ارزیابی تاثیر تضاد نمایندگی بر ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت

محورهای موضوعی : حسابداری و مالی

فاطمه صمدی ¹ , ندا کاظم پور همراه لو ² , معصومه جعفری ³

1 - گروه مدیریت . دانشگاه آزاد اسلامی ،واحد تهران شرق
2 - گروه مدیریت ، داشگاه ازاد اسلامی واحد تهران شرق
3 - گروه مدیریت ، داشگاه ازاد اسلامی واحد تهران شرق

تاریخ دریافت : 1402/09/24 تاریخ پذیرش : 1402/11/01 تاریخ انتشار : 1403/04/10

کلید واژه: عملکرد مالی, نسبت کیوتوبین, کیفیت حاکمیت شرکتی, تضاد نمایندگی,

چکیده مقاله :

از آنجا که تفکیک بین مالکیت و کنترل باعث ایجاد تضاد نمایندگی بین مالکان و مدیران شرکت می‌شود،در همین راستا در این مطالعه تاثیر تضاد نمایندگی بر ارتباط بین کیفیت حاکمیت شرکتی و عملکرد مالی شرکت مورد ارزیابی قرار گرفته است.نمونه آماری شامل 148 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1392 تا 1400 است و اطلاعات مورد نیاز از صورت‌های مالی حسابرسی شده و گزارش‌های مالی سالانه که در سایت کدال موجود است، گردآوری شده‌اند. در این مطالعه با دو فرضیه تبیین شده است که با استفاده از تکنیک اقتصادسنجی گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) در نرم‌افزار ایویوز مورد آزمون قرار گرفته‌اند. یافته‌های مطالعه نشان داد کیفیت حاکمیت شرکتی تاثیر مثبت و معناداری بر هر دو معیار عملکرد مالی و تضاد نمایندگی تاثیر منفی و معنادار بر هر دو معیار عملکرد مالی شرکت‌ها دارند. همچنین مشخص شد در شرکت‌های با سطح بالای تضاد نمایندگی، کیفیت حاکمیت شرکتی، تاثیر قوی‌تری بر هر دو معیار عملکرد مالی شرکت‌ها دارد. ای در صورتی که حاکمیت شرکتی بتواند جنبه منفی تضادهای نمایندگی را با ایجاد یک سیستم نظارت قوی بر مدیران کنترل کند. این امر با این واقعیت مشهود است که شرکت‌هایی با سطوح بالای تضاد نمایندگی و مکانیسم‌های حاکمیت شرکتی با کیفیت بالا از سایر شرکت‌ها بهتر عمل می‌کنند. زیرا نتایج نشان می‌دهد که سطح تضادهای نمایندگی، رابطه بین سطح مکانیسم‌های حاکمیت شرکتی و عملکرد مالی را تقویت می‌کند.

چکیده انگلیسی:

Because the separation between ownership and control creates an agency conflict between owners and managers of the firm, strong corporate governance systems are expected to align the interests of the parties involved, whereby firms are more likely to improve their financial performance. The statistical sample includes 148 companies admitted to the Tehran Stock Exchange during the years 1392 to 1400, this study, it has been explained with two hypotheses that have been tested using the econometric technique of generalized moments (GMM) in Evivse software. The findings of the study showed that the quality of corporate governance has a positive and significant effect on both measures of financial performance, and conflict of representation has a negative and significant effect on both measures of financial performance of companies. It was also found that in companies with a high level of conflict of representation, the quality of corporate governance has a stronger effect on both measures of financial performance of companies. The findings of the study showed that the quality of corporate governance has a positive and significant effect on both measures of financial performance, and conflict of representation has a negative and significant effect on both measures of financial performance of companies. This is evidenced by the fact that firms with high levels of agency conflict and high-quality corporate governance mechanisms outperform other firms. Because the results show that the level of agency conflicts strengthens the relationship between the level of corporate governance mechanisms and financial performance.

منابع و مأخذ:

منابع و مآخذ
اميري و یادگاری,( 2022). بررسی تاثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد مالی با نقش واسطه ای کارایی فنی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهشهای جدید در مدیریت و حسابداری, 84(58), pp.44-68.
پژوهی, ناظمی, امین, نمازی و نویدرضا,( 2022). تأثیر ریسک بر قیمت سهام بانک‌ها و شرکت‌های بیمه با توجه به نقش سازوکارهای راهبری شرکتی. قضاوت و تصمیم گیری در حسابداری و حسابرسی, 1(2), pp.27-57.
رحمانیان کوشککی, عبدالرسول, کر رابعه, (2023). رابطه بین عملکرد پایداری شرکت و سیاست تقسیم سود با توجه به نقش حاکمیت شرکتی و مالکیت نهادی. پژوهشهای کاربردی در گزارشگری مالی, 12(1), pp.41-68
رحمانیان کوشککی, عبدالرسول و مطاعی, (2023). نقش تأمین مالی مبتنی بر بدهی در رابطه بین حاکمیت شرکتی و سرمایه‌گذاری تحقیق و توسعه. قضاوت و تصمیم گیری در حسابداری, 2(8), pp.91-109
رسفیجانی و دهقان, (2021). تاثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد مالی با توجه به نقش میانجی پایداری شرکت (مورد مطالعه: بانک های خصوصی کشور). مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار, 12(47), pp.188-209.
صالحی، اله کرم. (1400). تاثیر قدرت راهبری شرکتی بر نقدشوندگی بازار سهام: با تاکید بر معیارهای آمیهود، حجم معامله و شکاف قیمتی. دانش سرمایه‌گذاری، 10(37): 37-55.
کاکایی، حمید؛ ملک زاده، الهام؛ اخوی، محمدسادات؛ دامن کشیده، مرجان؛ حقیقت، طوبی. (1401). بررسی نقش راهبری شرکتی بر عملکرد مالی شرکت‌های دانش بنیان. دومین کنفرانس بین‌المللی آزمایشگاه مدیریت و رویکردهای نوآورانه در مدیریت و اقتصاد.
عزیز گرد, محمدرضا چکاو محمد، جهانشائیان, (2022). بررسی رابطه حاکمیت شرکتی و عملکرد مالی؛ با تأکید بر روابط غیرخطی و نقش ساختار هیئت مدیره و ساختار مالکیت. نشریه علمی رویکردهای پژوهشی نوین مدیریت و حسابداری, 2(7), pp.250-261.‎
نخجوانی, صدف .دلنواز اصغری,( 2023). تاثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد شرکت در شرایط مخاطرات اخلاقیAccounting and Corporate Governance Research , 2(3), pp.91-110.‎
Adams, M. and Jiang, W., 2016. Do outside directors influence the financial performance of risk-trading firms? Evidence from the United Kingdom (UK) insurance industry. Journal of Banking & Finance, 64, pp.36-51.
Al-Gamrh, B., Al-Dhamari, R., Jalan, A. and Afshar Jahanshahi, A., 2020. The impact of board independence and foreign ownership on financial and social performance of firms: evidence from the UAE. Journal of Applied Accounting Research, 21(2), pp.201-229.
Assenso-Okofo, O., Jahangir Ali, M. and Ahmed, K., 2021. The impact of corporate governance on the relationship between earnings management and CEO compensation. Journal of Applied Accounting Research, 22(3), pp.436-464.
Akbar, Saeed, Jannine Poletti-Hughes, Ramadan El-Faitouri, and Syed Zulfiqar Ali Shah. "More on the relationship between corporate governance and firm performance in the UK: Evidence from the application of generalized method of moments estimation." Research in International Business and Finance 38 (2016): 417-429.
Bebchuk, L., Cohen, A. and Ferrell, A., 2009. What matters in corporate governance?. The Review of financial studies, 22(2), pp.783-827.
Baraibar-Diez, E., Odriozola, M.D. and Sanchez, J.L.F., 2018. A perspective from corporate governance: how CSR is approached by European Corporate Governance codes. In The Critical State of Corporate Social Responsibility in Europe (Vol. 12, pp. 39-55). Emerald Publishing Limited.Bhagat, S. and Bolton, B., 2008. Corporate governance and firm performance. Journal of corporate finance, 14(3), pp.257-273.
Francis, B., Hasan, I. and Wu, Q., 2015. Professors in the boardroom and their impact on corporate governance and firm performance. Financial management, 44(3), pp.547-581.
Faisal, F., Majid, M.S.A. and Sakir, A., 2020. Agency conflicts, firm value, and monitoring mechanisms: An empirical evidence from Indonesia. Cogent Economics & Finance, 8(1), p.1822018.
Guluma, T.F., 2021. The impact of corporate governance measures on firm performance: the influences of managerial overconfidence. Future Business Journal, 7(1), pp.1-18.
Kusumadewi, N.L.G.L. and Wardhani, R., 2020. The effect of three types of agency problems on the firm performance: Evidence from Indonesia. International Journal of Monetary Economics and Finance, 13(3), pp.279-286.
Kasbar, Mohammed Sulaiman Hassan, Nicholas Tsitsianis, Androniki Triantafylli, and Colin Haslam. "An empirical evaluation of the impact of agency conflicts on the association between corporate governance and firm financial performance." Journal of Applied Accounting Research 24, no. 2 (2023): 235-259.
Kyere, M. and Ausloos, M., 2021. Corporate governance and firms financial performance in the United Kingdom. International Journal of Finance & Economics, 26(2), pp.1871-1885.
Munir, A., Khan, F.U., Usman, M. and Khuram, S., 2019. Relationship between corporate governance, corporate sustainability and financial performance. Pakistan Journal of Commerce & Social Sciences, 13(4).
Radu, C., Smaili, N. and Constantinescu, A., 2022. The impact of the board of directors on corporate social performance: a multivariate approach. Journal of Applied Accounting Research, 23(5), pp.1135-1156.
Watts, R.L. and Zimmerman, J.L., 1990. Positive accounting theory: a ten year perspective. Accounting review, pp.131-156.
Wintoki, M.B., Linck, J.S. and Netter, J.M., 2012. Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance. Journal of financial economics, 105(3), pp.581-606.
Wijaya, L.I., Welson, W. and Murhadi, W.R., 2020. Ownership structure, good corporate governance, and firm performance in the Indonesian capital market.
Zaman, R., Jain, T., Samara, G. and Jamali, D., 2022. Corporate governance meets corporate social responsibility: Mapping the interface. Business & Society, 61(3), pp.690-752.

متن کامل:



 

 

 

 

 

ارزیابی تاثیر تضاد نمایندگی بر ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت

 

ندا کاظم پورهمراهلو¹،*فاطمه صمدی²،معصومه جعفری ³

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ارزیابی تاثیر تضاد نمایندگی بر ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت

 

چکیده :

از آنجا که تفکیک بین مالکیت و کنترل باعث ایجاد تضاد نمایندگی بین مالکان و مدیران شرکت می‌شود، انتظار می‌رود سیستم‌های راهبری شرکتی قوی، منافع طرف‌های درگیر را همسو کند که به موجب آن شرکت‌ها احتمال بیشتری برای بهبود عملکرد مالی خود دارند. با این حال این بحث در مطالعات پیشین نادیده گرفته شده است. در همین راستا در این مطالعه تاثیر تضاد نمایندگی بر ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت مورد ارزیابی قرار گرفته است.نمونه آماری شامل 148 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1392 تا 1400 است و اطلاعات مورد نیاز از صورت‌های مالی حسابرسی شده و گزارش‌های مالی سالانه که در سایت کدال موجود است، گردآوری شده‌اند. یافته‌های مطالعه نشان داد کیفیت راهبری شرکتی تاثیر مثبت و معناداری بر هر دو معیارعملکرد مالی ( نسبت کیوتوبین و نرخ بازدهی دارایی )و تضاد نمایندگی تاثیر منفی و معنادار بر هر دو معیار عملکرد مالی شرکت‌ها دارند. همچنین مشخص شد در شرکت‌های با تضاد نمایندگی و کیفیت راهبری شرکتی، تاثیر قوی‌ هر دو معیار عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.این مطالعه نشان می دهد که راهبری شرکتی با کیفیت بالا می‌تواند تضادهای نمایندگی را از یک تهدید به فرصت تبدیل کند، در صورتی که راهبری شرکتی بتواند جنبه منفی تضادهای نمایندگی را با ایجاد یک سیستم نظارتی قوی بر مدیران کنترل کند. این امر با این واقعیت مشهود است که شرکت‌هایی با سطوح بالای تضاد نمایندگی و مکانیسم‌های راهبری شرکتی با کیفیت بالا از سایر شرکت‌ها بهتر عمل می‌کنند. زیرا نتایج نشان می‌دهد که سطح تضادهای نمایندگی، رابطه بین سطح مکانیسم‌های راهبری شرکتی و عملکرد مالی نیاز به اصلاح اساسی دارد.

