نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 گروه حسابداری دانشگاه ایلام
2 دانشجوی دکترای حسابداری، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.
3 گروه حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه ایلام، ایلام، ایران.
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Identifying the factors affecting the cost of capital of the company is always one of the important issues for investors and managers. Therefore, in this study, the effect of quality of disclosure of financial information on the cost of capital of the company and also the effect of the CEO’s dual role on this relationship is examined. To calculate the company's capital cost, the Gordon model and the capital asset pricing model are used, and to measure the quality of disclosure, the quality of Kaznik's (1999) accruals and the disclosure index published by the Stock Exchange Organization are used. Also, the duality of the role of the CEO means that the CEO is simultaneously the chairman or vice-chairman of the board. Finally, the results of the test of research hypotheses on 148 companies listed on the Tehran Stock Exchange in the period 2012 to 2018 by regression method, showed that there are an inverse and significant relationship between the quality of disclosure and the cost of capital of companies. There was also no evidence of the duality of the role of the CEO on the cost of capital and the moderating effect of this variable on the relationship between disclosure quality and capital cost.
کلیدواژهها [English]
شرکتها همواره به دنبال منابع مالی ارزانیاند تا بتوانند با کمترین هزینه، آنها را در اختیار و برای مقاصد اقتصادی خود به کار گیرند؛ بنابراین، هزینۀ سرمایه و عوامل مؤثر بر آن دارای اهمیت فراوان بوده و همواره موضوع جذاب در تحقیقات علمی بوده است. سرمایهگذاران به روشهایی نیازمندند که بتوانند با استفاده از آن، هزینۀ حقوق صاحبان سرمایه را برآورد و از این اطلاعات برای ارزیابی ارزش شرکت استفاده کنند؛ مدیران نیز برای بودجهبندی سرمایهای به این اطلاعات نیاز دارند. پژوهشگران دانشگاهی نیز به برآورد اتکاپذیری از هزینۀ سرمایه نیازمندند تا هنگام ارزیابی تأثیر متغیرهای مدنظر خود بر هزینۀ سرمایه، بتوانند بر نتایج کار خود اتکا کنند [37]. هزینۀ سرمایه حداقل نرخ بازدهی است که با کسب آن، ارزش شرکت ثابت میماند [14] یا هزینۀ سرمایه نرخ بازدهی است که شرکت باید به دست آورد تا ثروت سهامداران آن کاهش نیابد [2]. تعیین دقیق نرخ هزینۀ سرمایه از دو جنبه حائز اهمیت است؛ بالا در نظر گرفتن این نرخ ممکن است باعث شود شرکت از اجرای طرحهای کاملاً سودآور، اجتناب کند و پایین در نظر گرفتن این نرخ ممکن است به این موضوع منجر شود که شرکت طرحهایی را اجرا کند که ثروت سهامداران را کاهش دهد [8]. استفاده از هزینۀ سرمایه در تصمیمات سرمایهگذاری، ایجاد مبنای جهت تعیین ساختار بهینۀ سرمایه، بهکارگیری در اجارههای سرمایهای، اندازهگیری شاخصهای ارزیابی عملکرد و اصولاً استفاده از هزینۀ سرمایه برای تنزیل جریانهای نقدی آتی برای تعیین ارزش شرکت، همگی بهواسطۀ شناخت هزینۀ سرمایه و عوامل مؤثر بر آن، به سرمایهگذاران، مدیران، تحلیلگران مالی و ... کمک میکند [12]. هزینۀ سرمایه از عوامل متعددی متأثر میشود؛ عواملی همانند اهرم مالی، سودآوری، نوع فعالیت شرکت [9] نقدینگی، میزان افشا، کیفیت حسابرسی [58]، نظام راهبری [41]، اندازۀ شرکت [6].
هر شرکتی دارای ریسک و بازده مخصوص به خود و هر یک از گروههای سرمایهگذار، خواهان میزان بازدهی متناسب با ریسک مربوط به آن است. هرچه بازده مورد انتظار سرمایهگذاران بیشتر باشد، شرکت زیر بار هزینۀ سرمایۀ سهام عادی بیشتری است و برای افزایش ثروت سرمایهگذاران خود باید بیشتر تلاش کند. مدیران شرکتها برای کاهش هزینۀ سرمایۀ سهام عادی خود و افزایش ثروت سهامداران سعی در کاهش ریسک سرمایهگذاری دارند. با کاهش ریسک اطلاعات با بالابردن کیفیت افشای اطلاعات ارائهشده، ریسک سرمایهگذاری نیز کاهش مییابد [59]؛ بنابراین، توجه به کیفیت اطلاعات گزارششده و سنجش آن برای تهیهکنندگان و استفادهکنندگان گزارشهای مالی، مهم و حیاتی است. افشای مطلوب و مناسب، به حل بسیاری از مسائل ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی بین گروههای تهیهکننده و استفادهکنندۀ صورتهای مالی منجر خواهد شد؛ بنابراین، تعیین رابطۀ بین کیفیت افشا و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی و تأثیرات ناشی از بهکارگیری شاخص افشا در تهیۀ اطلاعات و گزارشگری مالی، اهمیت خاصی دارد؛ بنابراین، یکی از عوامل اثرگذار بر هزینۀ سرمایه، کیفیت افشا است. در این پژوهش، ضمن بررسی مبانی نظری تأثیر کیفیت افشا بر هزینۀ سرمایه، اثر دوگانگی نقش مدیر عامل بر این رابطه نیز بررسی شده است.
مبانی نظری پژوهش
هزینۀ سرمایۀ هر شرکت از عوامل متعددی متأثر است و میتوان تأثیر هر متغیری را بر هزینۀ سرمایۀ سهام از مجرای تأثیر آن متغیر بر ریسک پیش روی سرمایهگذاران، تعریف و تبیین کرد. سرمایهگذاران با توجه به ریسکهای ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی [35-65-18-71]، ریسک ناتوانی نظام راهبری شرکت [41،45]؛ ریسک سیستماتیک یا بتا [41-56-69]، ریسک نقدشوندگی [56،10] و ریسک نااطمینانی پیشبینی جریانهای نقدی آتی [60،49]، بازده مورد انتظارشان را شکل میدهند؛ بنابراین، بررسی تأثیر هر عاملی بر هزینۀ سرمایه، با تأثیر آن عامل بر این ریسکها مطالعه میشود. تأثیر عوامل مختلف بر یک یا چند فقره از ریسکهای مزبور، باعث تغییر در هزینۀ سرمایه خواهد شد؛ بدین معنا که اگر متغیری بر یکی از این ریسکها اثرگذار باشد، بهواسطۀ تغییر برآورد سرمایهگذاران از ریسک مذکور، بر هزینۀ سرمایۀ شرکت اثرگذار است.
