نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 iran- hamedan- buali sina university- departement of accounting
2 مربی گروه حسابداری دانشگاه بوعلی سینا همدان
3 دانشیار گروه حسابداری و مدیریت مالی دانشگاه شهید بهشتی
4 کارشناس ارشد حسابرسی دانشگاه شهید بهشتی
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The Audit Committee is one of the board's subsidiary committees that purpose of its' composition is to assist in oversight responsibility of the board by monitoring the financial reporting process, monitoring independent auditors, the effectiveness of internal controls and risk management activities. The purpose of this study was to investigate the impact of the audit committee characteristics, including the size, independence and financial expertise of the Audit Committee on the cost of debt and the investment efficiency of the company. In order to test the research hypotheses, multivariate regression method has been used with generalized least squares estimation method (GLS). The sample includes 90 companies listed in the Tehran Stock Exchange for the period 2011-2017, selected by systematic elimination method. The results indicate that, firstly, among the characteristics of the Audit Committee, the two variables of the size and independence of the Audit Committee have a significant impact on the cost of debt, but the impact of the financial expertise of the Audit Committee on the cost of debt is not significant; Second, size and independence of the audit committee have a significant negative effect on the investment efficiency and also the financial expertise of the audit committee has a significant and positive effect on the investment efficiency.
کلیدواژهها [English]
حاکمیت شرکتی شامل فرایندها و ساختارهایی برای مدیریت فعالیتهای تجاری شرکت است که باعث ارتقای مسئولیت پاسخگویی شرکت میشود. حاکمیت شرکتی قوی، شفافیت اطلاعات مالی و کیفیت گزارشگری مالی را افزایش میدهد. شرکتهای دارای حاکمیت شرکتی قوی، تصمیمهای سرمایهگذاری بهتری نیز میگیرند. مدیران در ساختار حاکمیت شرکتی قوی، توانایی اخذ تصمیمهای سرمایهگذاری تهاجمی و در پی آن بیشسرمایهگذاری را ندارند. همچنین شرکت برای داشتن سرمایۀ کافی با دقت برنامهریزی میکند تا در صورت وجود فرصت سرمایهگذاری سودآور، دچار مشکل تأمین مالی نشود و مسئلۀ کمسرمایهگذاری برای شرکت رخ ندهد [37]. شرکتهای دارای حاکمیت شرکتی قوی به دلیل ارائۀ اطلاعات مالی باکیفیت، نرخ هزینۀ سرمایۀ پایینتری دارند؛ به همین دلیل، حاکمیت شرکتی اثربخش، تأثیر مثبت دارد و به بهبود تصمیمهای سرمایهگذاری کارا منجر میشود و درنتیجه، ارزش شرکت را افزایش میدهد [22]. همچنین حاکمیت شرکتی اثربخش، اطلاعات نامتقارن را کاهش میدهد و مشکلات نمایندگی را با گزارشگری مالی باکیفیت میکاهد. نتایج پژوهشهای قبلی نشان میدهند اطلاعات نامتقارن و هزینههای نمایندگی در صورت ضعیفبودنِ سازوکارهای حاکمیت شرکتی، باعث تضعیف عملکرد شرکت میشود و در پی آن، بر تصمیمهای سرمایهگذاری شرکت تأثیر میگذارد و باعث به وجود آمدن تضاد منافع بین مدیران و تأمینکنندگان سرمایه شامل اعتباردهندگان و سرمایهگذاران میشود؛ به همین علت شرکتها در صورت عملکرد ضعیف شرکت، به تعبیۀ سازوکارهای حاکمیت شرکتی فرعی مانند کمیتههای حسابرسی و ریسک اقدام میکنند [35].
کمیتههای حسابرسی باعث تقویت سیستمهای حاکمیت شرکتی میشوند و نقش مهمی در اعطای اعتبار و قابلیت اتکا به اطلاعات افشاشدۀ شرکت دارند و سطح اطمینان و اعتماد تأمینکنندگان سرمایه را افزایش میدهند. نقش کمیتههای حسابرسی شامل نظارت بر گزارشگری مالی، سیستمهای کنترل داخلی، فعالیتهای مدیریت ریسک شرکت و رفتار حسابرسان داخلی و خارجی شرکت است [23]. کمیتۀ حسابرسی اثربخش برای بازار و تأمینکنندگان سرمایه بهمنزلۀ سیگنالی از قابلیت اتکا و اعتبار اطلاعات مالی و وجود فرایند نظارتی قوی داخل شرکت عمل میکنند و بر استنباط تأمینکنندگان سرمایه دربارۀ ارزش شرکت و نرخ هزینۀ سرمایۀ سهام و بدهی تأثیر میگذارد [23]. اثربخشی کمیتۀ حسابرسی باعث افزایش کیفیت گزارشگری مالی میشود [39] و درنتیجه، بر کارایی سرمایهگذاری نیز تأثیرگذار است. شرکتهای دارای کمیتۀ حسابرسی اثربخش، تمایل بیشتری برای ارائۀ اطلاعات حسابداری باکیفیت [39]، کاهش مدیریت سود [30] و مشارکت در بهبود عملکرد شرکت [27] دارند؛ بنابراین با کمیتۀ حسابرسی اثربخش، شرکت به جذب سرمایۀ مورد نیاز قادر است و آن را در پروژههای سرمایهگذاری سودآور مشارکت میدهد و از سرمایهگذاری در پروژههای سرمایهگذاری کمکیفیت اجتناب میکنند؛ بنابراین انتظار میرود ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی اثربخش بر کارایی سرمایهگذاری شرکت تأثیرگذار باشد؛ اما این مسئله بهطور خاص در پژوهشهای انجامشده شایان توجه پژوهشگران نبوده است. در پژوهشهای قبلی، تأثیر سازوکارهای راهبری شرکتی بر کارایی سرمایهگذاری بررسی شده است [41، 6، 3]؛ اما تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی، یکی از کمیتههای هیئت مدیره، بررسی نشده است.