 

 

واژه‌های کلیدی: کیفیت راهبری شرکتی، تضاد نمایندگی،عملکرد مالی.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1. مقدمه

   عملکرد مالی یک معیار بسیار با اهمیت برای ارزیابی وضعیت شرکت نزد کاربران صورت‌های مالی و سایر ذینفعان شرکت‌ها است؛ بنابراین ارتقاء و بهبود عملکرد مالی شرکت همواره به عنوان یک موضوع چالش‌برانگیز برای شرکت‌ها و مدیران بوده است و در این بین محققان دانشگاهی به طور مداوم در پی شناسایی عواملی بوده‌اند که با افزایش عملکرد مالی شرکت همراه هستند. این مطالعات تلاش کرده‌اند تا این مقوله را از زوایای گوناگون مورد بررسی قرار دهند و به معرفی عواملی بپردازند که باعث افزایش عملکرد مالی شرکت‌ها می‌شوند؛ اما از آنجایی که سیستم‌های حاکم بر شرکت‌ها پویا هستند، در هر دوره‌ای می‌توان شاهد تغییرات در عوامل اثرگذار بر عملکرد مالی شرکت‌ها بود؛ لذا انجام این مطالعات همیشه با ارزش بوده و حائز اهمیت هستند، به ویژه زمانی که به ارائه یک چشم‌انداز جدید از عوامل اثرگذار بر عملکرد مالی شرکت‌ها می‌پردازند.راهبری شرکتی راهبری شرکتی خوب و قوی برای موفقیت مالی و غیرمالی و همچنین دوام شرکت‌ها و به طور کلی برای منافع جامعه، بسیار مهم است (برایبار-دیزو همکاران⁴، 2018؛ زمان و همکاران⁵، 2022). پس از دهه‌ها پژوهش و حمایت از سیاست‌های راهبری شرکتی، اکنون در پرتو رکودهای اقتصادی و تحولات تجاری لازم است تا با یک دیدگاه دیگر، ارتباط بین راهبری شرکتی و دوام تجاری یک شرکت مورد مطالعه قرار گیرد تا به طور شفاف مشخص شود که راهبری شرکتی چگونه بر وضعیت اقتصادی شرکت‌ها تاثیرگذار است، زیرا در مطالعات پیشین این بحث نادیده گرفته شده است و اساسا تلاش شده است تا اثرات مستقیم راهبری شرکتی بر عملکرد شرکت به ویژه عملکرد مالی ارزیابی شود و مکانیسم‌های این تاثیرگذاری مورد توجه نبوده است. تضادهای نمایندگی که تقریباً در هر مطالعه راهبری شرکتی مورد بحث قرار می‌گیرد، هرگز توجه تجربی مناسبی را دریافت نکرده است. با در نظر گرفتن مباحث فوق، این مطالعه با توجه به اینکه تضادهای نمایندگی انگیزه اصلی به‌روزرسانی مستمر مکانیسم‌های راهبری شرکتی است، به طور خاص اثرات تضادهای نمایندگی و چگونگی تعدیل رابطه بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت را ارزیابی می‌کنداز این رو در این مطالعه به منظور کاهش این شکاف مطالعاتی به پیروی از پژوهش کسبارو همکاران⁶ (2022) به ارزیابی تاثیر تضاد نمایندگی بر ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت پرداخته شده است.

 

2.بیان مساله

   در این پژوهش سه عنصر کلیدی راهبری شرکتی ،تضاد نمایندگی و عملکرد شرکت مورد نظر بوده در حقیقت راهبری شرکتی، به عنوان مجموعه‌ای از سیستم‌ها، مانند هیئت‌مدیره، کمیته‌ها و برنامه‌های پاداش مدیریتی، به دلیل مکانیسم‌های مشاوره‌ای و اجرایی، راه‌حلی نهادی برای رفع هرگونه ناهماهنگی و تضاد بین مالکیت و کنترل معرفی شده است (کایر و آیسلوس⁷، 2021). با این حال، وجود یک چارچوب راهبری شرکتی مشخص، به خودی خود، نمی‌تواند به اندازه کافی هرگونه تضاد و ناهماهنگی احتمالی بین مالکیت و کنترل را که منجر به عملکرد مالی ضعیف شرکت‌ها یا حتی شکست‌های شرکتی می‌شود، توضیح دهد. به طوری که گزارش اخیر منتشر شده توسط تحلیلگران مالی معتبر⁸ در سال 2020 نشان می‌دهد که تقریباً 25٪ از شرکت‌های بورس S&P500 در آمریکا به دلیل کاهش ارزش سهام علی‌رغم تجدیدنظر در مکانیسم‌های راهبری شرکتی، در معرض ورشکستگی قرار دارند. شواهد تجربی تا کنون تا حد زیادی ارتباط بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت‌ها را به طور مستقیم و علّی مورد بررسی قرار داده است، و منطق این ارتباط از آنجا ناشی می‌شود که راهبری شرکتی، کارایی نظارت بر فعالیت‌های مدیریتی را بهبود می‌بخشد و در نتیجه تضادهای نمایندگی را کاهش می‌دهد (ببچوک و همکاران⁹، 2009؛ اکبرو همکاران¹⁰، 2016؛ بهگات و بولتون¹¹، 2019). 

   این مطالعه استدلال کرده است که راهبری شرکتی خود، محور نیست؛ زیرا مستلزم تعامل با عوامل و نیروهای تغییر است. این فرض که پیروی از مکانیسم‌های راهبری شرکتی منجر به عملکرد خوب شرکت می‌شود، با ماهیت چندبُعدی و پنهان راهبری شرکتی در تضاد است. برای مثال، افزایش استقلال هیئت‌مدیره «مستقیم» عملکرد سازمانی را بهبود نمی‌بخشد. علاوه بر این، با توجه به تفاوت‌های بین مدیران و کارکنان، رسوایی‌های شرکتی، مسئولیت‌پذیری شرکتی، تضادهای نمایندگی و شفافیت، همانطور که توسط سیستم‌های راهبری شرکتی در حال تحول مطرح می‌شود، نقش حسابرسی داخلی نیز باید مورد توجه Wintoki مناسب قرار گیرد (آسنسو-اوکوفو¹² و همکاران¹³، 2021).

این موضوع که همیشه به دنبال آشفتگی بازار یا یک رسوایی بزرگ شرکتی، یک قانون جدید راهبری شرکتی راه‌اندازی می‌شود، یک مشاهده مستند و اثبات شده است. بر این اساس، پیچیدگی و ماهیت درهم تنیده فعالیت‌های تجاری جهانی نیازمند ضمانت‌های خاصی است که تضمین می‌کند مکانیسم‌های نهادینه شده برای حفاظت از منافع ذینفعان و جلوگیری از رفتار فرصت‌طلبانه مدیران وجود دارد. با این فرض با وجود همه این عناصر حفاظتی، زمانی که یک سیستم راهبری شرکتی با کیفیت بالا وجود دارد، باید انتظار عملکرد مالی مثبت را داشت. متناوباً، یک سیستم راهبری شرکتی با کیفیت بالا به حداقل رساندن زیان در صورت آشفتگی بازار را تضمین می‌کند. با این وجود، مطالعات قبلی (وینتوکی و همکاران¹⁴، 2012؛ فرانسیس و همکاران¹⁵، 2015؛ آدامز و جیانگ¹⁶، 2016؛ الگامره و همکاران¹⁷، 2020؛ رادووهمکاران¹⁸، 2022) که ارتباط بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت‌ها را بررسی کرده‌اند، نتوانستند مجموعه‌ای از نتایج یکسان را برای مکانیسم‌های منحصربه‌فرد راهبری شرکتی گزارش کنند. یکی از دلایل این تناقضات، خطای اندازه‌گیری مرتبط با شاخص‌های راهبری شرکتی فردی و تصادفی انتخاب شده و حذف مکانیسم‌ها و سایر شاخص‌ها است (آدامز و جیانگ، 2016؛ شین و همکاران¹⁹، 2018). 

   این مطالعه با توجه به اینکه تضادهای نمایندگی انگیزه اصلی به‌روزرسانی مستمر مکانیسم‌های راهبری شرکتی است، به طور خاص اثرات تضادهای نمایندگی و چگونگی تعدیل رابطه بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت را ارزیابی می‌کند. در واقع هدف این مطالعه درک ارتباط بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی در شرایط وجود تضادهای نمایندگی است. انگیزه این مطالعه از آنجایی شکل گرفته است که تفکیک بین مالکیت و کنترل باعث ایجاد تضاد نمایندگی بین مالکان و مدیران شرکت می‌شود. بنابراین، انتظار می‌رود که سیستم‌های راهبری شرکتی قوی منافع طرف‌های متقابل را همسو کند که به موجب آن شرکت‌ها احتمال بیشتری برای بهبود عملکرد مالی خود دارند. با این حال، پژوهش های قبلی نتایج ثابتی در این زمینه به همراه نداشت. با توجه به ماهیت نهفته تصاد نمایندگی، این مطالعه از تحلیل مؤلفه‌های اصلی برای ایجاد شاخصی ترکیبی برای نشان دادن سطح تضاد نمایندگی استفاده کرده است. به طور کلی، مسئله اصلی در این پژوهش این است:

   تضاد نمایندگی چه تاثیری بر ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد؟

   این مطالعه یکی از معدود مطالعاتی است که به ماهیت پنهان تضاد نمایندگی می‌پردازد و چندین مشارکت نظری در توسعه ادبیات دارد. اول، در این مطالعه ادبیات مربوط به رابطه راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت توسعه می‌یابد. در واقع این مطالعه بار دیگر به ارائه شواهد تجربی جدیدتر در زمینه رابطه فوق می‌پردازد و به جای این که فرض کند همه مکانیسم‌های راهبری شرکتی به صورت مجزا و منحصربه‌فرد کار می‌کند، با در نظر گرفتن تعدادی از مکانیسم‌های راهبری شرکتی به صورت یکجا که در ایران مورد استفاده قرار می‌گیرد، خطای حذف یک شاخص راهبری شرکتی و سوگیری در نتایج را کاهش می‌دهد. برای اندازه‌گیری کیفیت راهبری شرکتی از 8 ویژگی راهبری شرکتی که به صورت متغیر دو ارزشی به کار برده می‌شوند و امتیاز صفر و یک به آن‌ها داده می‌شود. چنانچه امتیاز هر شرکت بیش از 5 باشد، راهبری شرکتی در آن قوی و کیفیت راهبری شرکتی بالا است. دوم، در این مطالعه با برجسته کردن نقش تعدیلی تضاد نمایندگی در رابطه بین مکانیسم‌های راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت، ادبیات مربوط به تئوری نمایندگی توسعه می‌یابد. در واقع این مطالعه با استفاده از تحلیل مولفه‌های اصلی، برای اندازه‌گیری تضاد نمایندگی بر مبنای چندین معیار، به صراحت ماهیت نهفته نشان داده نشده توسط تعارضات نمایندگی در ادبیات پیشین را آشکار می‌کند.یافته‌های این مطالعه پیشنهادهای ارزشمندی را برای تضاد نماینگی و راهبری شرکتی ارائه می‌کند تا استانداردهای حسابداری را بیشتر ارائه و بهبود بخشند تا مقررات و مکانیسم‌های داخلی موجود را تقویت کنند که به نوبه خود می‌تواند دامنه رفتار فرصت‌طلبانه مدیریتی را کاهش دهد، زیرا رفتارهای فرصت‌طلبانه مدیریتی می‌تواند به صورت تجربی از طریق چارچوب پیشنهادی این مطالعه برآورد شود. 

