالی تأثیر‌گذارند. همچنین، اقدامات مدیریت برای حفظ قیمت سهام شرکت‌هایی که سرمایۀ آنها بیش‌نمایی شده است، افزایش هزینههای نمایندگی را در پی دارد.
فغانی و پهلوان [16] با انجام پژوهشی دریافتند رابطه بین کیفیت کنترل‌های داخلی و مدیریت سود شرکت‌ها ازطریق هزینههای نمایندگی تعدیل می‌شود و در صورتی که هزینههای نمایندگی وجود نداشته باشد، رابطۀ معکوسی بین کیفیت کنترل‌های داخلی و مدیریت سود شرکت‌ها برقرار است. در صورتی‌که هزینههای نمایندگی وجود داشته باشد، رابطۀ معکوس بین کیفیت کنترل‌های داخلی و مدیریت سود شرکت‌ها تشدید می‌شود؛ زیرا کیفیت کنترل‌های داخلی با کاهش در هزینههای نمایندگی بر مدیریت سود شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد.
ولی‌زاده لاریجانی و همکاران [23] به بررسی رابطه بین افشای گزارش کنترل‌های داخلی، هزینههای نمایندگی و مدیریت سود پرداختند. نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش آنان نشان می‌دهد رابطۀ منفی معناداری بین افشای گزارش کنترل‌های داخلی و مدیریت سود وجود دارد. افزون بر این، رابطۀ معناداری بین افشای گزارش کنترل‌های داخلی و هزینههای نمایندگی و مدیریت هزینههای نمایندگی وجود ندارد.
حمیدیان و سعادتیان‌فریور [8] ضمن انجام پژوهشی دریافتند رابطۀ معناداری بین هزینههای نمایندگی و رشد دارایی‌ها و رشد فروش شرکت وجود دارد.
حیدری و همکاران [9] با انجام پژوهشی به تأثیر نظام راهبری شرکتی در تقلیل هزینههای نمایندگی با رویکرد الگو‌سازی معادلات ساختاری پرداختند. نتایج به‌دست‌آمده نشان می‌دهد نظام راهبری شرکتی دارای تأثیر منفی و معناداری بر هزینههای نمایندگی است.
خواجوی و علیزاده‌طلاتپه [11] با انجام پژوهشی دریافتند بین نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش با سطح افشای داوطلبانه رابطۀ منفی معنادار و بین نسبت کیوتوبین با سطح افشای داوطلبانه به‌ترتیب رابطۀ مثبت معناداری وجود دارد؛ ولی بین نسبت گردش دارایی‌ها و سطح افشای داوطلبانۀ شرکت‌ها رابطۀ معناداری برقرار نیست.
نتایج پژوهش اخگر و علیخانی [2] نشان داد ارائۀ مجدد صورت‌های مالی ناشی از حساب‌های اصلی با ریسک اختیاری رابطۀ معناداری دارد. همچنین، ارائۀ مجدد ازسوی حسابرس و دفعات تکرار ارائۀ مجدد نیز ارتباط معناداری با ریسک اطلاعاتی دارد که همۀ این تغییرات موجب تغییر در هزینۀ سرمایۀ شرکت نیز می‌شود.
نتایج حاصل از پژوهش برادران حسن‌زاده و همکاران [4] نشان می‌دهد رابطۀ منفی و معناداری بین هزینههای نمایندگی و کارایی سرمایه‌گذاری وجود دارد.
خواجوی و همکاران [10] با انجام پژوهشی به این نتیجه رسیدند کیفیت افشای اطلاعات تأثیر معناداری بر هزینههای نمایندگی ندارد.
نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش علی‌محمدی و همکاران [17] نشان داد بین متوسط دورۀ گردش موجودی کالا و هزینۀ نمایندگی، ارتباط معنادار مثبت وجود دارد. افزون بر این، رابطۀ معناداری بین دورۀ وصول مطالبات و هزینههای نمایندگی حاصل نشد، به‌علاوه بین دورۀ پرداخت بدهی‌ها و هزینههای نمایندگی رابطۀ معکوس و معناداری وجود دارد.