اگرچه پژوهشهای قبلی رابطه بین مکانیزمهای حاکمیت شرکتی و مسائل نمایندگی بین مدیر - مالک را بررسی کردهاند، بهندرت رابطه بین این مکانیزمها با مسائل نمایندگی بین اعتباردهنده - مالک و تأثیر آن بر هزینۀ بدهی بررسی شده است. با وجود این، ازنظر فرهنگی در کشورهای توسعهنیافته، تأمین مالی ازطریق بدهی، رایجتر از صدور سهام است. این وجوه تأمینشدۀ اعتباردهندگان ممکن است از اهداف اصلی منحرف شوند و مدیران شرکت در راستای منافع شخصی خود یا سهامداران به هزینۀ اعتباردهندگان استفاده کنند [33]. پژوهشهای اندکی تأثیر مکانیزمهای شرکتی و خصوصاً ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی را بر هزینۀ بدهی بررسی کردهاند [25، 38] و همگی در محیط کشور آمریکا یا کشورهای توسعهیافته انجام شدهاند. برخلاف کشورهای توسعهیافته که عمدتاً کنترل با مکانیزمهای بازار انجام میشود، در کشورهای توسعهنیافته کنترل با مکانیزمهای کنترل داخلی رایجتر است؛ بنابراین مکانیزمهایی مانند کمیتۀ حسابرسی راهی برای مدیریت تضادهای بین مدیریت و اعتباردهندگان و سرمایهگذاران در این کشورها است [33]. بهعلاوه در این کشورها شرکتها برخلاف کشورهای توسعهیافته عمدتاً بر وامهای بانکی بهعنوان منبع تأمین مالی خارجی تکیه دارند. طبق نتایج چاوا، لیودان و پورناندام (2009)، بانکها و اعتباردهندگان شخصی اثربخشترند و قابلیت کنترل بیشتری نسبت به سهامداران دارند؛ زیرا آنها دسترسی بیشتری به اطلاعات مالی شرکت دارند [21].
با توجه به مطالب ذکرشده، هدف پژوهش حاضر، بررسی تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی اثربخش شامل اندازه، استقلال و تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی بر هزینۀ بدهی و کارایی سرمایهگذاری در بورس اوراق بهادار تهران است. ادامۀ پژوهش حاضر بدین صورت است که ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهشهای انجامشده، ارائه و در انتهای آن فرضیهها طرح شدهاند. در ادامه، روش پژوهش و آزمون فرضیهها و سپس یافتهها ارائه شدهاند. در انتها نیز، نتیجهگیری و پیشنهادها ارائه شده است.
مبانی نظری و تجربی پژوهش
پس از رسواییهای مالی سالیان اخیر، اهمیت کمیتۀ حسابرسی یکی از سازوکارهای راهبری شرکتی افزایش یافت و شایان توجه نهادهای قانونگذار در کشورهای مختلف شد [15]. وجود کمیتۀ حسابرسی باعث افزایش اثربخشی حاکمیت شرکت با افزایش توان نظارتی هیئت مدیره میشود [31]. کمیتۀ حسابرسی اثربخش باید دارای اعضایی با ویژگیهای استقلال، تخصص مالی و اندازه بیش از سه نفر باشد و تجربۀ اعضای آن بالا باشد تا باعث بهبود راهبری شرکتی در سازمان شود و این اطمینان حاصل شود که همۀ تصمیمها و فعالیتهای انجامشده از سویه و منافع شخصی عاریاند [15].
اندازه کمیتۀ حسابرسی
اندازه کمیتۀ حسابرسی نشاندهندۀ منابع و قدرتی است که کمیتۀ حسابرسی در اختیار دارد تا بهطور مؤثری مسئولیتهای نظارتی و گزارشگری مالی خود را انجام دهد [32]. بدارد و همکاران (2004) معتقدند کمیتههای حسابرسی بزرگ (ازنظر اندازه)، قدرت مورد نیاز، تنوع تخصص و نگرش برای اطمینان از وجود نظارتِ مؤثر را دارند [19]؛ البته پژوهشهای قبلی بیان کردند کمیتههای حسابرسی بیشازاندازه بزرگ نیز به دلیل ارتباطات، همکاری، هماهنگی و کنترل ضعیف بین اعضای کمیته موجب هزینههای اضافی برای شرکت میشوند؛ بنابراین افزایش اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، تنها در صورتی مفید است که از تعداد معینی تجاوز نکند و شرکتها باید هزینهها، منافع، اندازۀ شرکت و پیچیدگی عملیات خود را قبل از انتخاب اندازۀ مناسب برای کمیتۀ حسابرسی شایان توجه قرار دهند [14]. طبق تئوری علامتدهی، کمیتۀ حسابرسی بزرگ بهمنزلۀ سیگنالی از قابلیت اتکا فرایندهای داخلی برای بازار عمل میکنند و ریسک و هزینۀ سرمایه را برای سرمایهگذاران و اعتباردهندگان کاهش میدهد. دلیل این امر این است که تأمینکنندگان سرمایه که نمیتوانند بهطور مستقیم اطلاعات داخلی شرکت را ارزیابی کنند، به اندازۀ کمیتۀ حسابرسی بهمنزلۀ سیگنالی از قابلیت اتکا افشائیات شرکت تکیه میکنند و درنتیجه، نرخ بازده مدنظرشان را ارزیابی میکنند [23].
استقلال کمیتۀ حسابرسی
استقلال کمیتۀ حسابرسی ازطریق درصد اعضای غیرموظف کمیتۀ حسابرسی تعیین میشود. طبق نتایج پژوهشهای قبلی، اهمیت استقلال اعضای کمیتۀ حسابرسی در اطمینانبخشی به نقش نظارتی کمیتۀ حسابرسی و قابلیت اتکا فرایندهای گزارشگری مالی است [32، 34]. اعضای مستقل کمیتۀ حسابرسی، هیئت مدیره و مدیران ارشد شرکت را به چالش میکشند و قضاوتهای مستقلی را برای بهبود فرایندهای نظارت داخلی انجام میدهند و درنتیجه، اطلاعات نامتقارن بین مشارکتکنندگان در بازار و مدیران داخلی کاهش مییابند [36]. شواهد تجربی نیز نقش اعضای مستقل کمیتۀ حسابرسی را در بهبود فرایندهای نظارتی و افزایش قابلیت اتکا و اعتبار گزارشگری مالی تأیید کردهاند [42]. زمانی که کمیتههای حسابرسی از مدیران مستقل زیادی تشکیل میشوند، احتمالاً تأمینکنندگان سرمایه درک میکنند ریسک مرتبط با سرمایهگذاریشان پایینتر است و نرخ بازده کمتری از شرکت طلب میکنند.
تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی
اعضای کمیتۀ حسابرسی با تخصص مالی، احتمالاً نقش نظارتی موثرتری ایفا میکنند و مشکلات موجود در فرایندهای گزارشگری مالی را بهتر شناسایی میکنند. مانگنا و پیکه (2005) بیان کردند اعضای کمیتۀ حسابرسی با تخصص مالی ذات عدم توافقهای بین مدیریت و حسابرسان خارجی را بهتر تشخیص میدهند و همچنین به ایجاد و توسعه سیستم کنترل داخلی بهتر کمک میکنند و ریسک مرتبط با فرایند گزارشگری مالی را کاهش میدهند [34، 42]. مدیران و حسابرسان مستقل برای کمیتههای حسابرسی با اعضای بدون تخصص مالی نقش نظارتی ضعیفتری قائلاند [34، 32]. نتایج پژوهشهای قبلی نیز نشان میدهند اعضای کمیتۀ حسابرسی دارای تخصص مالی باعث بهبود اثربخشی کمیتۀ حسابرسی با کاهش تقلب در صورتهای مالی [12]، کاهش مدیریت سود [30] و افزایش سطح افشا [34] میشوند.
بارا و همکاران (2010) ادّعا کردند استقرار کمیتۀ حسابرسی، یکی از مهمترین عوامل تعیینکنندۀ مکانیزم نظارتی مؤثر در شرکتها است. در متون حاکمیت شرکتی، کمیتههای حسابرسی اصولاً در قبال نظارت بر فرایند گزارشگری مالی مسئولیت دارند و میتوانند سیگنالهای مهمی به مشارکتکنندگان در بازار سرمایه بفرستد. زمانی که قابلیت اتکا و اعتبار اطلاعات مسئلهای شایان توجه باشد، تأمینکنندگان سرمایه، بیشتر به ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی بهمنزلۀ مهمترین سیگنال دربارۀ قابلیت اتکا و اعتبار فرایندهای نظارتی داخل شرکت توجه میکنند. نبود اطلاعات قابل اتکا میتواند ارزش شرکت را از دید تأمینکنندگان سرمایه کاهش دهد و نرخ هزینۀ سرمایه و بدهی را افزایش دهد؛ بنابراین این ارزش علامتدهی کمیتههای حسابرسی نگرانیهای تأمینکنندگان سرمایه را دربارۀ درستی افشائیات شرکت برطرف میکند و نرخ هزینۀ سرمایه و بدهی شرکت را کاهش میدهد [18، 14]. نتایج پژوهشهای بررسیشده در رابطه بین حاکمیت شرکتی و هزینۀ بدهی (مانند [25، 38])، مطابق با این استدلال است که اعتباردهندگان علاقمند به وجود مکانیزمهای نظارتی، احتمال انجام اعمال فرصتطلبانۀ مدیران را محدود میکنند؛ بنابراین کیفیت نظارت ارکان حاکمیت شرکتی مانند کمیتۀ حسابرسی، ریسک اعتباردهندگان را کاهش میدهد و درنتیجه، آنها صرف ریسک کمتری از شرکت تقاضا میکنند [33].
برای افزایش سطح کارایی سرمایهگذاری، شرکتها باید ساختار سرمایۀ خود را تقویت کنند تا توانایی کافی برای تأمین مالی فرصت سرمایهگذاری سودآور (دارای خالص ارزش فعلی مثبت) را داشته باشند [43]؛ اما ممکن است مدیران، برخی از پروژههای سرمایهگذاری سودآور را به بهانۀ ناتوانی مالی کافی رد کنند و درنتیجه، مسئلۀ کمسرمایهگذاری رخ دهد [28]. ازطرفی، باوجود سازوکار حاکمیت شرکتی ضعیف، اگرچه ممکن است شرکت، سرمایۀ کافی را در اختیار داشته باشد، ممکن است مدیران به ارتکاب تقلب [40] و سوءاستفاده از منابع شرکت با سرمایهگذاری ناکارا در راستای منافع شخصی و بیشسرمایهگذاری تمایل داشته باشند [43].
پیشینۀ تجربی
آپوهامی (2018) تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی بر هزینۀ سرمایۀ سهام را در کشور استرالیا بررسی کرد. نتایج نشان دادند ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی مانند اندازۀ کمیته، تعداد جلسات کمیته و استقلال کمیتۀ حسابرسی، تأثیر معنادار و منفی بر نرخ هزینۀ سرمایۀ سهام دارند؛ اما تخصص مالی اعضای کمیته، تأثیر معناداری بر نرخ هزینۀ سرمایۀ سهام ندارد [14]. نور و همکاران (2018) رابطه بین استقلال کمیتۀ حسابرسی و انتخاب حسابرس را با کارایی سرمایهگذاری در 200 شرکت برتر بورس اوراق بهادار کشور مالزی انجام دادند. نتایج نشان دادند استقلال کمیتۀ حسابرسی، تأثیری بر کارایی سرمایهگذاری ندارد؛ اما انتخاب حسابرس تأثیر مستقیمی بر کارایی سرمایهگذاری دارد [37].
آپیا و آمون (2017) تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی را بر ورشکستگی شرکت در کشور انگلستان و در بازه زمانی 2011-1994 و در نمونهای متشکل از 98 شرکت ورشکسته و 268 شرکت سالم بررسی کردند. نتایج نشان دادند ورشکستگی شرکت رابطۀ منفی معناداری با تعداد جلسات و استقلال کمیتۀ حسابرسی دارد؛ اما استقرار و اندازه کمیتۀ حسابرسی تأثیری بر ورشکستگی شرکت ندارد [13]. بالاگوبی (2017) رابطه بین ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی (شامل اندازه، استقلال، تخصص و تعداد جلسات کمیتۀ حسابرسی) و محتوای ارزشی اطلاعات حسابداری (سود هر سهم و ارزش دفتری هر سهم) را در کشور سریلانکا بررسی کرد. نتایج نشان دادند ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی شامل اندازه، تخصص و تعداد جلسات تأثیر معناداری بر ارزش دفتری هر سهم دارند. همچنین تخصص مالی کمیته تأثیر معناداری بر محتوای ارزشی سود هر سهم دارد [17]. خماخم و نکیری (2015) تأثیر ویژگیهای حاکمیت شرکتی و کمیتۀ حسابرسی را بر هزینۀ سرمایه بررسی کردند. نتایج نشان دادند اندازۀ کمیتۀ حسابرسی تأثیر منفی معناداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام دارد. همچنین دوگانگی وظیفۀ مدیرعامل، تأثیر مثبت معناداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام دارد [29].