 

 

۳-پیشینه پژوهش

رحمانیان وکر(1402)به بررسی رابطه بین عملکرد پایداری شرکت و سیاست تقسیم سودبا توجه به تقش حاکمیت شرکتی و مالکیت نهادی پرداختند و نشان دادند که عملکرد پایداري شرکت،سیاست تقسیم سود را بهبود میبخشد.همچنین، حاکمیت شرکتی رابطه مثبت بین عملکردپایداري شرکت و سیاست تقسیم سود را تقویت میکند. علاوه بر این، مالکیهت نهادي مالکیت نهادی رابطه مثبت بین عملکرد پایداري شرکت و سیاست تقسیم سود راتضعیف می نماید. نخجوانی ودلنوازاصغری(1402) به بررسی تاثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد شرکت در شرایط خاطرات اخلاقی پرداخته ونتایج نشان داده که مکانیزم های حاکمیت شرکتی موجب بهبود عملکرد شرکت می شوند.همچنین زمانی که مخاطرات اخلاقی بالا است وجود مکانیزم های حاکمیت شرکتی موجب بهبود عملکرد می شود.

رحمانیان کوشککی ومطاعی (1402)به بررسی نقش تامین مالی مبتنی بر بدهی در رابطه بین حاکمیت شرکتی و سرمایه گذاری تحقیق و توسعه پرداخته و نشان داده مولفه های راهبری شرکتی با سرمایه گذاری تحقیق وتوسعه رابطه مستقیم دارد و با تامین مالی مبتنی بر بدهی تاثیر گذار نمی باشد.

پژوهی و همکاران(1401)به بررسی تاثیر ریسک بر قیمت سهام بانک ها و شرکت هابی بیمه با توجه به تقش سازو کارهای راهبری شرکتی پرداخته و نتیجه ان نشان می دهدکه ریسک یازار و تقدینگی بر قیمت سهان تاثیر گذار یوده مولفه های راهبری شرکتی نیز می تواند به مدیران یانک ها و موسسان بیمه در راستای اتخاذ تصمیمات استراتژیک مفید یاشد.

امیری و یادگاری (1401) به بررسی تاثیر راهبری شرکتی بر عملکرد مالی با نقش واسطه‌ای کارایی فنی پرداختند و نشان دادند که راهبری شرکتی بر عملکرد مالی تاثیر مثبت و معنی‌داری دارد و این رابطه به طور مثبت و معناداری توسط کارایی فنی میانجیگری می‌شود.

کاکایی و همکاران (1401) به بررسی نقش راهبری شرکتی بر عملکرد مالی شرکت‌های دانش بنیان پرداختند و نشان دادند که راهبری شرکتی بر عملکرد مالی شرکت‌های دانش بنیان تاثیر مثبت و معناداری دارد. همچنین این نتیجه حاصل شد که مولفه‌های راهبری شرکتی از قبیل تمرکز مالکیت، اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره، مالکیت نهادی و تفکیک پست رئیس هیئت‌مدیره و مدیرعامل بر بهبود عملکرد مالی شرکت‌ها نیز تاثیر مثبت ومعناداری دارند.

رسفیجانی و دهقان (1400) به بررسی تاثیر راهبری شرکتی بر عملکرد مالی با توجه به نقش میانجی پایداری شرکت پرداختند و نشان دادند که راهبری شرکتی بر عملکرد مالی و پایداری شرکت تاثیرگذار است. همچنین پایداری شرکت بر عملکرد مالی تاثیرگذار است. نتایج همچنین نشان داد راهبری شرکتی با توجه به نقش میانجی پایداری شرکت بر عملکرد مالی تاثیرگذار است. نقش میانجی کارایی زیست‌محیطی و سیستم مدیریت سلامتی و ایمنی در رابطه میان راهبری شرکتی و عملکرد مالی تایید شد. اما توسعه جامعه و مدیریت محیط زیست، تعهد و ظرفیت توسعه اجتماعی این رابطه را میانجی نمی‌کنند.

موسوی مدنی (1399) به بررسی تاثیر راهبری شرکتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها پرداختند و نشان دادند بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. بین پاسخگویی هیئت‌مدیره و عملکرد شرکت با شاخص ROE رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. بین پاسخگویی هیئت‌مدیره و عملکرد شرکت با شاخص TQ رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. بین سطح افشا و عملکرد شرکت با شاخص نرخ بازده حقوق صاحبان سهام²⁰ رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. بین رابطه بین سطح افشا و عملکرد شرکت با شاخص کیوتوبین ²¹رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. بین کمیته حسابرسی و عملکرد شرکت با شاخص نرخ بازده حقوق صاحبان سهام رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.

گرد و همکاران (1398) به بررسی رابطه راهبری شرکتی و عملکرد مالی؛ با تأکید بر روابط غیرخطی و نقش ساختار هیئت‌مدیره و ساختار مالکیت پرداختند و نشان دادند که ارتباط مستقیم و معنادار بین استقلال هیئت‌مدیره و تمرکز مالکیت با عملکرد مالی شرکت برقرار است و اندازه هیئت‌مدیره، تأثیر معناداری بر عملکرد مالی شرکت ندارد.

کسباروهمکاران (2023) به بررسی تاثیر تضاد نمایندگی بر ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت پرداختند و مشخص شد که شرکت‌هایی که در سطوح بالاتری از تضادهای نمایندگی فعالیت می‌کنند، تنها زمانی عملکرد مالی خود را بهبود می‌بخشند که راهبری شرکتی قوی‌تری داشته باشند. به عبارتی اگر شرکت‌ها کیفیت راهبری شرکتی را به دلیل افزایش سطح تضادهای نمایندگی بهبود بخشند، عملکرد مالی نیز بهبود می‌یابد.

کایر و آیسلوس (2021) به بررسی رابطه راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت‌ها در بریتانیا پرداختند. نتایج این مطالعه نشان داد که مکانیسم‌های راهبری شرکتی تاثیر مثبت و معناداری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارند؛ بنابراین، با انتخاب مکانیسم‌های راهبری شرکتی مناسب، می‌توان امور مالی یک شرکت را بهبود بخشید.

گولوما²²(2021) به بررسی تأثیر معیارهای راهبری شرکتی بر عملکرد شرکت با توجه به تأثیرات اعتماد به نفس بیش از حد مدیریتی پرداختند. این مطالعه از سازوکارهای راهبری شرکتی داخلی و خارجی استفاده کرد که توسط هیئت‌مدیره مستقل، رهبری هیئت‌مدیره دوگانه، تمرکز مالکیت به عنوان معیارهای حاکیمت شرکتی داخلی و تامین مالی بدهی و رقابت بازار محصول به عنوان یک معیار راهبری شرکتی خارجی نشان داده می‌شود. یافته‌های مطالعه نشان داد که تمرکز مالکیت و رقابت در بازار محصول با عملکرد شرکت رابطه مثبت و معناداری دارند. رهبری دوگانه با نسبت کیوتوبین رابطه منفی دارد، و تامین مالی بدهی نیز با هر دو معیار عملکرد شرکت، رابطه منفی معناداری دارد. علاوه بر این، نتایج تجربی همچنین نشان داد که اعتماد به نفس بیش از حد مدیریتی بر رابطه استقلال هیئت‌مدیره، رهبری دوگانه و تمرکز مالکیت با عملکرد شرکت تأثیر منفی دارد. با این حال، اعتماد به نفس بیش از حد مدیریتی به طور مثبت تأثیر تأمین مالی بدهی بر نسبت کیوتوبین و تأثیر منفی بر تأمین مالی بدهی و نرخ بازدهی دارایی را تعدیل می‌کند.

کاسامادوی و وارهانی²³(2020)به بررسی تأثیر سه نوع تضاد نمایندگی بر عملکرد شرکت پرداختند. نتایج نشان می‌دهد که مشکلات نمایندگی نوع I (مدیر در مقابل سهامدار) و نوع دوم (سهامدار اکثریت در مقابل سهامدار اقلیت) به طور کلی به طور مثبت بر عملکرد تأثیر می‌گذارند، در حالی که مشکلات نمایندگی نوع III (سهامدار در مقابل بستانکار) بر عملکرد تأثیر منفی می‌گذارند.

فیصل وهمکاران²⁴(2020) به بررسی رابطه تضادهای نمایندگی، ارزش شرکت و مکانیسم‌های نظارتی پرداختند و با استفاده از شواهد تجربی از اندونزی نشان دادند که رابطه تمرکز مالکیت-عملکرد شرکت از یک الگوی غیریکنواخت پیروی می‌کند و ثابت می‌کند که فرضیه‌های نظارت و سلب مالکیت برای شرکت‌های غیرمالی در اندونزی وجود دارد. این یافته‌ها نقش مهم سهامداران اضافی، سود سهام، انواع مالکیت خارجی را به عنوان متغیرهای تعدیل‌کننده، و بدهی به‌عنوان پیش‌بینی‌کننده برای تأثیرگذاری بر عملکرد شرکت، که به‌عنوان مکانیسم‌های کنترلی برای تضادهای نمایندگی در اندونزی عمل می‌کند، برجسته کرد.

ویجایاوهمکاران²⁵(2020) به بررسی رابطه ساختار مالکیت، راهبری شرکتی خوب و عملکرد شرکت پرداختند. متغیرهای مورد استفاده شامل مالکیت خارجی، مالکیت نهادی، مالکیت دولتی، اندازه هیئت‌مدیره شرکت‌های بخش غیرمالی در بورس سهام اندونزی در طول سال‌های 2013-2017 بوده است. یافته‌های پژوهش نشان داد که مالکیت خارجی و مالکیت دولتی تاثیر بر عملکرد شرکت ندارد. اندازه هیئت‌مدیره تأثیر مثبت معناداری بر عملکرد شرکت دارد در حالی که مالکیت نهادی تأثیر منفی معناداری بر عملکرد شرکت دارد.

انگوین وهمکاران²⁶(2020) به بررسی رابطه راهبری شرکتی و هزینه نمایندگی پرداختند و با استفاده از سه ویژگی هیئت‌مدیره شامل اندازه و استقلال هیئت‌مدیره و دوگانگی وظایف مدیرعامل و همچنین انواع ساختار مالکیت به عنوان معیارهای راهبری شرکتی و با شواهدی از ویتنام نشان دادند که مکانیسم‌های راهبری شرکتی نقش مؤثری در کنترل رفتار فرصت‌طلبانه مدیریتی برای کاهش تعارضات نمایندگی و در نتیجه کاهش هزینه‌های نمایندگی دارد.

بهاگات و بولتون (2019) به بررسی رابطه راهبری شرکتی و عملکرد آتی شرکت پرداختند. در این مطالعه از ویژگی‌ها و قدرت مالکیت سهام مدیر به عنوان معیاری برای راهبری شرکتی استفاده شده است. نتایج نشان داد که مالکیت سهام مدیر به طور مداوم و مثبت با عملکرد شرکت آتی مرتبط است. همچنین، در بین بانک‌ها مشخص شد که مالکیت سهام مدیر بانک به طور مثبت با عملکرد بانک در آینده مرتبط است، و مالکیت سهام مدیر بانک به طور منفی با ریسک آینده بانک، چه قبل و چه در طول بحران مالی مرتبط است.

مونیروهمکاران²⁷ (2019) به بررسی رابطه بین راهبری شرکتی، پایداری شرکتی و عملکرد مالی پرداختند و نشان دادند که راهبری شرکتی با عملکرد پایداری رابطه مثبت و معناداری دارد و از طرفی عملکرد پایداری به بهبود عملکرد مالی همراه است. در نهایت مشخص شد که عملکرد پایداری رابطه بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی را به طور معناداری میانجیگری می‌کند.