دربارۀ عدم تقارن اطلاعاتی بیان میشود عدم تقارن اطلاعاتی به دلیل مشکلات نمایندگی ایجاد میشود؛ مشکلاتی که با رابطه میان کارگزار و کارگمار مرتبط است. ایزلی و اوهارا [35] بیان میکنند زمانی که برخی نسبت به سایرین دارای اطلاعات محرمانۀ بیشتری باشند، در بازار سرمایۀ عدم تقارن اطلاعاتی روی میدهد [35-40-71]. یک راهکار برای برطرفکردن مشکل عدم تقارن اطلاعاتی، استفاده از تئوری علامتدهی است. کانلی و همکاران [28] از زمانبندی علامتدهی برای توضیح فرایند علامتدهی میان فرستنده و گیرنده اطلاعات استفاده کردند. برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، فرستنده، اطلاعات را به دریافتکننده منتقل میکند. دریافتکننده، بعد از دریافت و درک اطلاعات، تصمیمی، اتخاذ و این تصمیم را به فرستنده منتقل میکند [71]. راهکار دیگر برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، برطرفکردن تعارض میان مدیر و سرمایهگذار ازطریق نظارت مکفی است. انتظار میرود نظارت مکفی، تعارض میان مدیر و سرمایهگذار را حل کند. تعارض میان مدیر و مالک بهواسطۀ افزایش عدم تقارن اطلاعاتی افزایش مییابد. مدیران دربارۀ عملکرد خود چشماندازهای آتی شرکت اطلاعات بیشتری در اختیار دارند. این موضوع ممکن است باعث شود سرمایهگذار منطقی، هنگام سرمایهگذاری در بازاری که در آن عدم تقارن اطلاعاتی وجود دارد، دچار اشتباه شود [65]. سازمان همکاری و توسعۀ اقتصادی در سال 2004 بیان داشت سیاستهای افشای قوی، یکی از راههای نظارتی مورد انتظار است که اساس دستیابی به اطلاعات کافی را برای اتخاذ تصمیمات سرمایهگذاری توسط سرمایهگذاران را فراهم میکند. افزایش در افشای مورد انتظار ذینفعان برای نظارت، به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی منجر میشود. همچنین، اطلاعات مالی اتکاپذیر و افشای مناسب، علاوه بر کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، اطمینان سرمایهگذار و قیمت سهام را افزایش و درنهایت، هزینۀ سرمایۀ شرکت را کاهش میدهد [68]؛ بنابراین، کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بازار سرمایه به کاهش هزینه سرمایۀ شرکت منجر میشود [36-40-71].
همچنین، تران [69] بیان داشت کیفیت گزارشگری مالی به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و هزینۀ نمایندگی منجر میشود و درنهایت، این اثر بهنوبۀخود بر ریسک سیستماتیک، هزینۀ سرمایه و هزینۀ بدهی تأثیر میگذارد. جان استون [48] در استدلال این موضوع بیان داشت گزارشگری مالی باکیفیت، موجب میشود پیشبینی سرمایهگذاران دربارۀ جریانهای نقدی آتی با اطمینان بیشتری انجام شود و درنتیجه، ریسک مورد انتظار آنها کاهش یابد. این کاهش به کاهش بازده مورد انتظار آنان و هزینۀ سرمایۀ شرکت منجر میشود.
برای بررسی بُعد دیگری از رابطه میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه، به مباحث مرتبط نقدشوندگی اشاره میشود. بلوم فیلد و فیشر [19] بیان داشتند افزایش کیفیت افشا به محدودکردن رفتار فرصت طلبانۀ مدیران (ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی) و کاهش ریسک اطلاعاتی تحمیلی بر سرمایهگذاران منجر میشود؛ درنتیجه، افشای اطلاعات با کیفیت و دقیق، به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی منجر میشود. کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، به افزایش حجم معاملات و کاهش دامنۀ قیمت پیشنهادی خرید و فروش، و درنهایت، به افزایش نقدشوندگی سهام منجر میشود [62]. افزایش نقدشوندگی سهام نیز به کاهش هزینۀ سرمایه منجر خواهد شد. ستایش و همکاران [67] نیز عدم تقارن اطلاعاتی را عاملی برای کاهش نقدشوندگی سهام معرفی کردهاند و بیان داشتند این موضوع درنهایت به افزایش هزینه سرمایۀ شرکت منجر خواهد شد؛ بنابراین، یکی از اهداف این پژوهش، بررسی تجربی تأثیر کیفیت افشا بر هزینۀ سرمایه است.
رابطه میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه با تأثیر از عوامل مختلف، تعدیل میشود. از منظر تئوریک، دوگانگی نقش مدیرعامل ممکن است بر شدت و ضعف رابطه میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه، اثرگذار باشد. دوگانگی نقش مدیرعامل به معنای آن است که مدیرعامل شرکت، همزمان، رئیس یا نایب رئیس هیئتمدیره نیز باشد. دوگانگی نقش مدیرعامل، یکی از نشانههای نفوذ مدیرعامل است. کاتو و لانگ [51] نفوذ مدیر عامل را به معنای تلاش برای افزایش قدرت ازطریق مالکان و مدیران و افزایش سطح اختیارات در راستای منافع خود تعریف کردهاند. هرچه نفوذ مدیرعامل بیشتر شود، توان تغییر و جایگزینکردن او نیز کاهش مییابد. مدیرعامل نیز از این نفوذ خود میتواند به روشهای مختلف استفاده کند تا برکنار نشود [34،25]. شواهد نشاندهندۀ افزایش نفوذ مدیرعامل از روشهای مختلف مشاهده میشود. سنوات سابقۀ انتساب مدیرعامل در شرکت [46،7]، داشتن سهم مالکیتی عمده از سهام شرکت [31-39-27-1]، داشتن نقش همزمانی مدیر عاملی و ریاست یا نایب ریاست در هیئتمدیره [52-46-7]، همگی نشاندهندۀ نفوذ و قدرت مدیرعامل در شرکت است. دوگانگی نقش به مدیرعامل اجازه میدهد اطلاعات دردسترس سایر اعضای هیئتمدیره را به نحو مؤثری، کنترل و از نظارت اثربخش بر خود جلوگیری کند [47]. دوگانهنبوده نقش مدیرعامل، یکی از الزامات سیستم کارآمد راهبری شرکت است و موجبات نظارت مستقل و کارآمد هیئتمدیره بر مدیرعامل را فراهم میسازد. همچنین، دوگانهنبوده نقش مدیر عامل سبب میشود هماهنگی مدیرعامل با هیئتمدیره و قدرت تصمیمگیری او کاهش یابد [55].
نفوذ مدیرعامل، در شرایط مختلف محیطی که شرکت در آن قرار دارد، نتایج متفاوتی دارد. بوید [22] بیان داشت دوگانگی نقش مدیرعامل، زمانی که شرکت در نااطمینانهای محیطی قرار میگیرد، منافع فراوانی دارد؛ زیرا در زمان نااطمینان محیطی، وحدت فرماندهی و سرعت تصمیمگیری برای عبور از بحران، امری ضروری و دارای منافع فراوان است [53]؛ بدین معنا که هنگام افزایش عدم اطمینانهای محیطی، دوگانگی نقش مدیرعامل باعث ایجاد وحدت فرماندهی و سرعت تصمیم گیری میشود و این موضوع به تعدیل ریسک عملیات شرکت (افزایشیافته بهواسطۀ افزایش عدم اطمینان محیطی) منجر میشود. کاهش ریسک مرتبط با شرکت نیز درنهایت به کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت منجر خواهد شد؛ اما در شرایط عدم اطمینان محیطی پایین، ریسک فرصتطلبی مدیرعامل افزایش مییابد؛ درنتیجه، منفکشدن نقش مدیرعاملی از ریاست یا نایب رئیس هیئتمدیره سودمندتر است [53]؛ بنابراین، هنگام قرارگرفتن شرکت در شرایط عدم اطمینان، حتی با وجود کاهش کیفیت افشای اطلاعات گزارششده از شرکت، دوگانگی نقش مدیرعامل ممکن است بهواسطۀ وحدت فرماندهی و سرعت تصمیمگیری، هزینۀ سرمایۀ شرکت را کاهش دهد.