باچا (2014) عوامل تعیینکنندۀ هزینۀ بدهی را در کشور تونس و در بازه زمانی 2011-2000 بررسی کرد. متغیرهای بررسیشده شامل اندازه و استقلال هیئت مدیره، مالکیت نهادی، تمرکز مالکیت، وجود و استقلال کمیتۀ حسابرسی، اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی بودند. نتایج نشان دادند متغیرهای اندازۀ هیئت مدیره، مالکیت نهادی و اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی تأثیر منفی معناداری بر هزینۀ بدهی دارند؛ در حالی که رابطه بین استقلال هیئت مدیره، وجود و استقلال کمیتۀ حسابرسی و تمرکز مالکیت با هزینۀ بدهی معنادار نیست [16]. بدارد و همکاران (2004) تأثیر تخصص، استقلال و فعالیت کمیتۀ حسابرسی را بر مدیریت سود تهاجمی در کشور آمریکا بررسی کردند. نتایج نشان دادند مدیریت سود تهاجمی (افزاینده درآمد)، رابطۀ معکوسی با تخصص مالی، استقلال و فعالیت در هیئت مدیره اعضای کمیتۀ حسابرسی دارد [19].
سعادتمند و علوی (1398) تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی را در نمونهای متشکل از 97 شرکت دربازه زمانی 1396-1391 بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان دادند اندازۀ کمیتۀ حسابرسی تأثیر منفی معناداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام دارد؛ اما تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی تأثیر معناداری بر هزینۀ سرمایۀ سهام ندارد [5]. کرمی و همکاران (1397) رابطه بین تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی و مدیریت انتظارات را بررسی کردند. با استفاده از اطلاعات 112 شرکت بورسی در بازه زمانی 1395-1391، نتایج آنها نشان دادند حضور اعضای متخصص در کمیتۀ حسابرسی بر احتمال رخداد مدیریت انتظارات و ایجاد اختلاف سود نامنفی حاصل از آن تأثیر نمیگذارد، اما میزان مدیریت انتظارات کاهش مییابد [10]. کیان و فقیه (1397) تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی (شامل تخصص حسابداری و استقلال) بر ریسک شرکت را بررسی کردند. برای سنجش ریسک از نوسانپذیری بازده سهام استفاده شد. نتایج نشان دادند تخصص حسابداری و استقلال کمیتۀ حسابرسی تأثیر مثبت معناداری بر نوسانپذیری بازده سهام دارد [11].
طالبنیا و رجبدری (1397) تأثیر کمیتۀ حسابرسی بر خطر سقوط قیمت سهام را بررسی کردند. نمونه آماری شامل 76 شرکت بورسی در بازه 1395-1391 بود. نتایج نشان دادند متغیرهای مؤثر بر کیفیت کمیتۀ حسابرسی در افشای داوطلبانه اخلاق، تأثیر معناداری بر خطر سقوط قیمت سهام دارد [8]. فخاری و همکاران (1396) تأثیر تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی را بر محیط اطلاعاتی شرکت بررسی کردند. محیط اطلاعاتی با متغیرهای اندازۀ شرکت، مالکیت نهادی، فرصتهای رشد، عمر شرکت، اطلاعات نامتقارن، خطای پیشبینی سود، دفعات گردش سهام، نوسانپذیری بازده سهام و نسبت نقدینگی آمیهود بهصورت شاخصی جامع اندازهگیری شد. نتایج حاصل از بررسی 121 شرکت بورسی در بازه زمانی 1394-1391 نشان دادند بین تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی و محیط اطلاعاتی شرکت، رابطۀ مثبت معنادار وجود دارد [7].
صفری گرایلی و همکاران (1396) تأثیر اثربخشی کمیتۀ حسابرسی (با سه متغیر تخصص مالی، استقلال و اندازۀ کمیته) و محتوای ارزشی اطلاعات حسابداری را در نمونهای شامل 103 شرکت بورسی در بازه زمانی 1391 الی 1394 بررسی کردند. نتایج حاکی از این بود که اثربخشی کمیتۀ حسابرسی، مربوطبودن سود و مربوطبودن ارزش دفتری هر سهم را افزایش میدهد [7]. حاجیها و کریمی (1396) اثر استقلال کمیتۀ حسابرسی را بر تصمیمات سرمایهگذاری سرمایهگذاران بررسی کردند. نتایج نشان دادند حدود 39 % از تغییرات اعتماد سرمایهگذاران برای سرمایهگذاری با سه سازۀ وجود کمیتۀ حسابرسی، استقلال کمیتۀ حسابرسی و انتخاب حسابرس توجیهپذیر است که حدود 13% آن مختص به استقلال کمیتۀ حسابرسی است [4]. اورادی و همکاران (1395) رابطه بین ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی (اندازه، استقلال و تخصص مالی) و عملکرد شرکت را در نمونهای شامل 132 شرکت در بازه زمانی 1391 تا 1393 بررسی کردند. نتایج نشان دادند بین تخصص مالی کمیته و استقلال کمیته با عملکرد، رابطۀ مستقیم و معنادار وجود دارد؛ اما بین اندازۀ کمیته و عملکرد شرکت، رابطۀ معناداری مشاهده نشد [2].
با توجه به پیشینۀ نظری و تجربی، فرضیههای پژوهش به شرح زیر تدوین شدهاند:
فرضیه اوّل: اندازه کمیتۀ حسابرسی، تأثیر معناداری بر هزینۀ بدهی دارد.
فرضیه دوم: استقلال کمیتۀ حسابرسی، تأثیر معناداری بر هزینۀ بدهی دارد.
فرضیه سوم: تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی، تأثیر معناداری بر هزینۀ بدهی دارد.
فرضیه چهارم: اندازه کمیتۀ حسابرسی، تأثیر معناداری بر کارایی سرمایهگذاری دارد.
فرضیه پنجم: استقلال کمیتۀ حسابرسی، تأثیر معناداری بر کارایی سرمایهگذاری دارد.
فرضیه ششم: تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی، تأثیر معناداری بر کارایی سرمایهگذاری دارد.