 

4- فرضیه های پژوهش

فرضیه اول: کیفیت راهبری شرکتی تاثیر مثبت بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.

فرضیه دوم: در شرکت‌های با تضاد نمایندگی، کیفیت راهبری شرکتی تاثیر قوی‌تری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.

 

5- روش پژوهش

   این پژوهش بر حسب نوع داده‌ها، در گروه پژوهش های توصیفی وبر حسب نحوه اجرا را نیز می‌توان در دسته پژوهشات همبستگی قرار داد؛زیرا جهت کشف روابط بین متغیرهای پژوهش، از تکنیک­های رگرسیون و همبستگی استفاده خواهد شد.جامعه آماری در این مطالعه عبرارت است از کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1392 تا 1400می باشد.روش انتخاب نمونه آماری در این مطالعه بر اساس حذف سیستماتیک جامعه آماری است. با توجه به روند طی شده تعداد 148 شرکت به عنوان نمونه آماری انتخاب شدند.

 

5-1 مدل‌های آماری پژوهش

   برای آزمون فرضیه‌ها از مدل‌های رگرسیونی چندمتغیره به شرح زیر استفاده شده که برگرفته از مطالعه کسبار و همکاران (2022) است. 

برای آزمون فرضیه اول از مدل (1) به شرح زیر استفاده شده است.

 

 

 

برای آزمون فرضیه دوم از مدل (2) به شرح زیر استفاده شده است.

 

 

6- متغیرهای پژوهش

-       عملکرد مالی (متغیر وابسته)

برای اندازه‌گیری این متغیر به پیروی از مطالعه کسبار و همکاران (2022) از دو معیار نسبت کیوتوبین و نرخ بازدهی دارایی استفاده شده است.

نسبت کیوتوبین: نسبت مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری بدهی به ارزش دفتری دارایی

نرخ بازدهی دارایی: نسبت سود خالص به کل دارایی

 

-       کیفیت راهبری شرکتی (متغیر مستقل)

برای اندازه‌گیری کیفیت راهبری شرکتی از 8 ویژگی راهبری شرکتی بشرح جدول (۱) استفاده شده است که به صورت متغیر دو ارزشی به کار برده می‌شوند و امتیاز صفر و یک به آن‌ها داده می‌شود. چنانچه امتیاز هر شرکت بیش از 5 باشد، راهبری شرکتی در آن قوی و کیفیت راهبری شرکتی بالا است (صالحی، 1400).

جدول ۱- مولفه‌های اندازه‌گیری راهبری شرکتی
نام مولفه	نحوه اندازه‌گیری
اندازه هیئت‌مدیره	اگر تعداد اعضای هیئت ‌مدیره بیشتر از 5 نفر باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.
استقلال هیئت‌مدیره	اگر حداقل یک عضو غیرموظف در اعضای هیئت‌مدیره وجود داشته باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.
جلسات هیئت‌مدیره	اگر جلسات هیئت‌مدیره حداقل در هر ماه یک جلسه باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.
تخصص هیئت‌مدیره	اگر در ترکیب اعضای هیئت‌مدیره حداقل یک عضو با تحصیلات مالی و حسابداری وجود داشته باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.
کمیته حسابرسی	اگر شرکت دارای کمیته حسابرسی باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.
حسابرسی داخلی	اگر شرکت دارای حسابرسی داخلی باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.
کیفیت حسابرسی	اگر شرکت توسط سازمان حسابرسی، حسابرسی شده باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.
تمرکز مالکیت	اگر 10 درصد سهام شرکت متعلق به بزرگترین سهامدار باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد.

 

-       تضاد نمایندگی (متغیر تعدیلگر)

   با توجه به پنهان یا غیرقابل مشاهده بودن تعارضات نمایندگی، به این دلیل که آن‌ها رفتار انسان را منعکس می‌کنند، اندازه‌گیری و درک چنین اصطلاحی به روشی ملموس دشوار است. در این مطالعه تضاد نمایندگی با یک شاخص ترکیبی با استفاده از تعدادی متغیر که وجود آن‌ها احتمال تضاد نمایندگی بالاتری را منعکس می‌کند، اندازه‌گیری شده است. انجام این کار اندازه‌گیری بهتری از اصطلاح "تضاد نمایندگی" به دست می‌دهد. این متغیرها شامل اندازه شرکت، جریان نقدی آزاد، پیچیدگی محیط کسب‌وکار،فرصت رشد، ریسک عملیاتی و اهرم مالی هستند. بعد از محاسبه این متغیرها برای هر سال شرکت، با استفاده از تحلیل مولفه‌های اصلی (PCA) یک شاخص ترکیبی از این شش  متغیر به دست می‌آید. تحلیل مولفه‌های اصلی یک روش برای کاهش ابعاد داده‌ها و تشریح واریانس آن‌ها است. در این روش ابتدا یک ماتریس داده‌ها ایجاد می‌شود که شامل مشاهداتی هستند که به طور همزمان روی متغیرها ثبت شده‌اند. سپس میانگین هر ستون مارتیس داده محاسبه شده و از هر عضو ماتریس داده کم می‌شود. این کار باعث می‌شود مرکز داده بر مبنای میانگین صفر قرار گیرد. در مرحله بعد مارتیس کوواریانس بر اساس داده‌های مرکزگرایی شده محاسبه می‌شود. این ماتریس نشان می‌دهد که چقدر داده‌ها در هر راستای دیگر تغییر می‌کنند. سپس با استفاده از مارتیس کوواریانس، بردارهای ویژه و مقادیر ویژه محاسبه می‌شوند. بردارهای ویژه نشان می‌دهند که چگونه داده‌ها در جهت‌های مختلف تغییر می‌کنند و مقادیر ویژه نشان‌دهنده ویژگی تغییر آن‌ها در هر جهت هستند. بر اساس مقادیر ویژه می‌توان تعداد مولفه‌های اصلی را انتخاب کرد. این تعداد باید به‌گونه‌ای انتخاب شود که بتواند واریانس قابل قبولی از داده‌ها را توضیح دهد. برای اینکار نمودار اسکری مولفه‌ها ترسیم شده و مولفه‌ای که بیشترین مقدار از کل واریانس مشترک متغیرهای ورودی را توضیح دهد به عنوان بهترین مولفه یا PCA انتخاب می‌شود. در نهایت ضریب مولفه اصلی هر متغیر ورودی که توسط نرم‌افزار ارائه می‌شود به دست آمده و با ضرب آن در داده‌های هر متغیر و سپس جمع بستن آن‌ها، داده‌ها تبدیل به یک ترکیب خطی برای این متغیر بر اساس متغیرهای ورودی می‌شود. این تبدیل باعث کاهش ابعاد داده‌ها و توضیح واریانس آن‌ها می‌شود. مقادیر بزرگ‌تر نشان‌دهنده تضاد نمایندگی بالاتر در شرکت است. این نحوه اندازه‌گیری کمک می‌کند تا میزان تضاد نمایندگی به صورت عددی تعیین شود، به این ترتیب می‌توان بین شرکت‌هایی با سطوح مختلف تضاد نمایندگی (یعنی زیاد و پایین) تمایز قائل شد (کسبار و همکاران، 2022). نحوه اندازه‌گیری این شش معیار به شرح زیر است:

اندازه شرکت: لگاریتم طبیعی کل دارایی شرکت (کسبار و همکاران، 2022). دمستز و لن²⁸ (1985) استدلال می‌کنند که شرکت‌های بزرگ معمولا در عملیات‌های بیشتری نسبت به شرکت‌های کوچک مشارکت می‌کنند که به مدیران شرکت‌های بزرگ این فرصت را می‌دهد که منابع را به هزینه سهامداران هدر دهند (مزایای غیرمالی مصرف بیش از حد، مانند دفاتر لوکس). علاوه بر این، واتس و زیمرمن²⁹ (1990) این واقعیت را روشن می‌کنند که شرکت‌های بزرگ بیشتر تحت نظارت عموم مردم و دولت قرار می‌گیرند، که آن‌ها را برای مدیریت سود به منظور جلب توجه و بررسی مطلوب، ترغیب می‌کند. بنابراین، شرکت‌های بزرگ‌تر احتمالا تضاد نمایندگی بیشتری دارند.

جریان نقد آزاد: تفاوت بین جریان نقد عملیاتی و مخارج سرمایه‌ای (دارایی ثابت در پایان دوره منهای دارایی ثابت در ابتدای دوره) تقسیم بر کل دارایی‌های ابتدای سال (کسبار وهمکاران،2022). جنسن³⁰ (1986) و گورانوا وهمکاران³¹(2017) استدلال می‌کنند که سطح تعارض بین سهامداران و مدیران زمانی افزایش می‌یابد که جریان نقد آزاد قابل توجهی به دلیل تضاد ناشی از استفاده از این جریان، وجود داشته باشد. مدیران تمایل دارند از وجوه نقد باقیمانده پس از تامین مالی پروژه‌ها و بازپرداخت بدهی، در فعالیت‌های تخریب‌کننده ارزش (مانند فعالیت‌های ادغام و تملک(M&A))و/یا افزایش مصرف بیش از حد کالاها که پیامدهای زیان‌باری بر ارزش شرکت دارد، سوء استفاده کنند. بنابراین، شرکت‌های با جریان نقد آزاد بیشتر، احتمالا تضاد نمایندگی بیشتری دارند.

 فرصت‌های رشد: نسبت مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری بدهی به ارزش دفتری دارایی (کسبار وهمکاران،2022). جنسن (1986)ودی³²(2008) بیان می‌کنند شرکت‌هایی که فرصت‌های رشد بالایی دارند، به دلیل افزایش قدرت مدیرانشان، به احتمال زیاد مشکلات عدم تقارن اطلاعاتی دارند. جنسن (1986) این این موضوع را به این صورت توجیه می‌کند که مدیران تشویق می‌شوند تا از اندازه بهینه فراتر بروند تا افزایش منابع تحت کنترل خود را برای برآوردن یا شکست دادن نرخ های رشد بالا توجیه کنند. مورفی³³ (1985) استدلال می‌کند که مدیران تشویق می‌شوند تا از اندازه بهینه فراتر بروند، زیرا این امر باعث افزایش پاداش آن‌ها می‌شود، با توجه به اینکه افزایش پاداش با رشد فروش همراه است. شرکت‌هایی که نرخ رشد پایینی دارند، به دلیل جریان نقد آزاد قابل‌توجهی که دارند، احتمالاً سطوح بالایی از مشکلات نمایندگی را خواهند داشت.

پیچیدگی محیط کسب‌وکار: پیچیدگی محیط کسب‌وکار از طریق عضویت یا عدم عضویت در گروه‌های تجاری مشخص می‌شود. شرکتی عضو گروه تجاری محسوب می‌شود که خود یا شرکت مادر باشد یا شرکت فرعی و تابعه شرکت مادر باشد. در صورتی که شرکتی این شرایط را داشته باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر می‌گیرد (آقایی و همکاران،1396).رانتاکاری³⁴(2013) گزارش می‌دهد که نوسانات محیط عملیاتی بر ساختار سازمانی بهینه تأثیر می‌گذارد، زیرا افزایش میزان نوسانات در محیط عملیاتی، سطح تعارضات نمایندگی را افزایش می‌دهد. این استدلال مطابق با یافته‌های اساسی دمستز و لن (1985) است که گزارش کردند مدیران شرکت‌هایی با محیط‌های کاری ناپایدارتر احتمال بیشتری دارد که درگیر مشکلات مخاطره اخلاقی شوند،زیرا نظارت بر رفتار مدیریت برای سهامداران دشوار می‌شود.علاوه بر این، استین³⁵(1997) استدلال کرد شرکت‌هایی که در محیط‌های بسیار پیچیده فعالیت می‌کنند، ممکن است از تخصیص نادرست منابع رنج ببرند، زیرا مدیران این شرکت‌ها تمرکز خود را از دست می‌دهند و در نتیجه احتمال بیشتری وجود دارد که در مقایسه با سایر مدیرانی که در محیط‌های کمتر ‌پیچیده‌ فعالیت می‌کنند، تصمیم‌های بهینه‌ای که سودآوری شرکت‌هایشان را افزایش می‌دهد، نگیرند. بنابراین، شرکت‌های فعال در محیط‌های پیچیده‌تر، احتمالا تضاد نمایندگی بیشتری دارند.