بریکلی و همکاران [23] دربارۀ هزینههایی که ممکن است بهواسطۀ دوگانهنبودن نقش مدیرعامل در شرکت به وجود آید، از دید تئوری مباشرت بحث کردند. آنها به این نکته اشاره کردند که در مباحث نمایندگی، استقلال هیئتمدیره همانند استقلال مدیرعامل است و این موضوع باعث افزایش هزینۀ نمایندگی (بهواسطۀ استقلال مدیرعامل از هیئتمدیره) و کاهش کارایی جریان اطلاعات بین مدیرعامل و هیئتمدیره میشود؛ بدین معنا که چون مدیرعامل نمایندۀ هیئتمدیره است (کارگزار و کارگمار)، استقلال میان این دو موجب ایجاد رابطۀ نمایندگی میشود و ایجاد رابطۀ نمایندگی باعث ایجاد هزینههای نظارت بر نماینده و مشکلات دیگر ناشی از این رابطه میشود [53]؛ درنتیجه، دوگانگی نقش مدیرعامل به کاهش یا از بین رفتن هزینۀ نمایندگی ایجادشده میان او و هیئتمدیره منجر میشود. این کاهش هزینۀ نمایندگی (حتی با وجود کاهش کیفیت اطلاعات) ممکن است درنهایت به کاهش هزینۀ سرمایه منجر میشود. همچنین، جانسون و همکاران [48] بیان کردند یکی از چهار نقش هیئتمدیرۀ شرکتهای سهامی عام، پایش مدیرعامل به نمایندگی از سهامداران بهمنظور کاهش رفتار منفعتطلبانۀ آنها است. دوگانگی نقش مدیرعامل سبب کاهش توان هیئتمدیره در رابطه با پایش مدیرعامل میشود. این موضوع نیز بهنوبۀخود به افزایش احتمال بروز اعمال فرصتطلبانه از جانب مدیرعامل و افزایش عدم تقارن اطلاعاتی منجر میشود [54]. هرچه قدرت نفوذ مدیرعامل افزایش یابد، توان او در مخفیکردن اطلاعات افزایش مییابد و دامنۀ عدم تقارن اطلاعاتی نیز وسیعتر میشود [38]؛ درنتیجه، این افزایش عدم تقارن اطلاعاتی، حتی بدون کاهش کیفیت افشای اطلاعات حسابداری، هزینۀ سرمایۀ شرکت بیشتر از حالت طبیعی افزایش مییابد. از منظر دیگر، یکی از عوامل اصلی مؤثر بر اثربخشی هیئتمدیره، استقلال آن است. یک هیئتمدیرۀ اثربخش، ضمن پایش مدیران، به منافع سهامداران اقلیت، توجه ویژهای دارد و در تنظیم استراتژی شرکت ب صورت فعال مشارکت میکند. درخصوص ریسکپذیری نیز یک هیئتمدیرۀ مستقل عموماً سطحی از ریسک را انتخاب میکند که ضمن توجه به کنترل زیان احتمالی سهامداران، رشد و بازده بالاتری را برای آنها ایجاد کند؛ بنابراین، به نظر میرسد استقلال هیئتمدیره از مدیرعامل، بر ریسکپذیری شرکت تأثیر بسزایی داشته باشد [16]؛ درنتیجه، این تأثیر بر ریسکپذیری شرکت، رابطه میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه را تعدیل میکند. با توجه به مباحث فوق، یکی دیگر از ابعاد پژوهش حاضر، بررسی اثر تعدیلکنندگی دوگانگی نقش مدیرعامل بر رابطه میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه است.
پیشینۀ پژوهش
پژوهشهای متنوعی در حوزۀ مطالعات مرتبط با اثرپذیری هزینۀ سرمایه از متغیرهای سطح بازار و سطح شرکت انجام شده است. یکی از عوامل اثرگذار بر متغیر هزینۀ سرمایه، کیفیت افشای صورتهای مالی شرکت است. مطالعات دیاموند و وریچیا [33]، بوتوسان و پلومی [20]، بوتوسان و همکاران [21] و لامبرت و همکاران [57] اثر افشا بر هزینۀ سرمایه را بررسی کردند؛ آنها به این نتیجه رسیدند که افشای اختیاری و کیفیت آن، بر کاهش هزینۀ سرمایه حقوق صاحبان سهام تأثیر میگذارد. فرانسیس و همکاران [40] نشان دادند افزایش افشای اختیاری باعث کاهش هزینۀ سرمایه میشود. بلوم فیلد و فیشر [19] به این نتیجه رسیدند که کیفیت گزارشگری مالی و کیفیت افشا بهواسطۀ اثرگذاری بر بازده سهام بر هزینۀ سرمایه تأثیر میگذارد. گیتزمن و ترومبتا [42] در توجیه این رابطه بیان داشتند یکی از نتایج افشا، کاهش شرایط عدم اطمینان است و درنتیجه، این موضوع به کاهش نظارت بر فعالیتهای مدیر، کاهش هزینههای تأمین مالی و هزینۀ سرمایه و درنهایت، افزایش ارزش شرکت منجر میشود [32]. همچنین، ساختار حاکمیت شرکتی نیز بر کیفیت افشای گزارشات مالی اثرگذار است. ستیانی و همکاران [68] نظام راهبری شرکتی را عاملی برای اطمینان از شفافیت اطلاعات مالی شرکت معرفی کردند. گاپتا و همکاران [45] بیان میدارند مکانیزم راهبری قوی، یکی از عوامل مهم و تأثیرگذار بر هزینۀ سرمایه است. چن و همکاران [26] و گاماریس و لیو [41] نیز نشان دادند کیفیت راهبری شرکتی در سطح شرکتها تأثیر منفی بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی دارد. همچنین، اظهار داشتهاند بهکارگیری سیاستهای حاکمیت شرکتی موفق، به ارزانترشدن هزینۀ سرمایه منجر میشود. پژوهشهایی وجود دارد که تأثیر سیاستهای حاکمیت شرکتی را بر هزینۀ سرمایه بررسی کردهاند. تران [69] بیان داشت نظام راهبری شرکت بر کیفیت گزارشگری مالی مؤثر است و کیفیت گزارشگری مالی نیز بهنوبۀخود به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و هزینۀ نمایندگی منجر میشود و درنهایت، این اثر نیز بهنوبۀخود بر ریسک سیستماتیک، هزینۀ سرمایه و هزینۀ بدهی تأثیر میگذارد. ساندر و بویوی [64] دریافتند انتقال اطلاعات مرتبط با راهبری شرکت به سرمایهگذاران، برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و نیز کاهش ریسک سرمایهگذاری و هزینۀ سرمایه است. ستیانی و همکاران [68] رابطه بین استقلال اعضا، افشای اختیاری و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی را بررسی کردند. مطالعۀ آنها بررسی میکند چگونه نظام راهبری شرکت بر هزینۀ سرمایه تأثیرگذار است. یافتههای آنها نشان میدهند رابطۀ معنیداری بین استقلال اعضا و هزینۀ سرمایه سهام عادی وجود ندارد. با وجود این، یافتهها نشان میدهند رابطۀ معنیداری بین امتیاز افشای اختیاری و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی وجود دارد. گاپتا و همکاران [45] بیان میدارند مکانیزم راهبری قوی، یکی از عوامل مهم و تأثیرگذار بر هزینۀ سرمایه است. چن و همکاران [26] و گاماریس و لیو [41] نیز نشان دادند کیفیت راهبری شرکتی در سطح شرکتها با هزینۀ سرمایۀ سهام عادی رابطۀ عکس دارد. به اعتقاد آنها شرکتهای دارای نظام راهبری بهتر، دارای میانگین هزینۀ سرمایۀ سهام عادی کمتری به نسبت شرکتهای دارای نظام راهبری ضعیفترند. نتایج پژوهش آنها نشان میدهند نظام راهبری بهطور مستقیم و غیرمستقیم و با ضریب ریسک سیستماتیک بر هزینۀ سرمایۀ سهام عادی تأثیر میگذارد؛ زیرا نظام راهبری بنگاه بهطور معنیداری با ریسک سیستماتیک آن رابطه دارد.