رضایی و حیدرزاده [14] با انجام پژوهشی نشان دادند بین هزینههای نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته رابطۀ منفی معنادار وجود دارد و اعتبار هیئت‌مدیره و عناصر آن شامل مدت تصدی هیئت‌مدیره، استقلال هیئت‌مدیره و عملکرد هیئت‌مدیره بر این رابطه اثر مثبت معناداری دارد. به بیان دیگر، اعتبار هیئت‌مدیره و عناصر آن، رابطه بین هزینههای نمایندگی و بازده غیرعادی انباشته را تشدید می‌کند.
آقایی و همکاران [1] دریافتند کیفیت سود به‌طور معناداری از دورۀ تحریف تا دورۀ بعد از تجدید ارائه افزایش یافته است. همچنین، تغییر اندازۀ شرکت، تغییر فروش، تغییر جریان‌های نقدی حاصل از عملیات، تغییر نسبت بدهی، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام، درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی و مدت تصدی مدیرعامل با تغییر کیفیت سود در شرکت‌های تجدید ارائه‌کننده رابطۀ معناداری دارند.
یافته‌های پژوهش ساعی و همکاران [15] حاکی از آن است نسبت توزیع فراوانی تجدید ارائه‌ها، در سال‌ها، و صنایع مختلف معنادار است. همچنین، تفاوت معناداری میان ارقام اولیه و تجدید ارائه‌شده وجود دارد.
نتایج پژوهش نمازی و رضایی [21] نشان داد بین کیفیت اقلام تعهدی، کیفیت اقلام تعهدی اصلاح‌شده بر اساس عملکرد و مربوط‌بودن اطلاعات مالی با هزینههای نمایندگی رابطۀ معکوس معناداری وجود دارد.
نتایج حاصل از پژوهش تقوی و همکاران [5] نشان داد مدیران مدیریت سود را ابزاری در راستای افزایش منافع شخصی خود و نه افزایش ارزش شرکت می‌دانند و رابطۀ مثبت معناداری بین مدیریت سود، هزینههای نمایندگی وجود دارد.
به‌طور خلاصه، پژوهش‌های پیشین در خصوص تأثیر کیفیت اطلاعات مالی بر مشکلات و هزینههای نمایندگی به نتایج یکسانی نرسیده‌اند. برخی پژوهشگران (از‌جمله پالوپولوس [42]، دی‌کاروالهو و جیومارس‌کالاتزیس [30]، نمازی و رضایی [38]، امیری و صیادزاده [24]، هانزیکر [34]، هوآنگ و ژانگ [36]، چوآنگ و همکاران [26]، و نمازی و رضایی [21]) شواهدی از تأثیر کیفیت اطلاعات بر مشکلات و هزینههای نمایندگی ارائه کرده‌اند. این در حالی است که نتایج برخی پژوهش‌‌‌ها (همچون ولی‌زاده لاریجانی و همکاران [23]، خواجوی و علیزاده‌طلاتپه [11]، و خواجوی و همکاران [10]) نشان می‌دهد بین کیفیت اطلاعات و هزینههای نمایندگی رابطه‌ای وجود ندارد. با توجه به اینکه کیفیت اطلاعات جنبه‌های مختلفی دارد و برای اندازه‌گیری آن معیارهای متعددی وجود دارد، انجام پژوهش حاضر (بررسی تأثیر قابلیت اتکای اطلاعات بر هزینههای نمایندگی) به غنای ادبیات موجود در این زمینه کمک می‌کند.