ریسک عملیاتی: انحراف استاندارد یک دوره سه ساله نسبت فروش به دارایی (کسباروهمکاران، 2022). دی(2008) بیان می‌کند که شرکت‌های پرریسک معمولا از هزینه بالای بدهی رنج می‌برند. بر این اساس، این شرکت‌های ریسک‌پذیر برای کاهش ریسک درک شده و در نتیجه کاهش هزینه بدهی، ترغیب می‌شوند تا فعالیت‌هایی را انجام دهند. بنابراین، انتظار می‌رود شدت تضادهای نمایندگی در شرکت‌هایی با ریسک عملیاتی بالا، بیشتر باشد.

اهرم مالی: نسبت کل بدهی به کل دارایی (کسباروهمکاران، 2022). شرکت‌هایی که دارای اهرم بالا هستند، احتمالاً مدیریت سود را اعمال می‌کنند تا نسبت اهرم را تا حد ممکن کوچک نگه دارند. در غیر این صورت، مدیران ممکن است به دلیل قراردادهای بدهی که به وام‌دهنده حق مداخله در تصمیمات آن‌ها را می‌دهد، جریمه شوند (واتس وزیمرمن، 1990). چنین مداخلاتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها تأثیر منفی می‌گذارد. نمونه‌هایی از قراردادهای بدهی شامل محدودیت در فعالیت ادغام، سرمایه‌گذاری در شرکت‌های دیگر، افزایش بدهی و فروش برخی دارایی‌ها است (بوون وهمکاران³⁶، 2008).

 

7- یافته های پژوهش

۱-7آمار توصیفی

آمارتوصیفی که شمایی کلی از وضعیت توزیع مشاهده‌ها را برای هر متغیر نشان می‌دهد، می‌تواند در تعمیم‌پذیری نتایج به سایر جوامع آماری مفید باشد. . لازم به توضیح است که با توجه به تعداد 148 شرکت منتخب و دوره 9 ساله مورد بررسی (از سال 1392تاسال 1400)، تعداد مشاهدات برابر با 1332 مشاهده (سال-شرکت)است. همچنین با توجه به وجود مشاهدات پرت³⁷ در برخی از متغیرها، به منظور پیشگیری از سوگیری در نتایج به دلیل این مشاهدات پرت و دورافتاده، متغیرها در صدک‌های 5و 95وینزورایز³⁸ شدند.

 

 

 

 

 

جدول ۲-آمار توصیفی
نام متغیر	تعداد مشاهدات	میانگین	میانه	بیشینه	کمینه	انحراف معیار	چولگی	کشیدگی
نسبت کیوتوبین	1332	2.803	2.160	7.142	1.101	1.697	1.195	3.512
نرخ بازدهی دارایی	1332	0.153	0.127	0.455	0.063-	0.145	0.541	2.341
کیفیت راهبری شرکتی	1332	5.643	6	8	2	0.934	0.757-	3.794
تضاد نمایندگی	1332	0.727	0.690	1.066	0.533	0.153	0.718	2.537
منبع: یافته‌های پژوهشگر   جدول 3-امار توصیفی مولفه های تضاد نمایندگی نام متغیر تعداد مشاهدات میانگین میانه بیشینه کمینه انحراف معیار چولگی کشیدگی اندازه شرکت 1332 14.890 14.613 21.327 10.492 1.738 0.711 3.578 جریان نقد آزاد 1332 0.132 0.113 0.396 0.063- 0.123 0.503 2.535 پیچیدگی محیط کسب‌وکار 1332 0.432 0 1 0 0.495 0.272 1.074 ریسک عملیاتی 1332 0.184 0.134 0.591 0.029 0.149 1.400 4.184 فرصت رشد 1332 0.347 145/0 398/0 079/0 182/0 594/0 592/3 اهرم مالی 1332 0.555 0.548 0.898 0.208 0.192 0.024- 2.118 منبع:یافته های پژوهشگر

 

نتایج آمار توصیفی را می‌توان بدین ترتیب تفسیر کرد:

نسبت کیوتوبین این نسبت یکی از معیارهای عملکرد مالی است که عملکرد بازار شرکت‌ها را نشان می‌دهد و هرچه مقدار آن بیشتر باشد به معنای این است که شرکت، در بازار سرمایه و از منظر سرمایه‌گذاران ارزش بالایی دارد و فرصت‌های سرمایه‌گذاری یا همان فرصت رشد شرکت مطلوب است. به طور کلی مطلوبیت این نسبت در این است که مقدار آن بالای یک باشد، در غیر این صورت سرمایه‌گذاری روی شرکت متوقف می‌شود. با میانگین 2.803 نشان می‌دهد به طور متوسط عملکرد بازار شرکت‌ها مطلوب است. بیشترین 142/7 کمترین 1.101 است که هر دو مقدار بالای 1 و مطلوب هستند.نرخ بازدهی دارایی نرخ بازدهی دارایی برابر با نسبت سود خالص به کل دارایی است و میزان سودآوری شرکت به ازای دارایی‌های آن را نشان می‌دهد بامیانگین 0.153 وبیشترین سودآوری برابر با 45.5 درصد و کمترین سودآوری رقمی منفی است که زیان ده بودن شرکت را نشان می‌دهد. کیفیت راهبری شرکتی برای اندازه‌گیری کیفیت حاکمیت شرکتی از یک معیار ترکیبی که 8 مولفه یا مکانیسم حاکمیت شرکتی مناسب با ایران را در نظر گرفته، استفاده شده است. بر اساس این معیار، چنانچه امتیاز هر شرکت بیش از 5 باشد، حاکمیت شرکتی در آن قوی و کیفیت حاکمیت شرکتی بالا است.با میانگین 5.643 است نشان می‌دهد که به طور متوسط کیفیت راهبری شرکتی در ایران مطلوب و قوی است، با این حال میانه برابر با 6 است که یعنی نصف مشاهدات مقداری کمتر از آن را کسب کرده‌اند، و همچنین کمینه برابر با 2 است که نشان می‌دهد، در برخی از مشاهدات راهبری شرکتی با کیفیت پایین نیز وجود دارد.اندازه شرکت بامیانگین 14.890وهمچنین بیشینه و کمینه برابر با 21.327 و 10.492 هستند که به ترتیب متعلق به بزرگ‌ترین و کوچک‌ترین شرکت به لحاظ میزان کل دارایی می‌باشند.میانگین جریان نقد برابر با 0.132 و بیشترین جریان نقد آزاد برابر با 39.6 درصد و کمترین جریان نقد آزاد برابر با 0.063- است که بیشتر بودن مخارج سرمایه‌ای از جریان نقد عملیاتی را نشان می‌دهد. پیچیدگی محیط کسب‌وکار پیچیدگی محیط کسب‌وکار از طریق عضویت یا عدم عضویت در گروه‌های تجاری مشخص می‌شود. شرکتی عضو گروه تجاری محسوب می‌شود که خود یا شرکت مادر باشد یا شرکت فرعی و تابعه شرکت مادر باشد. در صورتی که شرکتی این شرایط را داشته باشد، ارزش یک و در غیر این صورت ارزش صفر گرفته است.  میانگین این متغیر 43.2 درصد از مشاهدات عضو گروه‌های تجاری و دارای محیط کسب‌وکار پیچیده هستند.ریسک عملیاتی از انحراف استاندارد یک دوره سه ساله نسبت فروش به دارایی به دست آمده است و میزان نوسانات فروش شرکت را که ریسک فعالیت‌های عملیاتی را نشان می‌دهد، اندازه‌گیری می‌کند. میانگین این متغیر 0.184 درصد است بیشترین ریسک عملیاتی، 59.1 درصد و کمترین ریسک عملیاتی، 2.9 درصد است. اهرم مالی برابر با نسبت کل بدهی به کل دارایی است و میزان استقراض شرکت برای تامین منابع شرکت را نشان می‌دهد. میانگین اهرم مالی برابر با 0.555 بیشترین وکمترین 0.898و 0.208 است تضاد نمایندگی با یک شاخص ترکیبی با استفاده از تعدادی متغیر که وجود آن‌ها احتمال تضاد نمایندگی بالاتری را منعکس می‌کند، اندازه‌گیری شده است. در این بخش روند اجرای تحلیل مولفه‌های اصلی برای به دست آوردن یک شاخص ترکیبی از ویژگی‌های تضاد نمایندگی اجرا شده است. جدول (4) مقادیر ویژه و درصد واریانس توضیح داده شده توسط مولفه‌ها را نشان می‌دهد.

 

جدول4- ترکیب واریانس توضیح داده شده توسط مولفه‌های تضاد نمایندگی
مولفه	مقادیر ویژه	درصد از کل واریانس توضیح داده شده	مقادیر ویژه تجمعی	درصد از کل واریانس توضیح داده شده (انباشته)
1	1.540	25.68%	1.540	25.68%
2	1.154	19.24%	2.695	44.92%
3	1.080	18.01%	3.775	62.93%
4	0.940	15.67%	4.715	78.60%
5	0.729	12.16%	5.445	90.76%
6	0.554	9.24%	6	100%
منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

مقدار ویژه عامل اصلی 1.540 است که نشان می‌دهد این عامل می‌تواند 25.68 درصد از واریانس مشترک این شش ورودی را توضیح دهد. از سوی دیگر، مقدار ویژه عامل جزئی 1.154 است و این بدان معناست که این عامل جزئی می‌تواند 19.24 درصد از واریانس مشترک این شش ورودی را توضیح دهد. در نمودار (1) که نمودار اسکری مولفه‌ها ترسیم شده است، می‌توان بهترین مولفه را انتخاب کرد. مطابق با نمودار (1) ملاحظه می‌شود که مولفه اول بیشترین مقدار از کل واریانس را تبیین می‌کند. با توجه به این نمودار می‌توان دریافت که مولفه اول یا PCA اول برای تحلیل کافی است. بنابراین عامل جزئی از تحلیل حذف می‌شود و عامل اصلی انتخاب می‌شود.

 

نمودار 1-اسکری مولفه‌های اصلی ویژگی‌های تضاد نمایندگی

 

 

 در جدول4 میزان تاثیر هر متغیر در تخمین مولفه ارائه شده است.

جدول ۴- ضریب امتیاز عناصر تضاد نمایندگی
متغیر		ضریب مولفه اول
اندازه شرکت		0.028
جریان نقد آزاد		0.027
پیچیدگی محیط کسب‌وکار		0.083
فرصت‌های رشد		0.079
ریسک عملیاتی		0.039-
اهرم مالی		0.049-
منبع: یافته‌های پژوهشگر

 با توجه به جدول (4) معادله زیر برای محاسبه تضاد نمایندگی نوشته می‌شود.

 

بنابراین با استفاده از این معادله یک شاخص ترکیبی برای تضاد نمایندگی محاسبه شد که میانگین آن برابر با 0.727 با انحراف معیار 0.153 است. همچنین بیشینه برابر با 1.066 است که بیشترین تضاد نمایندگی و کمینه برابر با 0.533 است که کمترین تضاد نمایندگی را نشان می‌دهد.علاوه بر این، بر اساس مقادیر چولگی و کشیدگی مشخص شد که هیچ‌یک از متغیرها از جمله متغیر وابسته توزیع نرمال ندارند، با این حال اگر تعداد مشاهدات بیشتر از 30 مشاهده باشد، در صورتی که توزیع آن‌ها نرمال هم نباشد، می‌توان با توجه به قضیه حد مرکزی آن‌ها را نرمال فرض کرد و لذا با توجه به اینکه تعداد مشاهدات در این پژوهش برابر با 1332 است، می‌توان توزیع آن‌ها را نرمال فرض کرد.