روش پژوهش
پژوهش حاضر ازنظر هدف، از نوع کاربردی، ازنظر ماهیتْ اصیل، ازنظر ماهیت داده از نوع کمی، از بعد روش شناخت از دستۀ تجربی، از لحاظ نوع استدلال از دستۀ قیاسی- استقرائی، ازنظر زمانْ گذشتهنگر و ازحیث روش جمعآوری اطلاعات از نوع کتابخانهای (آرشیوی) است. برای گردآوری دادههای پژوهش از بانک اطلاعاتی رهآورد نوین و گزارشهای منتشره استفاده شده است. بهمنظور تجزیه و تحلیل دادههای پژوهش، نرمافزارهای EViews و Stata بهکار رفته و برای برآورد مدلهای پژوهش، از تحلیل رگرسیون با دادههای ترکیبی استفاده شده است.
جامعه و نمونۀ آماری
جامعۀ آماری پژوهش حاضر، کلیۀ شرکتهای فعال در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی 1396-1391 هستند که پایان سال مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه باشد و طی دورۀ زمانی بررسیشده، تغییر سال مالی نداده باشند، جزو شرکتهای فعال در حوزههای مالی، سرمایهگذاری، بانکها، بیمهها و هلدینگ نباشند و از سال 1391 کمیتۀ حسابرسی را ایجاد و اطلاعات آن را افشا کرده باشند. با اِعمال شروط یادشده، تعداد 90 شرکت (معادل 540 سال ـ شرکت) انتخاب شدهاند.
مدلها و متغیرهای پژوهش
برای آزمون فرضیههای پژوهش از مدلهای زیر استفاده شده است (مدل (1) برای آزمون سه فرضیه اول و مدل (2) برای آزمون سه فرضیه دوم):
|
مدل (1) |
|
|
مدل (2) |
تعاریف و نقش متغیرها در مدلها در ادامه ارائه میشوند.
هزینۀ بدهی
نرخ هزینۀ بدهی (CoD) متغیر وابسته است که به پیروی از پژوهشهای قبلی، مانند [33، 38]، با تقسیم جمع هزینۀ مالی بر بدهیهای بهرهدار محاسبه شده است.
کارایی سرمایهگذاری
کارایی سرمایهگذاری (Inv-Eff) به پذیرش تمامی پروژههای سرمایهگذاری سودآور (دارای خالص ارزش فعلی مثبت) از شرکت اشاره دارد. به پیروی از پژوهشهای قبلی، مانند [22، 20]، کارایی سرمایهگذاری با انحراف سرمایهگذاری بهینه نسبت به فرصتهای رشد شرکت محاسبه شده است. باقیماندههای مدل (3) بیانکنندۀ ناکارایی سرمایهگذاریاند؛ به طوری که باقیماندههای منفی نشانۀ کمسرمایهگذاری و باقیماندههای مثبت نشانۀ بیشسرمایهگذاریاند.
|
مدل (3) |
در مدل (3)، Invest: سرمایهگذاری (جمع پرداخت بابت سود سهام و بهره، پرداخت بابت دارایی ثابت منهای دریافت بابت فروش دارایی ثابت) است که بر جمع داراییها تقسیم میشود. RevGrowth: نرخ رشد فروش دو سال متوالی است و Neg: متغیری مجازی است که اگر رشد فروش منفی (مثبت و صفر) باشد، یک (صفر) را میگیرد. مدل (3) برای هر سال و هر صنعت بهطور مجزا تخمین زده خواهد شد [22].
ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی
سه ویژگی کمیتۀ حسابرسی اندازه (AC-Size)، استقلال (AC-Ind) و تخصص مالی (AC-FinExp) در پژوهش حاضر لحاظ شدهاند. اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، تعداد اعضای کمیتۀ حسابرسی شرکتاند که طبق دستورالعمل کمیتۀ حسابرسی بورس اوراق بهادار تهران عموماً بین 3 تا 5 نفرند. استقلال کمیتۀ حسابرسی با نسبت تعداد اعضای غیرموظف کمیتۀ حسابرسی به تعداد کل اعضای کمیتۀ حسابرسی محاسبه شده است. تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی نیز به پیروی از [26، 29]، با نسبت تعداد اعضای دارای مدرک تحصیلی حسابداری و حسابرسی (که دارای توانایی و تجربۀ کافی برای تجزیه و تحلیل اطلاعات مالی و مسلط بر فرایند گزارشگری مالیاند) به تعداد کل اعضای کمیته محاسبه شده است.
متغیرهای کنترلی
در این پژوهش به پیروی از پژوهشهای قبلی، مانند [11، 14]، چند متغیر کنترلی وارد مدلها شدهاند: اندازۀ شرکت بر ریسک شرکت و درنتیجه، هزینۀ بدهی تأثیر دارد. همچنین اندازۀ شرکت بیانکنندۀ منابع در اختیار شرکت است و ازطرفی شرکتهای بزرگ به نظارت بیشتری نیاز دارند و درنتیجه، اندازۀ شرکت بر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی نیز مؤثر است [24]. اندازه با لگاریتم طبیعی جمع داراییها محاسبه شده است. عمر شرکت نیز بر شهرت و اعتبار شرکت و درنتیجه، بر هزینۀ بدهی مؤثر است. عمر شرکت با لگاریتم طبیعی عدد یک بهعلاوۀ تعداد سالهای فعالیت شرکت در بورس اوراق بهادار محاسبه شده است. کیفیت حسابرسی، عاملی است که بر کیفیت گزارشگری مالی تأثیر دارد و با کاهش اطلاعات نامتقارن بر هزینۀ بدهی شرکت تأثیرگذار است. کیفیت حسابرسی با متغیر اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی اندازهگیری شده است. اگر مؤسسۀ حسابرسی شرکتی دارای رتبه «الف» طبق رتبهبندی جامعۀ حسابداران رسمی ایران باشد، مقدار یک و در غیر این صورت (یعنی حائز رتبههای «ب»، «ج» و «د») مقدار صفر میگیرد. جریان نقدی عامل مهمی در اخذ تصمیمهای تأمین مالی و سرمایهگذاری است و بر هزینۀ بدهی و کارایی سرمایهگذاری تأثیرگذار است [20]. جریان نقدی نیز با نسبت خالص جریان نقد عملیاتی، تقسیم بر جمع کل داراییها محاسبه شده است. با استدلالی مشابه اندازه، شرکتهای دارای نسبت بدهی بالاتر نیز دارای ریسک بیشتریاند و همچنین افزایش نسبت بدهی باعث افزایش نظارت اعتباردهندگان (هزینه نمایندگی) بر شرکت میشود و این مسئله بر هزینۀ بدهی شرکت تأثیر میگذارد [13]. نسبت بدهی برابر با جمع کل بدهی، تقسیم بر جمع کل دارایی است. شرکتهای دارای فرصت رشد بالاتر به مدیریت سود و نیز سرمایهگذاری، تمایل بیشتری دارند و درنتیجه، تقاضای بیشتری برای تأمین مالی دارند و این مسئله بر هزینۀ بدهی و ازطرفی بر کارایی سرمایهگذاری موثر است. فرصت رشد با مقیاس کیو توبین اندازهگیری شده است (کیو توبین با جمع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری بدهی، تقسیم بر جمع کل، ارزش دفتری دارایی به دست میآید). سودآوری نیز متغیری است که با تأثیرگذاری بر ریسک شرکت، بر هزینۀ بدهی تأثیر دارد [16]. سودآوری با سود خالص سالانه، تقسیم بر جمع داراییها محاسبه شده است.
یافتههای پژوهش
آمارههای توصیفی متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه شدهاند. متوسط تخصص مالی 62/0 یعنی تقریباً از هر سه نفر عضو کمیته دو نفر دارای تخصص حسابداری و حسابرسی است، متوسط استقلال 36/0 که مقدار پایینی است، بیانکنندۀ وجود تقریباً یک نفر مستقل از بین هر سه نفر در کمیته است که حداقل مندرج در دستورالعمل کمیتۀ حسابرسی سازمان بورس است و متوسط اندازۀ کمیتۀ حسابرسی 14/3 نفرند که نزدیک به حداقل تعداد اعضا یعنی سه نفر است. میانگین 63/1 نسبت توبین نیز بیانکنندۀ وجود فرصت رشد است.
جدول1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
|
نماد |
متغیر |
میانگین |
بیشینه |
کمینه |
انحراف استاندارد |
|
AC-FinExp |
تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی |
62/0 |
00/1 |
00/0 |
29/0 |
|
AC-Ind |
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
36/0 |
00/1 |
00/0 |
18/0 |
|
AC-Size |
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
14/3 |
00/5 |
00/3 |
51/0 |
|
Auditor |
اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی |
83/0 |
00/1 |
00/0 |
37/0 |
|
CoD |
هزینۀ بدهی |
14/0 |
30/0 |
08/0 |
07/0 |
|
CFO |
جریان نقدی |
11/0 |
64/0 |
42/0- |
12/0 |
|
Inv |
سرمایهگذاری |
12/0 |
51/0 |
33/0- |
08/0 |
|
Lev |
نسبت بدهی |
64/0 |
96/0 |
11/0 |
22/0 |
|
Q |
کیو توبین |
63/1 |
08/5 |
30/0 |
69/0 |
|
ROA |
بازده داراییها |
09/0 |
54/0 |
59/0- |
12/0 |
نتایج آزمونهای لیمر و هاسمن
آزمون لیمر برای انتخاب از بین روش تابلویی و رگرسیون مقید انجام میشود (فرض صفر این آزمون روش رگرسیون مقید است) و در صورتی که نتیجۀ آزمون، روش پانل باشد (یعنی فرض صفر رد شود)، آزمون هاسمن برای انتخاب از بین روشهای پانل اثرات ثابت و پانل اثرات تصادفی انجام خواهد شد و در صورتی که نتیجۀ آزمون لیمر روش رگرسیون مقید باشد، آزمون LR بروش - پاگان برای انتخاب از بین روش رگرسیون مقید و روش اثرات تصادفی انجام خواهد شد [1]. نتایج آزمونهای لیمر، هاسمن و بروش - پاگان برای مدلهای پژوهش در جدول (2) ارائه شدهاند.
جدول 2- نتایج آزمونهای تشخیصی لیمر و هاسمن
|
مدل |
معناداری آزمون لیمر |
نتیجۀ آزمون لیمر |
معناداری آزمون هاسمن |
نتیجۀ آزمون هاسمن |
|
مدل (1) |
00/0 |
دادههای تابلویی |
00/0 |
روش اثرات ثابت |
|
مدل (2) |
00/0 |
دادههای تابلویی |
00/0 |
روش اثرات ثابت |
|
مدل (3) |
00/0 |
دادههای تابلویی |
00/0 |
روش اثرات ثابت |
نتایج برآورد مدلها و آزمون فرضیه
بهمنظور آزمون فرضیههای اول تا سوم، از نتایج تخمین مدل (1) ارائهشده در جدول (3) استفاده شده است. درخور ذکر است نتایج آزمونهای نقض
فروض کلاسیک شامل آزمونهای واریانس ناهمسانی، عدمخودهمبستگی سریالی و عدمهمخطی نیز در انتهای جدول (3) ارائه شدهاند.