فرضیه‌ها
همان‌طور که در بخش مبانی نظری بیان شد، باتوجه به نظریۀ نمایندگی انتظار می‌رود پایین‌بودن قابلیت اتکای اطلاعات ارائه‌شده از سوی مدیران شرکت‌ها، توان این ساز‌و‌کار نظارتی را برای کاهش مشکلات و هزینههای نمایندگی محدود کند. تجدید ارائۀ صورت‌های مالی نشانه‌هایی از قابلیت اتکای پایین و یا وجود خطا در صورت‌های مالی منتشر‌شدۀ دوره یا دوره‌های قبل ارائه می‌کند [29]. اگرچه در ایران تجدید ارائۀ مستقل وجود ندارد، بیشتر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران به‌گونه‌ای پیوسته اقدام به تجدید ارائۀ صورت‌های مالی خود می‌کنند [7، 12]؛ بنابراین، در پژوهش حاضر رابطۀ وقوع و شدت تجدید ارائه به‌عنوان سنجه‌هایی معکوس از قابلیت اتکای اطلاعات مالی، با هزینههای نمایندگی بررسی می‌شود؛ بنابراین، فرضیه‌های پژوهش به این صورت طراحی شده است:
فرضیۀ 1: بین وقوع تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و هزینههای نمایندگی رابطۀ معناداری وجود دارد.
فرضیۀ 2: بین شدت تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و هزینههای نمایندگی رابطۀ معناداری وجود دارد.
روش پژوهش
این پژوهش از لحاظ رویکرد، خردگرایانه و از نظر هدف، کاربردی و از نوع توصیفی- همبستگی است. ماهیت داده‌ها کمی، بعد زمان گذشته‌نگر و مدت‌زمان آن ترکیبی است. داده‌ها و اطلاعات مورد نیاز ازطریق بانک‌های اطلاعاتی سازمان بورس و اوراق بهادار تهران، صورت‌های مالی سالانۀ شرکت‌ها، گزارش سالیانۀ هیئت‌مدیره به مجمع و نرم‌افزار ره‌آورد نوین جمع‌آوردی شده‌اند. داده‌های گردآوری‌شده با استفاده از نرم‌افزار اکسل 2013 آماده و سپس با استفاده از نرم‌افزارEViews 9 تجزیه و تحلیل شده است.
جامعه و نمونۀ آماری پژوهش
جامعۀ آماری پژوهش، شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است که به‌دلیل برخی ناهماهنگی‌هایی که میان اعضای جامعه وجود دارد، نمونه با توجه به شرایط زیر انتخاب شده است:
1. سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند‌ماه هر سال باشد.
2. شرکت طی سال‌های 1389 تا 1395 تغییر سال مالی نداده باشد.
3. تا پایان سال مالی 1388 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد.
4. اطلاعات مالی مورد نیاز برای استخراج داده‌های مورد نیاز در دسترس باشد.
5. جزء بانک‌ها و مؤسسات مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، شرکت‌های هلدینگ و لیزینگ‌ها) نباشد.
گفتنی است هرچند قلمرو زمانی این پژوهش محدود به بازه زمانی 1395-1389 است؛ اما برای به‌دست‌آوردن داده‌های مربوط به تجدید ارائۀ سال 1395، از صورت‌های مالی سال 1396 استفاده شده است. به‌همین دلیل، محدودیت دوم به‌شکل فوق مطرح شده است. با توجه به شرایط و محدودیت‌های یاد‌شده، تعداد 106شرکت در دوره زمانی 1389 تا 1395 برای بررسی انتخاب شد. نگارۀ (1) خلاصه نحوۀ دستیابی به نمونۀ پژوهش را نشان می‌دهد.
نگارۀ 1- نگاره حذف نظام مند برای نمونه پژوهش
|
محدودیت |
تعداد |
|
کل جامعۀ آماری |
515 |
|
شرکت‌هایی که بعد از سال 1389 در بورس پذیرفته شده‌اند. |
(157) |
|
بانک‌ها، مؤسسات مالی و بیمه |
(58) |
|
شرکت‌هایی که سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند‌ماه نبوده است یا تغییر سال مالی داشته‌اند. |
(79) |
|
شرکت‌هایی که داده‌های آنها برای دورۀ بررسی ناقص بود. |
(115) |
|
نمونۀ نهایی بررسی‌شده |
106 |
منبع: یافته‌های پژوهش
متغیر مستقل
با توجه به فرضیه‌های مطرح‌شده، متغیرهای مستقل پژوهش عبارت‌اند از وقوع تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و شدت آن. در پژوهش حاضر، همچون پژوهش‌های هیرشی و همکاران [35]، خواجوی و همکاران [12] و ناظمی‌اردکانی و همکاران [18] شدت تجدید ارائه، به‌وسیلۀ میزان تجدید ارائۀ سود خالص محاسبه شده که در رابطۀ (1) آورده شده است.
|
رابطه (1) |
(RESM) شدت تجدید ارائۀ سود؛ (RESNI)سود خالص تجدید ارائه‌شده؛ (NI) سود خالص گزارش‌شده اولیه؛ (TA) کل دارایی‌ها.