دوگانگی نقش مدیر عامل نیز یکی از ویژگیهایی است که در حاکمیت شرکتی، منشأ اثرگذاری بر کیفیت صورتهای مالی و هزینۀ سرمایه میشود. گل و لئونگ [43] دوگانگی نقش مدیرعامل را عاملی برای کاهش کیفیت اطلاعات حسابداری معرفی کردند. کاهش کیفیت افشا نیز باعث کاهش کارایی و اثربخشی تصمیمات سرمایهگذاری میشود و ریسک سرمایهگذاری را افزایش میدهد و درنهایت، این افزایش ریسک سرمایهگذاری به افزایش هزینۀ سرمایه منجر میشود. دیلی و دالتون [30] اظهار داشتند دوگانگی نقش مدیرعامل موجب افزایش احتمال ورشکستگی شرکت میشود. آنها دلیل این موضوع را اینگونه بیان کردند که افزایش قدرت مدیرعامل با اعطای نقش دوگانه به او موجب خواهد شد حتی زمانی که عملکرد ضعیفی نیز دارد، باز در رأس تصمیمگیری شرکت باقی بماند و نتیجۀ مستقیم دوگانگی نقش مدیرعامل در این حالت، افزایش احتمال ورشکستگی شرکت خواهد بود؛ زیرا ضعف در عملکرد راهبری شرکت و نیز ناتوانی در برکنارکردن مدیرعامل (بهواسطۀ نفوذش)، باعث تشدید خطرات مرتبط با تداوم فعالیت شرکت میشود که این موضوع به افزایش هزینۀ سرمایۀ شرکت منجر میشود [53].
بحرالعلوم و شمسی [5] نشان دادند کیفیت افشای سرمایۀ فکری (افشای سرمایۀ ساختاری، افشای سرمایۀ انسانی و افشای سرمایۀ رابطهای) بر هزینۀ سرمایه سهام عادی، تأثیری معنادار و معکوس دارد. مهربانپور و میری چیمه [17] رابطۀ منفی و معناداری بین هزینۀ سرمایۀ شرکت با شاخص راهبری شرکتی مشاهده کردند که نشان میدهد وجود راهبری شرکتی مؤثر و قوی، موجب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و تضمین گزارشگری دقیق و صحیح مدیریت، شفافیت بیشتر و جلب اعتماد ذینفعان و در پی آن، کاهش هزینۀ سرمایه خواهد شد. باغومیان و همکاران [3] ضمن تأیید وجود رابطۀ معنادار متغیرهای افشای اختیاری، پراکندگی مالکیت، مالکیت مدیریتی و مالکیت دولتی با هزینۀ سرمایه مالکانه، نشان دادند ویژگیهای ساختار مالکیت بر رابطۀ معکوس میان افشای اختیاری و هزینۀ سرمایۀ مالکانه تأثیر میگذارد؛ به طوری که افزایش پراکندگی مالکیت و مالکیت مدیریتی، موجب تشدید و افزایش مالکیت دولتی، موجب تضعیف رابطۀ یادشده میشود. نتیجۀ پژوهش صالحی و همکاران [11] نشاندهندۀ تأثیر مستقیم و غیرمستقیم معنادار راهبری شرکتی و تأثیر غیرمستقیم معنادار ساختار رقابتی صنعت بر هزینۀ سرمایه است؛ به گونهای که تأثیر مستقیم راهبری شرکتی، قویتر از تأثیر غیرمستقیم آن است. تأثیر مستقیم ساختار صنعت بر هزینۀ سرمایه، معنادار نیست. باغومیان و نقدی [4] رابطۀ معناداری میان متغیرهای راهبری شرکتی (مالکیت مدیران) و سطح افشای اختیاری مشاهده نکردند. ستایش و همکاران [10] دریافتند رابطۀ منفی و معناداری بین کیفیت افشا و هزینۀ سرمایۀ سهام عادی جاری و آتی شرکت وجود دارد.
فرضیههای پژوهش
با توجه به مبانی نظری و سؤالهای مطرحشده، فرضیههای پژوهش بهصورت زیر تدوین شدهاند:
فرضیۀ اول: کیفیت افشا بر هزینه سرمایۀ شرکت، تأثیر معکوس و معناداری دارد.
فرضیۀ دوم: دوگانگی نقش مدیرعامل بر هزینه سرمایۀ شرکت، تأثیر مستقیم و معناداری دارد.
فرضیۀ سوم: دوگانگی نقش مدیرعامل بر رابطه میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایۀ شرکت، تأثیر معناداری دارد.
روش پژوهش
پژوهش حاضر ازنظر هدف، کاربردی و ازنظر روش، علی - مقایسهای (پسرویدادی) است. بُعد زمانی پژوهش، مقطعی است. در این پژوهش، برای جمعآوری اطلاعات مرتبط با مبانی نظری، از روش کتابخانهای استفاده شده است. دادهها با نرمافزار رهآورد نوین، سایت رسمی سازمان بورس، بانک اطلاعاتی سازمان بورس اوراق بهادار تهران (کدال)، سایت شرکتها (بهمنظور دستیابی به عکس مدیران) جمعآوری شده است. تجزیهوتحلیل دادهها نیز با نرمافزار Eviews انجام شده است.
جامعۀ آماری و نمونۀ پژوهش
جامعۀ آماری تحقیق حاضر شامل تمامی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. قلمرو زمانی پژوهش نیز از سال 1390 الی 1397، یعنی 8 سال است. نمونهگیری نیز به روش غربالگری یا حذف نظاممند، براساس قیود زیر انجام شده است:
با توجه به قلمرو زمانی پژوهش و قیود مطرحشده، تعداد 148 شرکت، برای نمونه، در بازه زمانی 1390 الی 1397 انتخاب شدند.
متغیرهای پژوهش
در این پژوهش، درمجموع از هشت متغیر برای آزمون فرضیههای پژوهش استفاده شده که ترکیبی از دو متغیر وابسته، سه متغیر مستقل و سه متغیر کنترلی است. همچنین، شایان ذکر است جملۀ تعاملی متغیر جدیدی نیست، بلکه از حاصلضرب دو متغیر دیگر حاصل میشود. تعریف عملیاتی متغیرهای مذکور به شرح ذیل است:
متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایه: بهمنظور محاسبۀ این متغیر، از دو مدل گوردون (GROD) و الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای (CAPM) استفاده شده است. در الگوی گوردن برای هر سال - شرکت از رابطه (1) محاسبه میشود:
|
رابطه (1) |
𝐶𝑜𝑠𝑡1=𝑑1/𝑝0+𝑔 |
که در این رابطه Cost هزینۀ سرمایۀ شرکت در سال جاری، d1 سود تقسیمی شرکت در سال جاری، P0 قیمت سهام شرکت در ابتدای دوره و g نرخ رشد سهام شرکت است که برای محاسبۀ آن از رابطه (2) استفاده میشود.
|
رابطه (2) |
g=ROE∗RR |
که ROE نرخ بازده حقوق صاحبان سهام (سود خالص تقسیم بر حقوق صاحبان سهام) و RR نسبت سود انباشتۀ توزیعنشده بین سهامداران است که از رابطه (3) به دست میآید:
|
رابطه (3) |
RR=1−𝐷𝑃𝑆/𝐸𝑃S |
DPS سود تقسیمی هر سهم و EPS سود هر سهم است (صفری بیدسکان، 1395).
الگوی قیمتگذاری داراییهای سرمایهای (CAPM) نیز دومین معیار محاسبۀ متغیر هزینۀ سرمایۀ شرکت است که از رابطه (4) محاسبه میشود:
|
رابطه (4) |
𝐶𝑜𝑠𝑡=𝑅𝑓+(𝑅𝑚−𝑅𝑓)∗𝛽 |
در این رابطه Rf نرخ بازده بدون ریسک است که از نرخ سود سپرده یکساله استفاده میشود و Rm نرخ بازده بازار است و β نیز ریسک سیستماتیک سهام شرکت است که برای محاسبۀ آن از کواریانس بازده بازار و بازده سهم تقسیم بر واریانس بازده بازار استفاده میشود [24].