 

۲-7آزمون مانایی

برای بررسی مانایی متغیرها از آزمون لین؛لوین-چو³⁹ (LLC)استفاده شده نتایج آزمون مانایی نشان می‌دهد که همه متغیرها، در مقیاس سطح متغیر، مانا می‌باشند، زیرا سطح معناداری آماره همه متغیرها کوچک‌تر از 0.05 است. به این ترتیب می‌توان اطمینان حاصل کرد که رگرسیون کاذب و سوگیری در نتایج ایجاد نمی‌شود و نتایج قابل اتکا خواهند بود.

 

جدول ۵-آزمون مانایی در مقیاس سطح متغیر
نام متغیر	مقدار آماره	سطح معناداری	نتیجه آزمون
نسبت کیوتوبین	28.232-	0.000	مانا
نرخ بازدهی دارایی	84.310-	0.000	مانا
کیفیت راهبری شرکتی	35.725-	0.000	مانا
تضاد نمایندگی	28.564-	0.000	مانا
اندازه شرکت	3.348-	0.000	مانا
اهرم مالی	30.903-	0.000	مانا
جریان نقد آزاد	26.174-	0.000	مانا
منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

۳-7آزمون همبستگی

برای آزمون همبستگی از آزمون همبستگی پیرسون به بررسی همبستگی دو به دو بین متغیرهای مستقل با یکدیگر و متغیرهای مستقل با متغیر وابسته پرداخته شده است. اگر ضریب همبستگی بین دو متغیر بیشتر از آستانه 0.811 پیشنهاد شده توسط کندی⁴⁰(1985) باشد، به معنای همبستگی شدید بین دو متغیر است که به کارگیری هم‌زمان آن‌ها در مدل رگرسیونی، ممکن است رگرسیون کاذب ایجاد کند.

جدول8-آزمون همبستگی
متغیر	نسبت کیوتوبین	نرخ بازدهی دارایی	کیفیت راهبری شرکتی	تضاد نمایندگی	اندازه شرکت	اهرم مالی	جریان نقد آزاد
نسبت کیوتوبین	1 ---	0.381 0.000	0.0842 0.001	0.830- 0.000	0.097 0.000	0.322- 0.000	0.038 0.139
نرخ بازدهی دارایی		1 ---	0.442 0.000	0.393- 0.000	0.270 0.000	0.631- 0.000	0.018 0.468
کیفیت راهبری شرکتی			1 ---	0.122- 0.000	0.257 0.000	0.002- 0.928	0.031- 0.225
تضاد نمایندگی				1 ---	0.469 0.000	0.289- 0.000	0.122 0.000
اندازه شرکت					1 ---	0.078- 0.002	0.137 0.000
اهرم مالی						1 ---	0.229- 0.000
جریان نقد آزاد							1 ---

منبع: یافته های پژوهشگر

اجرای مدل GMM

   در این پژوهش، از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته ⁴¹برای برآوردهای مدل‌های رگرسیونی و آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است. به این دلیل از مدل GMM استفاده شده است که استدلال می‌شود هر گونه تغییر در عملکرد مالی دوره قبل در نتیجه راهبری شرکتی و تضاد نمایندگی، احتمالاً در عملکرد مالی دوره جاری نیز رخ خواهد داد؛ بنابراین، از وقفه متغیر وابسته در مدل به عنوان متغیر توضیحی استفاده شده است. از روش پنل پویا (GMM) برای حل مشکلات مربوط به خودهمبستگی و ناهمگنی استفاده می‌شود. برآوردگر GMM این امکان را برای پژوهشگران ایجاد می‌کند که بتوانند مشکلات مربوط به همبستگی سریالی، ناهمسانی واریانس و درون‌زایی را برای بعضی از متغیرها رفع کنند. در این روش به منظور تخمین مدل، لازم است ابتدا متغیرهای ابزاری به کار گرفته شده در مدل مشخص شود. سازگاری تخمین‌زننده‌های GMM بستگی به معتبر بودن متغیرهای ابزاری به کار رفته و فرض عدم همبستگی سریالی جملات خطا بستگی دارد. این اعتبار می‌تواند به وسیله دو آزمون تصریح شده توسط آرلانو و باند آزمون شود. متغیرهای ابزاری این مدل مقادیر با وقفه متغیر وابسته و متغیرهای توضیحی‌اند. در ادامه هر یک از مدل‌های رگرسیونی جهت آزمون فرضیه‌ها با تکنیک ذکر شده برآورد شده‌اند.

 

برآورد مدل (1) و آزمون فرضیه اول

فرضیه اول پژوهش به این صورت تبیین شده است:

کیفیت راهبری شرکتی تاثیر مثبت بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.

برای آزمون این فرضیه مدل رگرسیونی (1) به شرح زیر، بکار گرفته شده است:

 

از آنجایی که برای سنجش متغیر وابسته یعنی عملکرد مالی، دو معیارشامل نسبت کیوتوبین و نرخ بازدهی دارایی در نظر گرفته شده است، این مدل ابتدا با معیار نسبت کیوتوبین با روش گشتاورهای تعمیم‌یافته برآورد شده است که نتیجه آن در جدول (7)گزارش شده است. همچنین آزمون‌های مربوط به اعتبارسنجی این روش نیز در جدول گزارش شده است.

 

جدول ۷- نتیجه برآورد مدل (1) (متغیر وابسته: نسبت (کیوتوبین)
متغیر	ضریب	انحراف استاندارد		آماره t	سطح معناداری
وقفه نسبت کیوتوبین	0.303	0.032		9.233	0.000
کیفیت راهبری شرکتی	0.987	0.382		2.584	0.009
اندازه شرکت	0.735	0.172		4.267	0.000
اهرم مالی	0.821-	0.362		2.266-	0.025
جریان نقد آزاد	0.618-	1.197		0.516-	0.605
آزمون‌های اعتبارسنجی
آماره J		39.376	احتمال آماره J			0.143
آماره AR(1)		5.094-	احتمال آماره AR(1)			0.666
آماره AR(2)		0.000	احتمال آماره AR(2)			0.505
احتمال آماره سارگان			0.241
منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

بررسی اعتبارسنجی مدل برآورد شده (1) با متغیر وابسته نسبت کیوتوبین

  قبل از تفسیر نتایج، آزمون‌های اعتبارسنجی بررسی می‌شود. در روش گشتاورهای تعمیم‌یافته از متغیرهای ابزاری بهره گرفته می‌شود؛ لذا باید در ابتدا مشخص شود که آیا ابزارهای به کارگرفته شده، مناسب هستند یا خیر. به این منظور از اماره Jو احتمال آن استفاده می‌شود. فرض صفر آماری در اینجا مبنی بر معتبر بودن ابزارهای مورد استفاده است. بنابراین اگر احتمال آماره J بزرگ‌تر از 0.05 باشد، اعتبار ابزارهای مورد استفاده تأیید می‌شود که در جدول (7) ملاحظه می‌شود احتمال آماره J برابر با 0.143 است و به معنای اعتبار ابزارهای مورد استفاده است. علاوه بر آماره J از آماره سارگان نیز به این منظور استفاده می‌شود که فرض صفر آماری در اینجا نیز مبنی بر معتبر بودن ابزارهای مورد استفاده است، بنابراین با توجه به اینکه احتمال آماره سارگان برابر با 0.241 و از 0.05 بزرگ‌تر است، دلیل محکم دیگری برای اعتبار ابزارهای مورد استفاده پیدا می‌شود. بعلاوه تخمین‌زننده GMM در صورتی سازگار است که همبستگی سریالی مرتبه دوم در جملات خطا از معادله تفاضلی مرتبه اول وجود نداشته باشد. برای بررسی همبستگی سریالی از آزمون آرلانو و باند (1991) استفاده می‌شود. فرضیه صفر آماری این آزمون مبنی بر عدم وجود همبستگی سریالی می‌باشد. با توجه به اینکه احتمال آماره AR(2)که برابر با 0.505 است، از 0.05 بزرگ‌تر است، بنابراین فرض عدم همبستگی سریالی مرتبه دوم بین پسماندها پذیرفته می‌شود. با توجه به این آزمون‌های اعتبارسنجی مشاهده می‌شود که برآوردگر GMM سازگار بوده و در نتیجه مدل داده‌های پانل پویا برای این رگرسیون معتبر می‌باشد و اکنون با اطمینان می‌توان به تفسیر نتایج پرداخت.

 

تفسیر آماری نتایج مدل برآورد شده (1) با متغیر وابسته نسبت کیوتوبین:

   برای نتیجه‌گیری در مورد تاثیر هر متغیر توضیحی بر متغیر وابسته از آماره t و سطح معناداری آن استفاده می‌شود؛ به طوری که اگر سطح معناداری آماره t متغیر کوچک‌تر از 0.05 باشد، به معنای این است که تاثیر آن متغیر در سطح خطای 5 درصد و با اطمینان 95 درصد معنادار و قابل توجه است و اگر سطح معناداری آماره t متغیر کوچک‌تر از 0.01 باشد، به معنای این است که تاثیر آن متغیر در سطح خطای 1 درصد و با اطمینان 99 درصد معنادار و قابل توجه است. بعلاوه برای اینکه شدت تاثیر متغیر معنادار مشخص شود، از ضریب آن استفاده می‌شود، به طوری که اگر ضریب متغیر معنادار، مثبت باشد به معنای این است که آن متغیر محرک افزایش‌دهنده و اگر ضریب متغیر معنادار، منفی باشد به معنای تاثیرگذاری معکوس آن متغیر است. با این توضیح اکنون به تفسیر نتایج پرداخته می‌شود.

  وقفه نسبت کیوتوبین در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.303 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در نسبت کیوتوبین در دوره جاری، با افزایش نسبت کیوتوبین در دوره آتی به میزان 0.303 واحد همراه است که به معنای ماندگاری ارزش بازار شرکت است.

   کیفیت راهبری شرکتی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.987 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در کیفیت راهبری شرکتی، منجر به افزایش نسبت کیوتوبین به میزان 0.987 واحد می‌شود. این نتیجه از فرضیه اول پشتیبانی می‌کند و به این ترتیب فرضیه اول با معیار کیوتوبین با اطمینان 99 درصد مورد تایید قرار می‌گیرد.

   اندازه شرکت در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.735 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در اندازه شرکت، منجر به افزایش نسبت کیوتوبین به میزان 0.735 واحد می‌شود.

   اهرم مالی در سطح خطای 5 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.05 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.821- است که به صورت منفی است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در اهرم مالی، منجر به کاهش نسبت کیوتوبین به میزان 0.821 واحد می‌شود. در نهایت جریان نقد آزاد تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین نشان نداد.همچنین، مدل (1) برای معیار نرخ بازدهی دارایی به عنوان متغیر وابسته نیز برآورد شده است که نتیجه آن در جدول (۸) گزارش شده است.

 

جدول ۸- نتیجه برآورد مدل (1)(متغیر وابسته: نرخ بازدهی دارایی)
متغیر	ضریب	انحراف استاندارد		آماره t	سطح معناداری
وقفه نرخ بازدهی دارایی	0.206	0.043		4.811	0.000
کیفیت راهبری شرکتی	0.044	0.021		2.062	0.039
اندازه شرکت	0.015	0.006		2.365	0.018
اهرم مالی	0.956-	0.092		10.369-	0.000
جریان نقد آزاد	0.033-	0.111		0.297-	0.766
آزمون‌های اعتبارسنجی
آماره J		27.790	احتمال آماره J			0.127
آماره AR(1)		5.734-	احتمال آماره AR(1)			0.000
آماره AR(2)		0.091	احتمال آماره AR(2)			0.926
احتمال آماره سارگان			0.235
منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

بررسی اعتبارسنجی مدل برآورد شده (1) با متغیر وابسته نرخ بازدهی دارایی:

   ملاحظه می‌شود احتمال آماره J برابر با 0.127 است و به معنای اعتبار ابزارهای مورد استفاده است. همچنین، با توجه به اینکه احتمال آماره سارگان برابر با 0.235 و از 0.05 بزرگ‌تر است، دلیل محکم دیگری برای اعتبار ابزارهای مورد استفاده پیدا می‌شود. بعلاوه، با توجه به اینکه احتمال آماره (AR2)که برابر با 0.926 است، از 0.05 بزرگ‌تر است، بنابراین فرض عدم همبستگی سریالی مرتبه دوم بین پسماندها پذیرفته می‌شود. با توجه به این آزمون‌های اعتبارسنجی مشاهده می‌شود که برآوردگر GMM سازگار بوده و در نتیجه مدل داده‌های پانل پویا برای این رگرسیون معتبر می‌باشد و اکنون با اطمینان می‌توان به تفسیر نتایج پرداخت.