متغیروابسته
هزینههای نمایندگی متغیر وابسته است که برای اندازه‌گیری آن (همچون پژوهش‌های آنگ و همکاران [25]، نمازی و رضایی [38]، نمازی و رضایی [21] و خواجوی و علیزاده‌طلاتپه [11]) از نسبت‌های کارایی نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش، که چگونگی کنترل هزینههای عملیاتی توسط مدیران را اندازه‌گیری می‌کند و معیار مستقیمی از هزینههای نمایندگی محسوب می‌شود و نسبت گردش دارایی‌ها، که نشاندهندۀ کیفیت مدیریت دارایی‌های شرکت است و ازطریق تقسیم فروش سالانه به کل دارایی‌ها حاصل می‌شود و معیار معکوسی از هزینههای نمایندگی است، استفاده شده است.
متغیرهای کنترلی
متغیرهای کنترلی استفاده‌شده شامل اندازۀ شرکت، اهرم مالی و استقلال هیئت‌مدیره است. هرچه شرکت‌ها بزرگ‌تر می‌شوند، به‌دلیل پیچیده‌شدن، مالکان برای به‌دست‌آوردن اطلاعات شرکت با مشکلات بیشتری روبه‌رو می‌شوند؛ بنابراین، احتمال دارد هزینۀ نمایندگی افزایش یابد [31]؛ از این‌رو، در این پژوهش همچون پژوهش خواجوی و همکاران [12] برای سنجش اندازۀ شرکت از لگاریتم طبیعی فروش شرکت استفاده شده است. نتایج پژوهش نیکادانو و سمبنلی [40] نشان می‌دهد نسبت بدهی (اهرم مالی) بر مشکلات نمایندگی تأثیر‌گذار است. در این پژوهش نیز (همچون پژوهش‌های برادران حسن‌زاده و همکاران [4]، خواجوی و همکاران [12]، ناظمی اردکانی و همکاران [18] و نوروزی و خدادادی [22]) برای سنجش اهرم مالی از تقسیم کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها استفاده شده است. فاماو جنسن [33] با انجام پژوهشی نشان دادند انگیزۀ مدیران غیرموظف در به‌دست‌آوردن شهرت، باعث بهبود نظارت بر مدیریت شرکت به‌دلیل حضور مدیران غیرموظف در هیئت‌مدیره می‌شود و در‌نتیجه کاهش مشکلات نمایندگی را نیز به‌همراه دارد. از این‌رو، در این پژوهش (همچون پژوهش‌های نمازی و منفرد مهارلویی [20]، نمازی و رضایی [21] و رضایی و حیدرزاده [14]) استقلال هیئت‌مدیره به‌وسیلۀ نسبت اعضای غیرموظف به کل اعضای هیئت‌مدیره اندازه‌گیری شد.
الگوی پژوهش
در پژوهش حاضر، با توجه به نوع داده‌ها و روش های تجزیه و تحلیل موجود، برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از الگوهای رگرسیونی رابطۀ (2) و (3) استفاده شده است:
|
رابطۀ (2) |
AC i,t = β0+ β1RES i,t+ β2 SIZE i,t+ β3 LEV i,t+ β4BOUT i,t+εi, t |
|
رابطۀ (3) |
AC i,t = β0+ β1RESM i,t+ β2 SIZE i,t+ β3 LEV i,t+ β4BOUT i,t+εi, t |
(AC ) نشاندهندۀ هزینههای نمایندگی؛ (RES) نشاندهندۀ وقوع تجدید ارائه، یک در صورت وقوع تجدید ارائه و صفر در صورت عدم‌وقوع تجدید ارائه؛ (RESM) نشاندهندۀ شدت تجدید ارائه؛ (SIZE) معرف اندازۀ شرکت؛ (LEV) نشاندهندۀ اهرم مالی و (BOUT) معرف درصد اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره است.