متغیرهای مستقل برای آزمون فرضیههای پژوهش شامل متغیر کیفیت افشا (محاسبهشده براساس کیفیت اقلام تعهدی مدل کازنیک [50] و شاخص افشای منتشرشده از سازمان بورس) و دوگانگی نقش مدیر عامل (در آزمون فرضیۀ دوم بهعنوان متغیر مستقل و در آزمون فرضیۀ سوم متغیر تعدیلکننده) است. برای محاسبۀ متغیر کیفیت افشای محاسبهشده براساس کیفیت اقلام تعهدی مدل کازنیک [50] از رابطه (5) استفاده میشود:
|
رابطه (5) |
𝑇𝐴𝐶𝑖,𝑡/𝐴𝑖,𝑡−1=𝑎1+𝑎2[(Δ𝑅𝐸𝑉𝑖,𝑡−Δ𝑅𝐸𝐶𝑖,𝑡) /𝐴𝑖,𝑡−1]+𝑎3(𝑃𝑃𝐸𝑖,𝑡/𝐴𝑖,𝑡−1)+𝑎4(𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡/ 𝐴𝑖,𝑡−1)+𝜀𝑖,𝑡 |
که در این رابطه TAC کل اقلام تعهدی شرکت (سود خالص منهای جریانات نقدی عملیاتی شرکت)، Ai,t-1 کل داراییهای شرکت در ابتدای دوره، Δ𝑅𝐸𝑉𝑖,𝑡 تغییر در درآمد شرکت نسبت به سال قبل، Δ𝑅𝐸𝐶𝑖,𝑡 تغییر در حسابهای دریافتنی شرکت نسبت به سال قبل، 𝑃𝑃𝐸𝑖,𝑡 اموال ماشینآلات و تجهیزات شرکت و 𝐶𝐹𝑂𝑖,𝑡 جریانات نقدی عملیاتی شرکت (منتشرشده در صورت جریان وجوه نقد) است. معیار کیفیت اقلام تعهدی نیز جز اخلال (𝜀𝑖,𝑡) است. هرچه مقدار این متغیر بزرگتر باشد، اقلام تعهدی اختیاری، بیشتر در سود، و کیفیت افشا پایینتر است.
دیگر معیار بهکاررفته برای اندازهگیری کیفیت افشا، شاخص افشای اجباری ارائهشده از سازمان بورس اوراق بهادار است؛ این شاخص براساس میانگین وزنی معیارهای بهموقعبودن و اتکاپذیربودن اطلاعات افشاشده از شرکتها است [15]. متغیر دیگر نیز دوگانگی نقش مدیرعامل است که اگر مدیرعامل همزمان رئیس یا نائب رئیس هیئتمدیره باشد، عدد 1 و در غیر این صورت، صفر است [52].
اولین متغیر کنترلی نیز شامل نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام شرکت (Mt/Bv) است. هرچه میزان فرصتهای رشد بیشتر باشد، شرکت بهمنظور از دست ندادن پروژههای با ارزش، وجه نقد بیشتری را نگهداری میکند؛ بنابراین، هرچقدر شرکتی فرصت سرمایهگذاری بیشتری داشته باشد، سود تقسیمی کمتری پرداخت میکند و میتوان بهصورت عملی برای ارزیابی سرمایهگذاری، بازده ارزش ویژه را با هزینۀ سرمایۀ ارزش ویژه یا هزینۀ فرصت سهامداران مقایسه کرد. وجود فرصتهای رشد در شرکتها غالباً منافع کوتاهمدت سهامداران اقلیت را به خطر میاندازد؛ ازاینرو بازار سرمایه، اخبار بد مربوط به این شرکت را به دقت رصد میکند و واکنشهای شدیدی به آن نسبت میدهد.
دومین متغیر کنترلی نسبت اهرمی (LEV) است که از تقسیم بدهیهای بلندمدت بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام سرمایه به دست میآید [۶۳]. به دلایل زیر اهرم مالی بهعنوان متغیر کنترلی انتخاب شده است: نخست اینکه، نفوذ مدیرعامل بر ساختار سرمایۀ شرکت تأثیرگذار است [29] و دوم اینکه افزایش بدهیها باعث افزایش عملکرد مدیران میشود [70].
بازده حقوق صاحبان سرمایه (ROE) است. این متغیر، میزان کارایی یک شرکت در خلق سود خالص را برای سهامداران بررسی میکند، همچنین، نفوذ مدیرعامل بر میزان کارایی شرکت تأثیرگذار است؛ به همین دلیل، بهعنوان متغیر کنترلی انتخاب شده است.
مدلهای آماری استفادهشده برای آزمون فرضیهها
برای آزمون فرضیههای پژوهش از مدل رگرسیونی (6) الی (8) استفاده شد. این مدلها عبارتاند از:
|
رابطه (6) |
𝐶𝑜𝑠𝑡𝑖𝑡= 𝛽0+𝛽1𝐷𝑖𝑠𝑄𝑖𝑡+𝛽2𝑀𝑡𝑜𝐵𝑣𝑖𝑡+𝛽3𝐿𝑒𝑣𝑖𝑡+𝛽4𝑅𝑜𝑒𝑖𝑡+𝜀𝑖𝑡 |
|
رابطه (7) |
𝐶𝑜𝑠𝑡𝑖𝑡= 𝛽0+𝛽1𝐷𝑖𝑠𝑄𝑖𝑡+ 𝛽2𝐶𝐸𝑂𝐷𝑖𝑡+ 𝛽3𝑀𝑡𝑜𝐵𝑣𝑖𝑡+ 𝛽4𝐿𝑒𝑣𝑖𝑡+𝛽5𝑅𝑜𝑒𝑖𝑡+𝜀𝑖𝑡 |
|
رابطه (8) |
𝐶𝑜𝑠𝑡𝑖𝑡= 𝛽0+𝛽1𝐷𝑖𝑠𝑄𝑖𝑡+𝛽2𝐶𝐸𝑂𝐷𝑖𝑡+𝛽3𝐷𝑖𝑠𝑄−𝐶𝐸𝑂𝐷𝑖𝑡+𝛽4𝑀𝑡𝑜𝐵𝑣𝑖𝑡+ 𝛽5𝐿𝑒𝑣𝑖𝑡+ 𝛽6𝑅𝑜𝑒𝑖𝑡+𝜀𝑖𝑡 |
که در آن:
Cost: هزینۀ سرمایۀ شرکت i در سال t؛
DisQ: کیفیت افشای شرکت i در سال t؛
CEOD: دوگانگی نقش مدیرعامل شرکت i در سالt؛
Lev: اهرم مالی شرکت i در سال t؛
Mt/Bv: ارزش بازار به ارزش دفتری سهام شرکت i در سال t؛
Roe: بازده حقوق صاحبان سرمایۀ شرکت i در سالt؛
𝜀𝑖𝑡: مقدار خطا (جزء اخلال) است.
تجزیهوتحلیل دادهها و آزمون فرضیهها
برای جمعآوری اطلاعات مورد نیاز برای آزمون فرضیهها از روش اسنادکاوی استفاده شده است. دادههای مورد نیاز در این پژوهش با نرمافزار رهآورد نوین جمعآوری شدند و بهمنظور تخمین مدلهای پژوهش از تکنیک دادههای ترکیبی استفاده شد. برای تعیین نوع روش بهکارگیری دادههای ترکیبی، از آزمون F لیمر و برای تعیین نوع مدل دادههای تابلویی (مدل اثرات ثابت یا مدل اثرات تصادفی) از آزمون هاسمن استفاده شده است. برای تعیین معناداربودن مدل رگرسیون و پارامترهای حاصل از تخمین مدل رگرسیون، بهترتیب از آمارههای F و t استفاده شده است. برای تجزیهوتحلیل دادهها و استخراج نتایج پژوهش، نسخه 10 نرمافزار ایویوز (Eviews) استفاده شده است. درخور ذکر است آزمونهای آماری در سطح اطمینان 95 درصد انجام شدهاند.