جدول3- نتایج برآورد مدل (1) پژوهش
|
متغیر |
نماد |
ضریب رگرسیون |
آماره t |
معناداری |
آماره VIF |
|
تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی |
AC-FinExp |
00251/0 |
86/0 |
388/0 |
43/1 |
|
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
AC-Ind |
00733/0 |
86/2 |
004/0 |
13/2 |
|
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
AC-Size |
02001/0 |
69/3 |
000/0 |
77/1 |
|
عمر شرکت |
Age |
00350/0 |
11/2 |
034/0 |
14/1 |
|
اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی |
Auditor |
00536/0 |
99/5 |
000/0 |
22/1 |
|
جریان نقدی |
CFO |
03659/0 |
75/6 |
000/0 |
06/1 |
|
نسبت بدهی |
Lev |
01834/0- |
06/2- |
039/0 |
01/1 |
|
کیو توبین |
Q |
00073/0 |
32/0 |
746/0 |
00/1 |
|
بازده داراییها |
ROA |
04494/0- |
27/12- |
000/0 |
01/1 |
|
اندازه |
Size |
02900/0- |
00/19- |
000/0 |
33/1 |
|
جزو ثابت |
46789/0 |
16/18 |
000/0 |
- |
|
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
81/0 |
معناداری آماره ولدریج |
42/0 |
آماره F |
47/50 |
|
معناداری آماره والد تعدیلشده |
19/0 |
آماره دوربین - واتسون |
80/1 |
معناداری آمارهF |
000/0 |
با توجه به نتایج ارائهشده در جدول 3، مدل 1 دارای واریانس ناهمسانی بوده (معناداری آماره والد تعدیل شده) و با توجه به اینکه فاقد خودهمبستگی سریالی است (معناداری آماره ولدریج)، با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیمیافته تخمین زده شده است. معناداری آماره F بیانکنندۀ معناداری مدل رگرسیون است و ضریب تعیین تعدیلشده مدل 81/0 است. مقادیر آماره عامل تورم واریانس (VIF) نیز مبین عدمهمخطی بین متغیرهای توضیحی است. مقادیر برای عدمهمخطی باید کمتر از عدد 5 باشند [1]. بهمنظور آزمون فرضیههای پژوهش از آزمون t برای متغیر مستقل مربوط به هر فرضیه استفاده شده است. با توجه به معناداری آماره t متناظر با متغیر مستقل مدنظر دربارۀ تأیید یا رد فرضیه تصمیمگیری شده است. با توضیحات یادشده، متغیر مستقل فرضیه اول اندازۀ کمیتۀ حسابرسی است و معناداری آماره t
متناظر با آن 000/0 است که در سطح خطای 1% معنادار است و به معنای تأیید فرضیه اول است. با توجه به مثبتبودن ضریب رگرسیون متغیر اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، رابطه بین اندازۀ کمیتۀ حسابرسی با هزینۀ بدهی مستقیم است. با استدلالی مشابه متغیر مستقل فرضیه دوم استقلال کمیتۀ حسابرسی است که معناداری آماره t متناظر با آن 004/0 است که در سطح خطای 1% معنادار است و به معنای پذیرش فرضیه دوم است. با توجه به مثبتبودن ضریب رگرسیون متغیر استقلال کمیتۀ حسابرسی، رابطه بین استقلال کمیتۀ حسابرسی و هزینۀ بدهی مستقیم است. متغیر مستقل فرضیه سوم تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی است که معناداری آماره t متناظر با آن 388/0 است که در سطح خطای 1% معنادار نیست؛ بنابراین فرضیه سوم رد میشود. در بین متغیرهای کنترلی بهجز متغیر کیو توبین، تمامی متغیرهای کنترلی معنادارند.
بهمنظور سنجش پایایی و استحکام نتایج تخمین مدل (1) و آزمون فرضیههای اول تا سوم، متغیر وابسته هزینۀ بدهی به پیروی از باچا (2014) [16] ازطریق نسبت هزینۀ بهرۀ پرداختی به متوسط جمع کل بدهی محاسبه شد و مدل (1) مجدد با ورود متغیرهای مجازی سال و صنعت (بهازای هر سال یک متغیر مجازی و بهازای هر صنعت نیز به همین شکل) تخمین زده شد. نتایج بهدستآمده از تخمین مدل (1) تعدیلشده، بیانکنندۀ ردنشدن فرضیههای اول و دوم و رد فرضیه سوم است؛ با این تفاوت که علامت ضریب رگرسیون هر سه متغیر مستقل در این تخمین منفی است که بیانکنندۀ رابطۀ معکوس بین اندازۀ کمیتۀ حسابرسی و استقلال کمیتۀ حسابرسی با هزینۀ بدهی است؛ یعنی با افزایش اندازه و استقلال کمیتۀ حسابرسی، هزینۀ بدهی کاهش مییابد.
برای آزمون فرضیههای چهارم تا ششم، از نتایج تخمین مدل 2 مندرج در جدول 4 استفاده شده است. درخور ذکر است قبل از تخمین مدل 2، ابتدا مدل 3 برآورد شده و باقیماندههای آن، متغیر کارایی سرمایهگذاری لحاظ شده است.
جدول 4- نتایج برآورد مدل (2) پژوهش
|
متغیر |
نماد |
ضریب رگرسیون |
آماره t |
معناداری |
آماره VIF |
|
تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی |
AC-FinExp |
01396/0 |
06/3 |
002/0 |
50/1 |
|
استقلال کمیتۀ حسابرسی |
AC-Ind |
01109/0- |
09/2- |
037/0 |
98/1 |
|
اندازۀ کمیتۀ حسابرسی |
AC-Size |
02825/0- |
34/4- |
000/0 |
46/1 |
|
عمر شرکت |
Age |
00913/0- |
41/2- |
016/0 |
25/1 |
|
اندازۀ مؤسسه حسابرسی |
Auditor |
00035/0 |
23/0 |
818/0 |
44/1 |
|
جریان نقدی |
CFO |
18868/0 |
18/8 |
000/0 |
01/1 |
|
نسبت بدهی |
Lev |
00999/0- |
63/0- |
526/0 |
28/1 |
|
کیو توبین |
Q |
00332/0 |
30/2 |
021/0 |
03/1 |
|
بازده داراییها |
ROA |
01136/0- |
55/0- |
581/0 |
11/1 |
|
اندازه |
Size |
03632/0- |
60/7- |
000/0 |
65/1 |
|
جزو ثابت |
58076/0 |
09/9 |
000/0 |
- |
|
|
وقفۀ مرتبۀ اول |
AR(1) |
36105/0- |
38/23- |
000/0 |
- |
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
70/0 |
معناداری آماره ولدریج |
83/0 |
آماره F |
66/9 |
|
معناداری آماره والد تعدیلشده |
09/0 |
آمارۀ دوربین - واتسون |
44/2 |
معناداری آمارهF |
000/0 |
با توجه به نتایج ارائهشده در جدول 4، مدل 2 دارای واریانس ناهمسانی است (معناداری آماره والد تعدیل شده) و با توجه به اینکه دارای خودهمبستگی سریالی است (معناداری آماره ولدریج)، ابتدا یک وقفه AR(1) برای رفع خودهمبستگی به مدل اضافه شده، سپس با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیمیافته تخمین زده شده است. معناداری آماره F بیانکنندۀ معناداری مدل رگرسیون است و ضریب تعیین تعدیلشده مدل 70/0 است. مقادیر آماره عامل تورم واریانس (VIF) نیز مبین عدمهمخطی بین متغیرهای توضیحیاند.