یافته‌های پژوهش
آماره‌های توصیفی
آماره‌های توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش برای بررسی اولیۀ داده‌ها در نگارۀ (2) آورده شده است. مطابق با اطلاعات به‌دست‌آمده از آماره‌های توصیفی ذکر‌شده در نگارۀ (2) بیشترین میزان پراکندگی مربوط به متغیر اندازۀ شرکت است. افزون بر این، با توجه به میانگین وقوع تجدید ارائۀ صورت‌های مالی تقریباً 82درصد از شرکت‌های موجود در نمونۀ بررسی‌شده صورت‌های مالی خود را ارائۀ مجدد کرده‌اند. نسبت هزینههای عملیاتی به فروش، چگونگی کنترل هزینههای عملیاتی ازسوی مدیران را نشان می‌دهد و معیار مستقیمی از هزینههای نمایندگی است؛ بنابراین، بیشینه و کمینۀ آن به‌ترتیب نشاندهندۀ بیشترین و کمترین هزینههای نمایندگی شرکت‌های موجود در نمونۀ انتخابی است.
نگارۀ 2- آمار توصیفی متغیرها طی دورۀ پژوهش
|
متغیر |
حداقل |
حداکثر |
میانگین |
انحراف‌معیار |
میانه |
|
نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش |
0014/0 |
9172/1 |
1030/0 |
1719/0 |
0661/0 |
|
نسبت گردش دارایی‌ها |
0161/0 |
4479/2 |
8041/0 |
4348/0 |
7230/0 |
|
وقوع تجدید ارائه |
0000/0 |
0000/1 |
8167/0 |
3872/0 |
0000/1 |
|
شدت تجدید ارائه |
0000/0 |
1432/0 |
0064/0 |
0167/0 |
0004/0 |
|
اندازۀ شرکت |
007/9 |
9362/18 |
6900/13 |
4618/1 |
665/13 |
|
نسبت بدهی |
0964/0 |
4686/1 |
6466/0 |
2127/0 |
6432/0 |
|
استقلال هیئت‌مدیره |
0000/0 |
0000/1 |
6607/0 |
1870/0 |
6000/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
پایایی متغیرها
برای بررسی میزان پایایی متغیرهای پژوهش از آزمون لوین، لی و چو استفاده شده است که نتایج حاصل از آن در نگارۀ (3) آورده شده است. با توجه به کمتر‌بودن سطح معناداری آماره آزمون از مقدار 05/0، همۀ متغیرها در دورۀ پژوهش پایا هستند.
نگارۀ 3- نتایج حاصل از آزمون پایایی متغیرهای پژوهش
|
متغیرهای پژوهش |
آماره آزمون |
سطح معناداری |
|
نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش |
5924/6- |
0000/0 |
|
نسبت گردش دارایی‌ها |
4349/26- |
0000/0 |
|
وقوع تجدید ارائه |
4097/4- |
0000/0 |
|
شدت تجدید ارائه |
12/4687- |
0000/0 |
|
اندازۀ شرکت |
0799/20- |
0000/0 |
|
نسبت بدهی |
9991/15- |
0000/0 |
|
استقلال هیئت‌مدیره |
1773/10- |
0000/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
از آزمون‌های چاو و هاسمن برای انتخاب از بین روش اثرات ثابت، تصادفی و مشترک استفاده شد. نتایج حاصل از این آزمون‌ها و نوع الگوی مناسب برای برازش هر یک از فرضیه‌های پژوهش در نگارۀ (4) آورده شده است.