آمار توصیفی
در نگاره (1)، آمار توصیفی متغیرهای تحقیق ارائه شده است. با توجه به استفاده از روش دادههای تلفیقی برای آزمون فرضیههای پژوهش و تعداد 148 شرکت در دوره زمانی 1390 الی 1397، درمجموع 1184 مشاهده برای هر متغیر محاسبه شده است. براساس مشاهدات نگاره (2)، تغییرات هزینۀ سرمایه محاسبهشده به روش گوردون در بازه 0/02 تا 77 درصد و تغییرات هزینۀ سرمایۀ محاسبهشده به روش مدل قیمتگذاری داراییهای سرمایهای در بازه 1 الی 101درصد است. همچنین، میانگین محاسبهشده برای این متغیرها نیز بهترتیب 23 و 31 است. تغییرات دیگر متغیرها نیز به همین ترتیب در نگاره (1) ارائه شدهاند.
نگاره 1. آمار توصیفی متغیرهای تحقیق
|
متغیرها |
نماد |
میانگین |
میانه |
ماگزیمم |
مینیمم |
انحراف معیار |
|
هزینۀ سرمایه گوردون |
Cost1 |
23/256 |
11/126 |
76/794 |
0/0262 |
24/576 |
|
هزینۀ سرمایه |
Cost2 |
31/241 |
21/618 |
101/76 |
1/068 |
22/040 |
|
کیفیت افشا - اقلام تعهدی |
DisQ1 |
0/0002 |
-0/022 |
1/1382 |
-0/80 |
0/1572 |
|
کیفیت افشا - امتیاز بورس |
DisQ2 |
76/292 |
80/605 |
99/674 |
7/6760 |
16/427 |
|
اهرم مالی |
Lev |
0/0818 |
0/0421 |
0/3431 |
0/000 |
0/0928 |
|
ارزش بازار به ارزش دفتری سهام |
Mt/Bv |
5/2727 |
1/9702 |
21/950 |
0/0003 |
6/4846 |
|
بازده حقوق صاحبان سرمایه |
ROE |
26/228 |
15/986 |
84/346 |
-17/9 |
28/244 |
منبع: یافتههای پژوهش
آمار استنباطی
پیش از آزمون هر فرضیۀ پژوهش، ابتدا با استفاده از آزمون اف – لیمر، دادههای ترکیبی در برابر مدل دادههای تابلویی انتخاب شدند و در صورت پذیرش دادههای تابلویی، از آزمون هاسمن برای انتخاب الگوی اثرات ثابت در برابر اثرات تصادفی، استفاده و پس از تعیین روش رگرسیون مناسب براساس این دو آزمون، مدل مدنظر برآورد شد؛ نتایج آن در نگارۀ مربوط به آزمون هر فرضیه ارائه شدهاند. همچنین، بهمنظور بررسی مانایی متغیرها از آزمون دیکی فولر تعمیمیافته استفاده شد که سطح معناداری آماره از برای همۀ متغیرها از سطح احتمال 5 درصد کوچکتر به دست آمد؛ بنابراین، با اطمینان 95 درصد، همۀ متغیرها مانا هستند (برای جلوگیری از طولانیشدن مقاله، نتایج بهصورت نگارشی ارائه نشدند).
آزمون فرضیۀ اول پژوهش
فرضیۀ اول پژوهش بیان میدارد کیفیت افشا بر هزینۀ سرمایۀ شرکت، تأثیر معکوس و معناداری دارد. با توجه به متغیرهای بهکاررفته برای محاسبۀ هزینۀ سرمایه و همچنین، متغیرهای بهکاررفته برای محاسبۀ کیفیت افشا، نتایج حاصل از آزمون این فرضیه، با استفاده از رابطه (6) در نگاره (2) ارائه شدهاند:
نگاره 2. نتایج آزمون فرضیۀ اول
|
|
متغیر وابسته هزینۀ سرمایۀ گوردون (Cost1) |
متغیر وابسته: هزینۀ سرمایۀ گوردون (Cost2) |
متغیر وابسته: هزینۀ سرمایه CAPM (Cost2) |
متغیر وابسته: هزینۀ سرمایه CAPM (Cost2) |
||||
|
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
|
|
اف لیمر |
3/5109 |
0/000 |
3/3229 |
0/000 |
0/4898 |
1/000 |
0/5399 |
1/000 |
|
هاسمن |
11/2734 |
0/027 |
18/4366 |
0/010 |
--- |
--- |
--- |
--- |
|
DisQ1 |
0/9806 |
0/000 |
--- |
--- |
48/895 |
0/000 |
--- |
--- |
|
DisQ2 |
--- |
--- |
-0/0126 |
0/007 |
--- |
--- |
-0/2965 |
0/0026 |
|
Mt/Bv |
-0/0226 |
0/005 |
-0/0091 |
0/439 |
-10/72 |
0/551 |
-52/545 |
0/0030 |
|
Lev |
6/90709 |
0/002 |
6/5604 |
0/002 |
0/2376 |
0/3642 |
0/4591 |
0/0743 |
|
ROE |
0/73393 |
0/000 |
0/7179 |
0/000 |
-0/0007 |
0/9891 |
-0/0108 |
0/8524 |
|
آماره |
130/2209 |
0/000 |
141/2614 |
0/000 |
8/30157 |
0/001 |
5/21459 |
0/0003 |
|
ضریب تعیین |
0/95 |
0/95 |
0/027 |
0/017 |
||||
|
ضریب تعیینتعدیلشده |
0/94 |
0/947 |
0/024 |
0/014 |
||||
|
دوربین واتسون |
2/10 |
2/10 |
2/4 |
2/5 |
||||
|
منبع: یافتههای پژوهش |
|
|
|
|||||
نتایج حاصل از آزمون اف لیمر و در صورت نیاز آزمون هاسمن در بخش اول نگاره (2) ارائه شدهاند. همانگونه که مشاهده میشود براساس این نتایج، زمانی که متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایه، گوردون است، از مدل دادههای تابلویی و الگوی اثرات ثابت برای برآورد مدل رگرسیونی استفاده میشود (سطح معناداری آمارۀ اف لیمیر و هاسمن، هردو کمتر از 5 درصد است) و زمانی که از متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایه براساس مدل قیمتگذاری سرمایهای استفاده میشود، مدل دادهای ترکیبی به کار گرفته میشود (سطح معناداری آمارۀ اف لیمیر، بیشتر از 5 درصد است).
نتایج مدل رگرسیونی مربوط به آزمون فرضیۀ اول در بخش دوم نگاره (2) ارائه شدهاند که شامل چهار ستون است؛ در ستون اول، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ گوردون و متغیر مستقل کیفیت افشا براساس معیار کیفیت اقلام تعهدی، در ستون دوم، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ گوردون و متغیر مستقل کیفیت افشا براساس معیار امتیاز بورس، در ستون سوم، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ مدل قیمتگذاری داراییهای سرمایهای و متغیر مستقل کیفیت افشا براساس معیار کیفیت اقلام تعهدی و درنهایت، در ستون چهارم، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ مدل قیمتگذاری داراییهای سرمایهای و متغیر مستقل کیفیت افشا براساس معیار امتیاز بورس آمدهاند. در هر چهار ستون، سطح معناداری متغیر کیفیت افشا از 5 درصد کمتر است (برای مثال، در ستون اول، سطح معناداری متغیر مستقل 0/000 است)؛ بنابراین، در سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ اول پژوهش، مبنی بر تأثیر کیفیت افشا بر هزینۀ سرمایۀ شرکت، پذیرفته میشود. با توجه به نتایج نگاره (2)، زمانی که متغیر مستقل کیفیت افشا براساس معیار کیفیت اقلام تعهدی است، مقدار ضریب بهدستآمده مثبت است (بهترتیب 98/0 و 98/48) که نشان از وجود رابطۀ مثبت میان این دو متغیر است؛ بدین معنا که هرچه مقدار متغیر کیفیت افشای محاسبهشده در این حالت، بیشتر شود، مقدار متغیر وابسته نیز افزایش مییابد. همچنین، در محاسبۀ متغیر کیفیت افشا براساس کیفیت اقلام تعهدی بیان شد هرچه مقدار این متغیر بزرگتر باشد، نشاندهندۀ اقلام تعهدی اختیاری بیشتر در سود و کیفیت افشای پایینتر است؛ بنابراین، در این حالت، میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه، رابطۀ معکوس و معناداری وجود دارد. همچنین، زمانی که متغیر مستقل کیفیت افشا براساس معیار امتیاز بورس است، مقدار ضریب بهدستآمده منفی است (بهترتیب 0/01- و 0/29-) که نشان از وجود رابطۀ منفی میان این دو متغیر است؛ بدین معنا که هرچه مقدار متغیر کیفیت افشای محاسبهشده در این حالت، بیشتر شود، مقدار متغیر وابسته کاهش مییابد؛ بنابراین، در این حالت نیز میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه رابطۀ معکوس و معناداری وجود دارد. بهطور کلی، نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول پژوهش بدین صورت است که «کیفیت افشا بر هزینۀ سرمایۀ شرکت، تأثیر معکوس و معناداری دارد».