 

تفسیر آماری نتایج مدل برآورد شده (1) با متغیر وابسته نرخ بازدهی دارایی

   وقفه نرخ بازدهی دارایی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.206 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در نرخ بازدهی دارایی در دوره جاری، با افزایش نرخ بازدهی دارایی در دوره آتی به میزان 0.206 واحد همراه است که به معنای ماندگاری سودآوری شرکت است.

   کیفیت راهبری شرکتی در سطح خطای 5 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.05 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.044 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در کیفیت راهبری شرکتی، منجر به افزایش نرخ بازدهی دارایی به میزان 0.044 واحد می‌شود. این نتیجه از فرضیه اول پشتیبانی می‌کند و به این ترتیب فرضیه اول با معیار نرخ بازدهی دارایی، با اطمینان 95 درصد مورد تایید قرار می‌گیرد.

   اندازه شرکت در سطح خطای 5 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.05 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.015 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در اندازه شرکت، منجر به افزایش نرخ بازدهی دارایی به میزان 0.05 واحد می‌شود.

   اهرم مالی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.956- است که به صورت منفی است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در اهرم مالی، منجر به کاهش نرخ بازدهی دارایی به میزان 0.956 واحد می‌شود. در نهایت جریان نقد آزاد تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی نشان نداد.

 

برآورد مدل (2) و آزمون فرضیه دوم

فرضیه دوم پژوهش به این صورت تبیین شده است:

در شرکت‌های با سطح بالای تضاد نمایندگی، کیفیت راهبری شرکتی تاثیر قوی‌تری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.برای آزمون این فرضیه مدل رگرسیونی (2) به شرح زیر، بکار گرفته شده است:

 

از آنجایی که برای سنجش متغیر وابسته یعنی عملکرد مالی، دو معیار شامل نسبت کیوتوبین و نرخ بازدهی دارایی در نظر گرفته شده است، این مدل ابتدا با معیار نسبت کیوتوبین با روش گشتاورهای تعمیم‌یافته برآورد شده است که نتیجه آن در جدول (۹) گزارش شده است. همچنین آزمون‌های مربوط به اعتبارسنجی این روش نیز در جدول گزارش شده است.

 

بررسی اعتبارسنجی مدل برآورد شده (2) با متغیر وابسته نسبت کیوتوبین

   ملاحظه می‌شود احتمال آماره J برابر با 0.155 است و به معنای اعتبار ابزارهای مورد استفاده است. همچنین، با توجه به اینکه احتمال آماره سارگان برابر با 0.360 و از 0.05 بزرگ‌تر است، دلیل محکم دیگری برای اعتبار ابزارهای مورد استفاده پیدا می‌شود. بعلاوه، با توجه به اینکه احتمال آماره (AR2)که برابر با 0.265 است، از 0.05 بزرگ‌تر است، بنابراین فرض عدم همبستگی سریالی مرتبه دوم بین پسماندها پذیرفته می‌شود. با توجه به این آزمون‌های اعتبارسنجی مشاهده می‌شود که برآوردگر GMM سازگار بوده و در نتیجه مدل داده‌های پانل پویا برای این رگرسیون معتبر می‌باشد و اکنون با اطمینان می‌توان به تفسیر نتایج پرداخت.

 

تفسیر آماری نتایج مدل برآورد شده (2) با متغیر وابسته نسبت کیوتوبین:

   وقفه نسبت کیوتوبین در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.009 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در نسبت کیوتوبین در دوره جاری، با افزایش نسبت کیوتوبین در دوره آتی به میزان 0.009 واحد همراه است که به معنای ماندگاری ارزش بازار شرکت است.

   کیفیت راهبری شرکتی در سطح خطای 5 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.05 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.320 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در کیفیت راهبری شرکتی، منجر به افزایش نسبت کیوتوبین به میزان 0.320 واحد می‌شود.

   تضاد نمایندگی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.382- است که به صورت منفی است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در تضاد نمایندگی، منجر به کاهش نسبت کیوتوبین به میزان 0.382 واحد می‌شود.

   تعامل راهبری شرکتی و تضاد نمایندگی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نسبت کیوتوبین دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.408 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد در شرایطی که شرکت‌ها با تضاد نمایندگی مواجه هستند، یک واحد افزایش در راهبری شرکتی منجر به افزایش نسبت کیوتوبین به میزان 0.408 واحد می‌شود. این نتیجه از فرضیه دوم پشتیبانی می‌کند و به این ترتیب فرضیه دوم با معیار نسبت کیوتوبین، با اطمینان 99 درصد مورد تایید قرار می‌گیرد.

   همچنین، نتایج نشان می‌دهد زمانی که تعامل بین دو متغیر تضاد نمایندگی و کیفیت راهبری شرکتی کنترل می‌شود، تأثیر فردی کیفیت راهبری شرکتی بر نسبت کیوتوبین کاهش می‌یابد.

سایر نتایج به دست آمده همچون یافته‌های قبلی این مطالعه است و حاکی از استحکام نتایج است.همچنین، مدل (2) برای معیار نرخ بازدهی دارایی به عنوان متغیر وابسته نیز برآورد شده است که نتیجه آن در جدول (۱۰) گزارش شده است.

جدول ۱۰-نتیجه برآورد مدل (2)(متغیر وابسته: نرخ بازدهی دارایی)
متغیر	ضریب	انحراف استاندارد		آماره t	سطح معناداری
وقفه نرخ بازدهی دارایی	0.103	0.037		2.771	0.005
کیفیت راهبری شرکتی	0.243	0.114		2.125	0.033
تضاد نمایندگی	0.422-	0.116		3.616-	0.000
راهبری شرکتی*تضاد نمایندگی	0.255	0.046		0.046	0.000
اندازه شرکت	0.063	0.029		2.138	0.032
اهرم مالی	0.633-	0.081		7.770-	0.000
جریان نقد آزاد	0.182-	0.846		0.216-	0.795
آزمون‌های اعتبارسنجی
آماره J		31.46	احتمال آماره J			0.215
آماره AR(1)		3.053-	احتمال آماره AR(1)			0.002
آماره AR(2)		1.406-	احتمال آماره AR(2)			0.159
احتمال آماره سارگان			0.234
منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

بررسی اعتبارسنجی مدل برآورد شده (2) با متغیر وابسته نرخ بازدهی دارایی:

   ملاحظه می‌شود احتمال آماره J برابر با 0.215 است و به معنای اعتبار ابزارهای مورد استفاده است. همچنین، با توجه به اینکه احتمال آماره سارگان برابر با 0.234 و از 0.05 بزرگ‌تر است، دلیل محکم دیگری برای اعتبار ابزارهای مورد استفاده پیدا می‌شود. بعلاوه، با توجه به اینکه احتمال آماره (AR2) که برابر با 0.159 است، از 0.05 بزرگ‌تر است، بنابراین فرض عدم همبستگی سریالی مرتبه دوم بین پسماندها پذیرفته می‌شود. با توجه به این آزمون‌های اعتبارسنجی مشاهده می‌شود که برآوردگر GMM سازگار بوده و در نتیجه مدل داده‌های پانل پویا برای این رگرسیون معتبر می‌باشد و اکنون با اطمینان می‌توان به تفسیر نتایج پرداخت.

 

تفسیر آماری نتایج مدل برآورد شده (2) با متغیر وابسته نرخ بازدهی دارایی

   وقفه نرخ بازدهی دارایی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.103 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در نرخ بازدهی دارایی در دوره جاری، با افزایش نرخ بازدهی دارایی در دوره آتی به میزان 0.103 واحد همراه است که به معنای ماندگاری سودآوری شرکت است.

   کیفیت راهبری شرکتی در سطح خطای 5 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.05 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.243 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در کیفیت راهبری شرکتی، منجر به افزایش نرخ بازدهی دارایی به میزان 0.243 واحد می‌شود.

   تضاد نمایندگی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.422- است که به صورت منفی است و نشان می‌دهد یک واحد افزایش در تضاد نمایندگی، منجر به کاهش نرخ بازدهی دارایی به میزان 0.422 واحد می‌شود.

   تعامل راهبری شرکتی و تضاد نمایندگی در سطح خطای 1 درصد، تاثیر معناداری بر نرخ بازدهی دارایی دارد، زیرا سطح معناداری آماره t آن کوچک‌تر از 0.01 است. ضریب به دست آمده نیز برابر با 0.255 است که به صورت مثبت است و نشان می‌دهد در شرایطی که شرکت‌ها با تضاد نمایندگی مواجه هستند، یک واحد افزایش در راهبری شرکتی منجر به افزایش نرخ بازدهی دارایی به میزان 0.255 واحد می‌شود. این نتیجه از فرضیه دوم پشتیبانی می‌کند و به این ترتیب فرضیه دوم با معیار نرخ بازدهی دارایی، با اطمینان 99 درصد مورد تایید قرار می‌گیرد.

 

8 بررسی نتایج آزمون فرضیه‌ ها

   نتایج آزمون فرضیه‌ها در جدول (۱۱) به طور خلاصه مشاهده می‌شود. نتیجه آزمون فرضیه‌ها از فرضیه اول پژوهش پشتیبانی می‌کند و نشان می‌دهد کیفیت راهبری شرکتی تاثیر مثبت و معناداری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد و با افزایش کیفیت راهبری شرکتی، عملکرد مالی شرکت‌ها نیز افزایش می‌یابد، با این حال، بر اساس ضرایب به دست آمده می‌توان نتیجه گرفت که تاثیر راهبری شرکتی بر نسبت کیوتوبین قوی‌تر از نرخ بازدهی دارایی است. این موضوع نشان‌دهنده ارزشی است که سرمایه‌گذاران در بازار سرمایه برای راهبری شرکتی با کیفیت قائل هستند، یعنی زمانی که کیفیت راهبری شرکتی بهبود می‌یابد، ارزش شرکت‌ها از منظر سرمایه‌گذاران در بازار سرمایه افزایش می‌یابد.

جدول ۱۱-نتیجه آزمون فرضیه‌ها
مسیر فرضیه					ضریب	آماره t	سطح معناداری	نتیجه
فرضیه	متغیر مستقل	متغیر تعدیلگر	متغیر وابسته
1	کیفیت راهبری شرکتی	---	عملکرد مالی	نسبت کیوتوبین	0.987	2.584	0.009	تایید فرضیه
				نرخ بازدهی دارایی	0.044	2.062	0.039
2	کیفیت راهبری شرکتی	تضاد نمایندگی	عملکرد مالی	نسبت کیوتوبین	0.408	3.420	0.002	تایید فرضیه
				نرخ بازدهی دارایی	0.255	5.497	0.000

 

همچنین، نتایج به دست آمده از فرضیه دوم پژوهش نیز حمایت می‌کند و نشان می‌دهد زمانی که تضاد نمایندگی در شرکت‌ها بالاتر است، راهبری شرکتی با کیفیت بالا، تاثیر قوی‌تری بر عملکرد مالی خواهد داشت. در واقع این نتیجه نشان می‌دهد که تضاد نمایندگی، ارتباط بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی شرکت را تقویت می‌کند.