متغیر مستقل فرضیه چهارم، اندازۀ کمیتۀ حسابرسی است که با توجه به معناداری آماره t متناظر با آن 000/0 در سطح خطای 1% معنادار است؛ بنابراین فرض وجود رابطه پذیرفته میشود و فرضیه چهارم تأیید میشود. با توجه به منفیبودن ضریب رگرسیون متغیر اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، رابطه بین دو متغیر منفی است؛ به عبارتی با افزایش اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، ناکارایی سرمایهگذاری کاهش مییابد.
متغیر مستقل فرضیه پنجم، استقلال کمیتۀ حسابرسی است که معناداری آماره t آن 037/0 است و در سطح خطای 5% معنادار است؛ بنابراین فرض وجود رابطه، تأیید و فرضیه پنجم پذیرفته میشود. با توجه به منفیبودن ضریب رگرسیون متغیر مذکور، رابطه بین دو متغیر منفی است. به عبارت دیگر، با افزایش استقلال کمیتۀ حسابرسی، ناکارایی سرمایهگذاری کاهش مییابد.
متغیر مستقل فرضیه ششم، تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی است که آماره t متناظر با آن 002/0 است و در سطح خطای 1% معنادار است درنتیجه، فرضیه سوم مبنی بر وجود رابطه بین تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی و ناکارایی سرمایهگذاری پذیرفته میشود. در بین متغیرهای کنترلی بهجز سه متغیر اندازۀ مؤسسه حسابرسی، نسبت بدهی و بازده داراییها، سایر متغیرها معنادارند.
بهمنظور سنجش پایایی و استحکام نتایج تخمین مدل (2) و آزمون فرضیههای چهارم تا ششم، متغیر وابسته مدل یعنی کارایی سرمایهگذاری به پیروی از وردی (2006) [43] ازطریق تقاضای سرمایهگذاری بهمنزلۀ تابعی از نسبت کیو توبین (باقیماندههای تخمین مدل "4" که در ادامه ذکر شده است) محاسبه شد و مدل (2) مجدد با ورود متغیرهای مجازی سال و صنعت تخمین زده شد. نتایج تخمین مدل (2) تعدیلشده بیانکنندۀ ردنشدن فرضیههای چهارم، پنجم و ششم است؛ با این تفاوت که علامت ضریب رگرسیون هر سه متغیر مستقل در این تخمین مثبت است که بیانکنندۀ رابطۀ مستقیم بین اندازۀ کمیتۀ حسابرسی، استقلال کمیتۀ حسابرسی و تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی با کارایی سرمایهگذاری است؛ یعنی با افزایش اندازه، استقلال و تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی، کارایی سرمایهگذاری افزایش مییابد.
|
مدل (4) |
نتیجهگیری و پیشنهادها
کمیتۀ حسابرسی ازجمله سازوکارهای حاکمیت شرکتی نوپا در بازار سرمایه ایران است که از سال 1391 ایجاد آن برای شرکتهای بورسی طبق دستورالعمل کنترلهای داخلی و کمیتۀ حسابرسی الزامی شده است. بعد از گذشت 6 سال از ایجاد کمیتۀ حسابرسی توسط شرکتهای بورسی، بررسی اثربخشی این سازوکار فرعی هیئت مدیره مهم است تا ضعفها و ناکاراییهای موجود با پژوهشها کشف و اصلاح شوند. در پژوهش حاضر، تأثیر ویژگیهای کمیتۀ حسابرسی اثربخش شامل اندازه، استقلال و تخصص مالی بر هزینۀ بدهی و کارایی سرمایهگذاری بررسی شده است. نتایج آزمون فرضیهها نشان دادند اندازه و استقلال کمیتۀ حسابرسی تأثیر معناداری بر هزینۀ بدهی دارند. همچنین نتایج نشان دادن اندازه، استقلال و تخصص مالی کمیتۀ حسابرسی تأثیر معناداری بر کارایی سرمایهگذاری دارند. نتایج بهدستآمده در این پژوهش با نتایج آپوهامی (2018) [14] و خماخم و نکیری (2015) [29]، سعادتمند و علوی (1398) [7] و حاجیها و کریمی (1396) [4]، همسو و متضاد با نتایج نور و همکاران (2018) [37] است. فرضیههای پژوهش حاضر در پژوهشهای داخلی بررسی نشدهاند. نتایج بهدستآمده در این پژوهش در مجموع نشاندهندۀ تأثیرگذاری کمیتۀ حسابرسی اثربخش بر سیاستهای مالی و سرمایهگذاری شرکت است و از به وجود آمدن هزینههای نمایندگی بدهی و ناکارایی سرمایهگذاری جلوگیری میکند.
کمیتۀ حسابرسی اثربخش در صورت انجام صحیح وظایف خود باعث بهبود کیفیت گزارشگری مالی میشود و اطلاعات نامتقارن بین مدیران و تأمینکنندگان سرمایۀ شرکت شامل سرمایهگذاران و اعتباردهندگان را کاهش میدهد؛ درنتیجه، هزینههای نمایندگی ناشی از این اطلاعات نامتقارن کاهش مییابند و شرکت در صورت وجود فرصتهای سرمایهگذاری سودآور آسانتر میتواند آنها را تأمین مالی کند و هزینۀ سرمایه (سهام و بدهی) کمتری بابت تأمین مالی بپردازد که این مسئله باعث افزایش ارزش شرکت میشود. با توجه به نتایج بهدستآمده پیشنهادهای زیر ارائه میشوند:
1-به هیئت مدیره شرکتها توصیه میشود در هنگام ایجاد کمیتۀ حسابرسی و انتخاب اعضای آن به ویژگیهای شخصی عضو، ازجمله تخصص حسابداری و حسابرسی و نه صرفاً مالی، موظف یا غیرموظفبودن و تجربۀ کاری او توجه ویژهای داشته باشند و بیشتر اعضای دارای تخصص حسابداری، غیرموظف و دارای تجربۀ کاری حسابداری و حسابرسی بالاتر را مدنظر قرار دهند.
2-به سرمایهگذاران بالقوه و بالفعل و اعتباردهندگان توصیه میشود در هنگام تصمیمگیری برای سرمایهگذاری یا اعطای اعتبار به شرکت، به وضعیت کمیتۀ حسابرسی و اعضای آن توجه کافی داشته باشند تا تصمیم بهتری اخذ کنند.
)