آزمون فرضیۀ دوم پژوهش
فرضیۀ دوم پژوهش بیان میدارد دوگانگی نقش مدیرعامل بر هزینۀ سرمایۀ شرکت، تأثیر مثبت و معناداری دارد. با توجه به متغیرهای بهکاررفته برای محاسبۀ هزینۀ سرمایه و نیز متغیرهای بهکاررفته برای محاسبۀ کیفیت افشا، نتایج حاصل از آزمون این فرضیه، با استفاده از رابطه (7) در نگاره (3) ارائه شدهاند:
نگاره 3. نتایج آزمون فرضیۀ دوم
|
|
متغیر وابسته هزینۀ سرمایۀ گوردون(Cost1) |
متغیر وابسته: هزینۀ سرمایۀ گوردون(Cost2) |
متغیر وابسته: هزینۀ سرمایه CAPM (Cost2) |
متغیر وابسته:هزینۀسرمایه CAPM (Cost2) |
||||
|
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
|
|
اف لیمر |
3/5393 |
0/000 |
3/3545 |
0/000 |
0/5037 |
1/000 |
0/5474 |
1/000 |
|
هاسمن |
11/7816 |
0/0379 |
19/4089 |
0/0016 |
--- |
--- |
--- |
--- |
|
DisQ1 |
1/5977 |
0/0001 |
--- |
--- |
48/8338 |
0/000 |
--- |
--- |
|
DisQ2 |
--- |
--- |
-0/01926 |
0/0048 |
--- |
--- |
-0/2956 |
0/0027 |
|
CEOD |
-0/8449 |
0/0820 |
-0/6865 |
0/1614 |
-0/8768 |
0/8158 |
-0/6972 |
0/8535 |
|
Mt/Bv |
-0/0168 |
0/4986 |
-0/0009 |
0/9716 |
-11/051 |
0/5411 |
-52/727 |
0/0030 |
|
Lev |
8/3073 |
0/0002 |
8/30907 |
0/0003 |
0/2338 |
0/3725 |
0/4559 |
0/0770 |
|
ROE |
0/7353 |
0/000 |
0/7204 |
0/000 |
-0/0012 |
0/9824 |
-0/0112 |
0/8477 |
|
آماره |
129/0731 |
0/000 |
146/7975 |
0/000 |
6/6475 |
0/000 |
4/1754 |
0/0009 |
|
ضریب تعیین |
0/95 |
0/955 |
0/027 |
0/017 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
0/94 |
0/949 |
0/023 |
0/013 |
||||
|
دوربین واتسون |
2/1 |
2/1 |
2/4 |
2/4 |
||||
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج حاصل از آزمون اف لیمر و در صورت نیاز آزمون هاسمن در بخش اول نگاره (3) ارائه شدهاند. همانگونه که مشاهده میشود نتایج حاصل از این دو آزمون نشان میدهند زمانی که متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایه، گوردون است، میباید از مدل دادههای تابلویی و الگوی اثرات ثابت استفاده شود (سطح معناداری آمارۀ اف لیمیر و هاسمن، هردو کمتر از 5 درصد است) و زمانی که از متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ محاسبهشده براساس مدل قیمتگذاری سرمایهای استفاده میشود، میباید مدل دادهای ترکیبی به کار گرفته شود (سطح معناداری آمارۀ اف لیمیر، بیشتر از 5 درصد است).
نتایج مدل رگرسیونی مربوط به آزمون فرضیۀ دوم در بخش دوم نگاره (3) ارائه شدهاند که شامل چهار ستون است؛ در ستون اول و دوم، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ گوردون و در ستون سوم و چهارم، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ مدل قیمتگذاری داراییهای سرمایهای و در هر چهار ستون، متغیر مستقل دوگانگی نقش مدیرعامل است. در هر چهار ستون، سطح معناداری متغیر مستقل دوگانگی نقش مدیرعامل از 5 درصد بیشتر است (برای مثال، در ستون اول سطح معناداری متغیر مستقل 0/0820 است)؛ بنابراین، در سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ دوم پژوهش مبنی بر تأثیر دوگانگی نقش مدیرعامل بر هزینۀ سرمایۀ شرکت، پذیرفته نمیشود؛ بنابراین، ضرایب بهدستآمده معنادار نیست و فرضیۀ دوم پژوهش پذیرفته نمیشود. بهطور کلی، نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم پژوهش بدین صورت است که «دوگانگی نقش مدیرعامل بر هزینۀ سرمایۀ شرکت تأثیر معناداری ندارد».
آزمون فرضیۀ سوم پژوهش
فرضیۀ سوم پژوهش بیان میدارد دوگانگی نقش مدیرعامل بر رابطۀ میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایۀ شرکت تأثیر معناداری دارد. آزمون این فرضیه با بررسی معناداری متغیر تعاملی کیفیت افشا و دوگانگی نقش مدیرعامل آزمون میشود. با توجه به متغیرهای بهکاررفته برای محاسبۀ هزینۀ سرمایه و نیز متغیرهای بهکاررفته برای محاسبۀ کیفیت افشا، نتایج حاصل از آزمون این فرضیه، با استفاده از رابطه (8) در نگاره (4) ارائه شدهاند.