نگارۀ 4- نتایج حاصل از آزمون انتخاب نوع الگو برای آزمون فرضیه‌های پژوهش
|
فرضیه |
آماره آزمون چاو |
معناداری آزمون چاو |
نتیجۀ آزمون چاو |
آماره آزمون هاسمن |
معناداری آزمون هاسمن |
نتیجۀ آزمون هاسمن |
|
1-1 |
7260/6 |
0000/0 |
داده‌های ترکیبی |
2111/4 |
3782/0 |
اثرات تصادفی |
|
1-2 |
2434/2 |
0375/0 |
داده‌های ترکیبی |
8403/5 |
2114/0 |
اثرات تصادفی |
|
2-1 |
0620/8 |
0000/0 |
داده‌های ترکیبی |
8753/19 |
0153/0 |
اثرات ثابت |
|
2-2 |
1297/2 |
0481/0 |
داده‌های ترکیبی |
6585/4 |
3242/0 |
اثرات تصادفی |
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج به‌دست‌آمده از آزمون فرضیۀ اول پژوهش با استفاده از الگوی رگرسیون داده‌های ترکیبی در نگارۀ (5) آورده شده است. با توجه به اطلاعات مندرج در نگارۀ (5) ملاحظه می‌شود مقدار آماره F و سطح معناداری آن، معنادار‌بودن کلی الگوهای رگرسیون برازش‌شده را نشان می‌دهد. همان‌طور که ملاحظه می‌شود مقدار آماره دوربین واتسون در بازه 5/1-5/2 قرار دارد که نشاندهندۀ عدم‌خودهمبستگی بین خطاهای الگوست. نتایج آزمون فرضیۀ اول نشان می‌دهد بین وقوع تجدید ارائۀ صورت‌های مالی به‌عنوان معیار معکوسی از قابلیت اتکای اطلاعات و نسبت هزینههای عملیاتی به فروش به‌عنوان معیار مستقیمی از هزینههای نمایندگی رابطۀ معناداری وجود ندارد. همچنین، نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول نشان داد بین وقوع تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و نسبت گردش دارایی‌ها به‌عنوان معیار معکوسی از هزینههای نمایندگی رابطۀ معناداری برقرار نیست.
نگارۀ 5- نتایج برازش الگوهای فرضیۀ اول
|
AC i,t = β0+ β1RES i,t+ β2 SIZE i,t+ β3 LEV i,t+ β4BOUT i,t+εi, t |
|
متغیرها |
|
معیار هزینههای نمایندگی |
|
|
نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش |
نسبت گردش دارایی‌ها |
||
|
عرض از مبدأ |
Β |
4924/0 |
1445/0- |
|
آماره t |
2361/7 |
7931/0- |
|
|
|
سطح معناداری |
0000/0 |
4280/0 |
|
RES |
Β |
0043/0- |
0148/0- |
|
آماره t |
2842/0- |
3540/0- |
|
|
|
سطح معناداری |
7763/0 |
7235/0 |
|
SIZE |
Β |
0388/0- |
0691/0 |
|
آماره t |
9311/9- |
4050/6 |
|
|
|
سطح معناداری |
0000/0 |
0000/0 |
|
LEV |
Β |
1374/0 |
1656/0 |
|
آماره t |
9996/4 |
2291/2 |
|
|
|
سطح معناداری |
0000/0 |
0261/0 |
|
BOUT |
Β |
0846/0 |
1452/0- |
|
آماره t |
6274/2 |
6339/1- |
|
|
|
سطح معناداری |
0088/0 |
1027/0 |
|
Adjusted R2 |
|
1558/0 |
0623/0 |
|
آمارهF |
|
0371/34 |
8404/12 |
|
معناداری آمارهF |
|
0000/0 |
0000/0 |
|
آمارهD.W |
|
3704/2 |
3242/2 |
منبع: یافته‌های پژوهش
نگارۀ (6) نتایج به‌دست‌آمده از آزمون دومین فرضیۀ پژوهش با استفاده از الگوی رگرسیون داده‌های ترکیبی را نشان می‌دهد. با توجه به اطلاعات مندرج در نگارۀ (6) مقدار آماره Fو کمتر‌بودن سطح معناداری آن از مقدار 05/0، الگوی رگرسیون برازش‌شده معنادار است. همان‌طور که ملاحظه می‌شود مقدار آماره دوربین واتسون در بازه 5/1-5/2 قرار دارد که نشاندهندۀ عدم‌خودهمبستگی بین خطاهای الگوست. با توجه به سطح معناداری آماره t (در سطح اطمینان 95/0) مربوط به متغیر مستقل، رابطۀ معناداری بین شدت تجدید ارائۀ صورت‌های مالی به‌عنوان معیار معکوسی از قابلیت اتکای اطلاعات و نسبت هزینههای عملیاتی به فروش به‌عنوان معیار مستقیمی از هزینههای نمایندگی وجود ندارد. همچنین، بین شدت تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و نسبت گردش دارایی‌ها به‌عنوان سنجۀ معکوسی از هزینههای نمایندگی رابطۀ معناداری برقرار نیست.