نگاره4. نتایج آزمون فرضیۀ سوم
|
|
متغیر وابسته هزینۀسرمایۀ گوردون (Cost1) |
متغیر وابسته: هزینۀسرمایۀ گوردون(Cost2) |
متغیر وابسته: هزینۀ سرمایه CAPM (Cost2) |
متغیر وابسته: هزینۀ سرمایه CAPM (Cost2) |
||||
|
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
ضریب |
معناداری |
|
|
اف لیمر |
3/5215 |
0/000 |
3/3527 |
0/000 |
0/5056 |
1/000 |
0/5455 |
1/000 |
|
هاسمن |
15/5833 |
0/016 |
21/0867 |
0/001 |
--- |
--- |
--- |
--- |
|
DisQ1 |
1/5989 |
0/001 |
--- |
--- |
48/1582 |
0/000 |
--- |
--- |
|
DisQ2 |
--- |
--- |
-0/0192 |
0/006 |
--- |
--- |
-0/3145 |
0/0034 |
|
CEOD |
-0/8448 |
0/098 |
-0/7827 |
0/099 |
-0/8699 |
0/8173 |
-9/4447 |
0/6373 |
|
DisQ*CEOD |
-0/0067 |
0/994 |
0/001 |
0/914 |
3/7015 |
0/8850 |
0/1122 |
0/6565 |
|
Mt/Bv |
-0/0168 |
0/496 |
0/0013 |
0/960 |
-11/123 |
0/5387 |
-52/697 |
0/003 |
|
Lev |
8/3074 |
0/000 |
8/5208 |
0/000 |
0/2332 |
0/3742 |
0/4541 |
0/0784 |
|
ROE |
0/7353 |
0/000 |
0/7185 |
0/000 |
-0/001 |
0/9854 |
-0/0108 |
0/8526 |
|
آماره |
128/101 |
0/000 |
143/977 |
0/000 |
5/5387 |
0/0001 |
3/5122 |
0/0018 |
|
ضریب تعیین |
0/95 |
0/955 |
0/027 |
0/017 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
0/94 |
0/948 |
0/023 |
0/013 |
||||
|
دوربین واتسون |
2/099 |
2/11 |
2/40 |
2/48 |
||||
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج حاصل از آزمون اف لیمر و در صورت نیاز آزمون هاسمن در بخش اول نگاره (4) ارائه شدهاند. همانگونه که مشاهده میشود براساس این نتایج، زمانی که متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایه، گوردون است، از مدل دادههای تابلویی و الگوی اثرات ثابت برای برآورد مدل رگرسیونی استفاده میشود (سطح معناداری آمارۀ اف لیمیر و هاسمن، هردو کمتر از 5 درصد است) و زمانی که از متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ محاسبهشده براساس مدل قیمتگذاری سرمایهای استفاده میشود، مدل دادههای ترکیبی به کار گرفته میشود (سطح معناداری آمارۀ اف لیمیر، بیشتر از 5 درصد است).
نتایج مدل رگرسیونی مربوط به آزمون فرضیۀ سوم در بخش دوم نگاره (4) ارائه شدهاند که شامل چهار ستون است؛ در ستون اول و دوم، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ گوردون و در ستون سوم و چهارم، متغیر وابستۀ هزینۀ سرمایۀ مدل قیمتگذاری داراییهای سرمایهای است. همچنین، نحوۀ آزمون فرضیۀ سوم، بررسی معناداری ضریب متغیر تعاملی کیفیت افشا و دوگانگی نقش مدیرعامل در هر چهار ستون است. با توجه به نتایج ارائهشده در نگاره (4)، در هر چهار ستون، سطح معناداری متغیر تعاملی از 5 درصد بیشتر است (برای مثال، در ستون اول، سطح معناداری متغیر تعاملی 0/994است)؛ بنابراین، در سطح اطمینان 95 درصد، فرضیۀ سوم پژوهش، مبنی بر تأثیر دوگانگی نقش مدیرعامل بر رابطۀ کیفیت افشا و هزینۀ سرمایۀ شرکت، پذیرفته نمیشود؛ بنابراین، ضرایب بهدستآمده معنادار نیست و فرضیۀ سوم پژوهش پذیرفته نمیشود. بهطور کلی، نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ سوم پژوهش بدین صورت است که «دوگانگی نقش مدیرعامل بر رابطۀ میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایۀ شرکت تأثیر معناداری ندارد».
بحث و نتیجهگیری
طبق آنچه در مبانی نظری پژوهش بیان شد بهطور خلاصه کیفیت افشا از پنج طریق، هزینۀ سرمایه را کاهش میدهد: 1) کاهش عدم تقارن اطلاعاتی؛ 2) کاهش ریسک سیستماتیک؛ 3) افزایش توان راهبری شرکتی؛ 4) افزایش نقدشوندگی سهام شرکت و 5) کاهش نا اطمینانی در پیشبینی جریانهای نقدی آتی. نتایج بسیاری از پژوهشها همانند دیاموند و وریچیا [33]، بوتوسان و پلومی [20]، بوتوسان و همکاران [21]، لامبرت و همکاران [57] و فرانسیس و همکاران [40] نیز پشتیبان این رابطۀ معکوساند. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول پژوهش مبنی بر رابطه منفی میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایۀ شرکت با پژوهشهای پیشین سازگار است.
دربارۀ دوگانگی نقش مدیرعامل نیز بیان شد در شرایط مختلف محیطی که شرکت در آن قرار دارد، دوگانگی نقش مدیرعامل دارای نتایج متفاوت است؛ برای مثال، در زمان عدم طمینان محیطی، بهواسطۀ ایجاد وحدت فرماندهی و سرعت تصمیمگیری برای عبور از بحران، دوگانگی نقش مدیرعامل دارای منافع فراوان است و این موضوع به تعدیل ریسک عملیات شرکت منجر میشود. کاهش ریسک مرتبط با شرکت نیز درنهایت به کاهش هزینه سرمایۀ شرکت منجر خواهد شد؛ اما در شرایط عدم اطمینان محیطی پایین، ریسک فرصتطلبی مدیرعامل افزایش مییابد؛ درنتیجه، منفکشدن نقش مدیر عاملی از ریاست یا نایب رئیس هیئتمدیره سودمندتر است. نتایج پژوهش کراس و همکاران [53]، گل و لئونگ [43]، دیلی و دالتون [30] و ستیانی و همکاران [68] نیز مؤید وجود این رابطۀ معنادار است. هرچند مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش مطرحشده مؤید اثرگذاری دوگانگی نقش مدیر بر هزینه سرمایۀ شرکت است، نتایج پژوهش حاضر با مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش متفاوت است و وجود این رابطه را تأیید نکرد. به نظر میرسد دلیل این امر، وجود قوانین متفاوت در رابطه با دوگانگی نقش مدیرعامل در صنایع مختلف در ایران است؛ بدین صورت که براساس اساسنامۀ برخی شرکتها (یا قوانین آن صنعت) دوگانگی نقش مدیرعامل، ممنوع است؛ اما در صنعت دیگر، الزامی است (الزامات قانونی متفاوت ممکن است بر نتایج تحقیق حاضر اثر گذاشته باشد)؛ درنتیجه، با توجه به الزامات مختلف در رابطه با دوگانگی نقش مدیرعامل در صنایع مختلف، به نظر میرسد هنوز در ایران به حرکت هدفمند برای کاراکردن وضعیت شرکت در این رابطه توجه نشده است.
دربارۀ فرضیۀ سوم پژوهش حاضر نیز بیان شد دوگانگی نقش مدیرعامل بر ریسکپذیری شرکت اثرگذار است و به همین واسطه، ممکن است رابطۀ میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه تعدیل شود. با توجه به نتایج آزمون این فرضیه، اثرگذاری دوگانگی نقش مدیرعامل بر رابطۀ میان کیفیت افشا و هزینۀ سرمایه پذیرفته نشد. دلایل ارائهشده برای رد فرضیۀ دوم نیز در رد فرضیۀ سوم مؤثر است. همچنین، الزام قانونی شرکتها در ایجاد کمیتۀ حسابرسی داخلی نیز عاملی برای افزایش توان نظارتی هیئتمدیره و تعدیل قدت مدیرعامل (حتی در صورت داشتن نقش دوگانه) است و اثرگذاری این عامل را بهشدت کاهش میدهد.
با توجه به شواهد بهدستآمده در پژوهش حاضر، به مدیران پیشنهاد میشود برای کاهش هزینۀ سرمایۀ شرکت و افزایش توان واحد تجاری در دستیابی به منابع مالی ارزان برای پروژههای سرمایهگذاری، کیفیت افشای گزارشات مالی خود را ارتقا دهند. برای انجام پژوهشهای آتی نیز پیشنهاد میشود کیفیت افشای شرکت را به دو بخش اختیاری و غیراختیاری، تقسیم و فرضیههای تحقیق را بر اساس این، مجدد آزمون کنند. همچنین، بهمنظور بررسی فرضیههای تحقیق از صنایعی استفاده شود که الزامات قانونی دربارۀ دوگانگی نقش مدیر عامل وجود نداشته باشد و صرفاً کارابودن یا نبودن این موضوع، عاملی برای انتخاب دوگانگی نقش مدیر عامل باشد.
)