نگارۀ 6- نتایج برازش الگوهای فرضیۀ دوم
|
AC i,t = β0+ β1RESM i,t+ β2 SIZE i,t+ β3 LEV i,t+ β4BOUT i,t+εi, t |
|
متغیرها |
|
معیار هزینههای نمایندگی |
|
|
نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش |
نسبت گردش دارایی‌ها |
||
|
عرض از مبدأ |
Β |
2723/0 |
1359/0- |
|
آماره t |
4340/7 |
7506/0- |
|
|
|
سطح معناداری |
0000/0 |
4532/0 |
|
RESM |
Β |
1760/0 |
1006/1- |
|
آماره t |
8441/1 |
1459/1- |
|
|
|
سطح معناداری |
0657/0 |
2522/0 |
|
SIZE |
Β |
0153/0- |
0680/0 |
|
آماره t |
9854/5- |
2154/6 |
|
|
|
سطح معناداری |
0000/0 |
0000/0 |
|
LEV |
Β |
0255/0 |
1751/0 |
|
آماره t |
2645/2 |
3326/2 |
|
|
|
سطح معناداری |
0239/0 |
0200/0 |
|
BOUT |
Β |
0326/0 |
1533/0- |
|
آماره t |
3451/3 |
7137/1- |
|
|
|
سطح معناداری |
0009/0 |
0870/0 |
|
Adjusted R2 |
|
5782/0 |
0646/0 |
|
آمارهF |
|
9042/9 |
1770/13 |
|
معناداری آماره F |
|
0000/0 |
0000/0 |
|
آمارهD.W |
|
1595/2 |
3310/2 |
|
منبع: یافته‌های پژوهش |
|||
نتایج و پیشنهادها
پژوهش حاضر برای بررسی تجربی پیش‌بینی نظریۀ نمایندگی دربارۀ کاهش توان اطلاعات با قابلیت اتکای پایین برای کاهش مشکلات و هزینههای نمایندگی در بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام گرفت. از این‌رو رابطه بین تجدید ارائۀ صورت‌های مالی (به‌عنوان معیار معکوسی از قابلیت اتکای اطلاعات مالی) و هزینههای نمایندگی برای نمونه‌ای شامل 106شرکت ایرانی در بازه زمانی 1395-1389 بررسی شد. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد بین وقوع و شدت تجدید ارائۀ صورت‌های مالی به‌عنوان سنجه‌های معکوسی از قابلیت اتکای اطلاعات با نسبت گردش دارایی‌ها به‌عنوان معیار معکوسی از هزینههای نمایندگی و نسبت هزینههای عملیاتی به فروش به‌عنوان معیار مستقیمی از هزینههای نمایندگی رابطۀ معناداری وجود ندارد؛ بنابراین، با توجه به نتایج به‌دست‌آمده می‌توان به این نتیجه رسید که بین قابلیت اتکای اطلاعات و هزینههای نمایندگی در بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطۀ معناداری برقرار نیست. این یافته هم‌راستا با پژوهش‌های ولی‌زاده لاریجانی و همکاران [23]، خواجوی و علیزاده‌طلاتپه [11] و خواجوی و همکاران [10] و مغایر با پیش‌بینی نظریۀ نمایندگی در‌خصوص تأثیر کیفیت گزارشگری مالی بر هزینههای نمایندگی و همچنین، نتایج حاصل از پژوهش‌های پالوپولوس [42]، چوآنگ و همکاران [26]، نمازی و رضایی [39] و نمازی و رضایی [21] است. یافته‌های فرعی آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد رابطۀ منفی معناداری بین اندازۀ شرکت‌ها و نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش و رابطۀ مثبت معناداری بین اندازۀ شرکت‌ها و نسبت گردش دارایی‌ها وجود دارد. به بیان دیگر، هم‌راستا با پیش‌بینی دوکاس و همکاران [31] شرکت‌های بزرگ‌تر هزینههای نمایندگی پایین‌تری دارند. همچنین، هم‌راستا با پژوهش نیکادانو و سمبنلی [40] رابطۀ مثبت معنادار بین نسبت بدهی و نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش و نسبت گردش دارایی‌ها وجود دارد. افزون بر این، همچون پژوهش تنانی و رجبی [6] و بر خلاف پژوهش بادآور نهندی و همکاران [3]، بین نسبت اعضای غیرموظف به کل اعضای هیئت‌مدیره و نسبت هزینههای عملیاتی به فروش رابطۀ مثبت معنادار وجود دارد؛ اما رابطۀ معناداری بین نسبت اعضای غیرموظف به کل اعضای هیئت‌مدیره و نسبت گردش دارایی‌ها یافت نشد.
از‌جمله دلایل احتمالی عدم‌تأثیرگذاری قابلیت اتکای اطلاعات بر هزینههای نمایندگی در بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دورۀ مورد بررسی در این پژوهش، کارا‌نبودن فرایند تنظیم و نظارت بر قراردادها، عدم‌توجه کافی سرمایه‌گذارن به پایین‌بودن قابلیت اتکای اطلاعات ارائه‌شده و عدم‌واکنش مناسب به آن اشاره کرد. به بیان دیگر، سرمایه‌گذارن حاضر در بورس اوراق بهادار تهران به پایین‌بودن قابلیت اتکای اطلاعات واکنش مناسبی نشان نمی‌دهند و در فرایند نظارت و تنظیم قراردادها به قابلیت اتکای اطلاعات ارائه‌شده توجه چندانی نمی‌شود. به‌همین دلیل، به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌شود قابلیت اتکای گزارش‌های مالی را بیشتر مد‌نظر قرار دهند؛ زیرا در این صورت با انجام واکنش‌های مناسب می‌توانند کنترل بر هزینههای نمایندگی را افزایش دهند و بر ارزش شرکت بیفزایند. همچنین، پیشنهاد می‌شود تجدید ارائۀ صورت‌های مالی به‌عنوان معیاری از قابلیت اتکای اطلاعات مالی در قراردادهای مدیران لحاظ شود تا زمینۀ لازم برای واکنش بهتر سهامداران به تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و پایین‌بودن قابلیت اتکای صورت‌های مالی فراهم شود.
به پژوهشگران آینده پیشنهاد می‌شود برای اندازه‌گیری قابلیت اتکای اطلاعات مالی در‌خصوص بررسی رابطه بین قابلیت اتکای اطلاعات مالی و هزینههای نمایندگی شرکت‌ها از معیارها و الگوهای دیگر هزینههای نمایندگی، همچون نسبت کیوتوبین، استفاده کنند. از طرفی، با توجه به اینکه بانک‌ها و مؤسسات مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی و لیزینگ‌ها) از نمونۀ این پژوهش حذف شد، پیشنهاد می‌شود پژوهشگران در پژوهش‌های آتی تأثیر قابلیت اتکای اطلاعات مالی شرکت‌ها بر هزینههای نمایندگی را در این گروه از شرکت‌ها بررسی کنند. افزون بر این، با توجه به تفاوت‌های احتمالی شرکت‌های صنایع مختلف پیشنهاد می‌شود پژوهش حاضر در نمونه‌های تفکیک‌شده بر اساس صنعت انجام شود.
)