 

9- بحث ونتیجه گیری 

   این مطالعه چارچوبی را برای تأثیر سطح انطباق حاکمیت شرکتی بر عملکرد مالی مشروط به سطح تعارضات نمایندگی پیشنهاد می‌کند که اهمیت آن عمدتاً توسط ادبیات تجربی نادیده گرفته شده است. با ارائه "لنز" مناسب برای جداسازی مکانیسم‌های حاکمیت شرکتی و برآورد تجربی تضادهای نمایندگی مشاهده نشده، محققان، متخصصان و سرمایه‌گذاران می‌توانند بینش بیشتری در مورد عناصر تشکیل‌دهنده عملکرد مالی به دست آورند و آن را به طور عینی‌تر ارزیابی کنند. مدیران می‌توانند منابع شرکت‌ها را با کارایی بیشتری تخصیص دهند و در نتیجه عملکرد مالی را بهبود بخشند.

 

فرضیه اول: کیفیت راهبری شرکتی تاثیر مثبت بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.

این فرضیه با توجه به آزمون‌های آماری مورد تایید قرار گرفت و مشخص شد که کیفیت راهبری شرکتی تاثیر مثبت و معناداری بر هر دو معیار عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.

   راهبری شرکتی با کیفیت بالا یعنی اینکه مکانیسم‌های راهبری شرکتی مطابق با استانداردهای بین‌المللی در شرکت‌ها به کار گرفته شده باشد. این مکانیسم‌ها می‌توانند از طریق اجرای تدابیر و سیاست‌های مناسب، نظارت بر رفتار مدیران را تقویت کنند و به این ترتیب به بهبود عملکردهای مالی شرکت‌ها کمک کنند. شرکت‌هایی که راهبری شرکتی قوی دارند، اغلب از شفافیت بالا برخوردار هستند. اطلاعات مالی و غیرمالی شرکت را برای سهامداران و سایر عاملان مرتبط در دسترس قرار می‌دهند. این شفافیت و اعتبار به سهامداران و سرمایه‌گذاران بالقوه در بازار سرمایه اطمینان می‌دهد که شرکت در راستای منافع آن‌ها فعالیت می‌کند و منابع شرکت برای منافع شخصی مدیران منحرف نمی‌شود و در نتیجه تمایل برای سرمایه‌گذاری در این شرکت‌ها افزایش می‌یابد و به این ترتیب با افزایش قیمت سهام این شرکت‌ها، ارزش بازار شرکت افزایش یافته و نسبت کیوتوبین بیشتر می‌شود. حکمرانی بهتر کارایی نظارت بر پروژه‌های مدیریتی را افزایش می‌دهد. این موضوع به نوبه خود، مدیران را تشویق می‌کند تا فعالیت‌های به حداکثر رساندن ارزش را دنبال کنند و از سلب مالکیت منابع شرکت‌ها اجتناب کنند. بعلاوه، شرکت‌هایی با مکانیسم‌های راهبری شرکتی قوی، هیئت‌مدیره‌ای متخصص دارندکه برای ارزیابی و پایش عملکرد مدیریت و تدبیر استراتژیک شرکت، مسئولیت دارند. این امر می‌تواند به سازمان کمک کند تا تصمیم‌های بهتری در خصوص سرمایه‌گذاری، ریسک‌پذیری، بهینه‌سازی منابع و مدیریت مالی بگیرد و به این ترتیب، سودآوری شرکت به ازای منابع آن افزایش یافته و نرخ بازدهی دارایی بیشتر می‌شود. بنابراین، به طور کلی مکانیسم‌های راهبری شرکتی با کیفیت از طرق مختلفی می‌توانند تضمین‌کننده یک عملکرد مالی مطلوب در زمینه‌های گوناگون باشند که یافته‌های این مطالعه نیز تاییدکننده این موضوع است.

فرضیه دوم: در شرکت‌های با سطح بالای تضاد نمایندگی، کیفیت راهبری شرکتی تاثیر قوی‌تری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.

   این فرضیه با توجه به آزمون‌های آماری مورد تایید قرار گرفت و مشخص شد که تضاد نمایندگی رابطه بین کیفیت راهبری شرکتی و عملکرد مالی را تقویت می‌کند و در شرکت‌های با سطح بالای تضاد نمایندگی، کیفیت راهبری شرکتی تاثیر قوی‌تری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد. 

   تئوری نمایندگی فرض می‌کند که مدیران احتمالاً در تلاش برای به حداکثر رساندن مطلوبیت خود به هزینه دیگری هستند که تضاد نمایندگی را ایجاد می‌کند. این تضاد منافع، زمانی تشدید می‌شود که به دلیل سیستم‌های حاکمیتی ضعیف و کاستی‌های قراردادها، جدایی آشکار بین مالکیت و کنترل وجود داشته باشد که منجر به رفتار فرصت‌طلبانه مدیریتی می‌شود. چنین مشکلات نمایندگی تأثیر منفی بر ارزش‌گذاری شرکت دارد. به طور کلی غیرممکن است که با هزینه صفر اطمینان حاصل شود که مدیران تصمیمات بهینه را از دیدگاه مالکان اتخاذ خواهند کرد. در نتیجه، بدون همسویی پرهزینه منافع بین مدیران و مالکان از طریق راهبری شرکتی، ارزش شرکت احتمالاً در نتیجه تضادهای نمایندگی کاهش می‌یابد که نتایج این مطالعه هم‌راستا با این تئوری نشان داد که با افزایش تضاد نمایندگی، عملکردهای مالی شرکت نیز کاهش می‌یابد. در نتیجه، شرکت‌ها برخی از منابع (هزینه‌های نمایندگی) مانند داشتن مدیران غیرموظف را در اتاق هیئت‌مدیره برای نظارت بر رفتار مدیران و حسابرسی صورت‌های مالی شرکت‌ها صرف می‌کنند تا شکاف عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران را به نحوی کاهش دهند که رفتار فرصت‌طلبانه را برای مدیران دشوار کند. اگر شرکت‌ها مکانیسم‌های حاکمیتی قوی را اجرا کنند، می‌توان انتظار بهبود عملکرد مالی شرکت را در شرایط تضاد نمایندگی بالا داشت یا حداقل انتظار داشت که شرکت‌ها از شکست در نتیجه فرصت‌طلبی مدیریتی جلوگیری کنند. هزینه راهبری شرکتی به کیفیت آن بستگی دارد و سیستم‌های راهبری شرکتی با کیفیت بالا (مانند سیستم کنترل داخلی پیشرفته، استخدام مدیران غیراجرایی با تجربه و با حقوق بالا و تعامل با شرکت‌های حسابرسی بزرگ) در مقایسه با همتایان با کیفیت پایین‌ راهبری شرکتی، گران‌تر هستند. بر این اساس، شرکت‌هایی که در محیط‌های با تعارض نمایندگی‌های بالا فعالیت می‌کنند، باید در سیستم‌های راهبری شرکتی «گران‌قیمت» با هدف حفظ ارتباط با اهداف مالی خود سرمایه‌گذاری کنند. برعکس، شرکت‌هایی که سطوح پایینی از تعارض نمایندگی را نشان می‌دهند، هزینه کمتری برای سیستم‌های راهبری شرکتی می‌پردازند. بنابراین استدلال این است که اگر شرکتی که سطوح پایین تضاد نمایندگی را نشان می‌دهد در مکانیسم‌های حاکمیتی پیشرفته یا «گران‌قیمت» سرمایه‌گذاری کند، ممکن است بر عملکرد مالی آن تأثیر منفی بگذارد، زیرا هزینه‌های داشتن مکانیسم‌های راهبری شرکتی پیشرفته بیشتر از منافع آن است. از سویی اگر شرکتی که در یک محیط با تضاد نمایندگی بالا فعالیت می‌کند، مکانیسم‌های راهبری شرکتی قوی‌تر و با کیفیت بالاتری داشته باشد و بر روی این مکانیسم‌های پیشرفته سرمایه‌گذاری کرده باشد، تاثیرش بر روی عملکردهای مالی قوی‌تر است، زیرا این مکانیسم‌ها می‌توانند اثرات نامطلوب تضاد نمایندگی را بر عملکرد مالی را تا حد زیادی کاهش دهند و منجر به تقویت بیشتر عملکرد مالی شرکت‌ها شوند. یافته‌های این مطالعه ضمن تایید تاثیر منفی تضاد نمایندگی بر عملکرد مالی نشان داد که در شرایطی که تضاد نمایندگی بالاتر است، به‌کارگیری مکانیسم‌های حاکمتیت شرکتی با کیفیت تاثیر ثوی‌تری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد.

نتیجه های این مطالعه را می‌توان به صورتی که در جدول (12) مشاهده می‌شود، با یافته‌های پیشین مقایسه کرد و تطبیق داد:

 

 

 

جدول ۱۲- مقایسه تطبیقی نتایج
نام محقق/سال	نتیجه پژوهش	نتیجه مقایسه
امیری و یادگاری (1401)	راهبری شرکتی بر عملکرد مالی تاثیر مثبت و معنی‌داری دارد.	هم‌راستا با فرضیه اول
کاکایی و همکاران (1401)	راهبری شرکتی بر عملکرد مالی شرکت‌های دانش بنیان تاثیر مثبت و معناداری دارد.	هم‌راستا با فرضیه اول
رسفیجانی و دهقان (1400)	راهبری شرکتی بر عملکرد مالی و پایداری شرکت تاثیرگذار است.	هم‌راستا با فرضیه اول
حیدری و همکاران (1394)	هزینه‌های نمایندگی اثر منفی و معناداری بر نرخ بازدهی دارایی‌ها، و نسبت کیوتوبین دارد.	هم‌راستا با نتایج پژوهش
کسبار و همکاران (2022)	شرکت‌هایی که سطوح بالاتری از تضادهای نمایندگی دارند، زمانی عملکرد مالی بهتری دارند که راهبری شرکتی قوی‌تری داشته باشند.	هم‌راستا با فرضیه دوم
کایر و آیسلوس (2021)	مکانیسم‌های راهبری شرکتی تاثیر مثبت و معناداری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارند.	هم راستا با فرضیه اول
آرارات و همکاران (2017)	شاخص راهبری شرکتی، ارزش بازار بالاتر و سودآوری بالاتر در سطح شرکت را پیش‌بینی می‌کند.	هم‌راستا با فرضیه اول

 

همان‌طور که مشاهده می‌شود بیشتر مطالعات پیشین فقط بر روی تاثیر راهبری شرکتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها تمرکز داشته‌اند و یا در موارد محدودی تاثیر هزینه‌های نمایندگی بر عملکرد مالی را به تنهایی بررسی کرده‌اند و نقش تضاد نمایندگی به عنوان یک مکانیسم تعدیلگر رابطه بین راهبری شرکتی و عملکرد مالی در مطالعات پیشین (به جز مطالعه کسبار و همکاران، 2022 که به عنوان مقاله در نظر گرفته شده است)، نادیده گرفته شده است. بنابراین، مطالعه حاضر از این حیث سهم مهمی در توسعه ادبیات حوزه راهبری شرکتی در داخل ایران دارد.

 

10- پیشنهادهای مبتنی بر نتایج

پیشنهادهایی در راستای فرضیه اول

 با توجه به اینکه نتیجه آزمون فرضیه اول نشان داد که کیفیت حاکمیت شرکتی منجر به بهبود عملکرد مالی شرکت‌ها می‌شود، پیشنهادهای زیر ارائه می‌شود:

 به سرمایه‌گذاران توصیه می‌شود با بررسی و تطبیق مکانیسم‌های حاکمیت شرکتی با استانداردهای جهانی، در شرکت‌هایی سرمایه‌گذاری کنند که الزامات مربوطه را رعایت کرده‌اند و از سیستم‌های حاکمیت شرکتی مطلوبی برخوردار هستند.

 به مدیران شرکت‌ها توصیه می‌شود به منظور دستیابی به اهداف عملکرد خود از سیستم‌های حاکمیتی مطلوب و مطابق با آیین‌نامه‌های تثبیت شده استفاده کنند.

 به سهامداران کنترل‌کننده توصیه می‌شود، شرکت‌ها را برای استفاده از مکانیسم‌های حاکمیت شرکتی استاندارد، ترغیب کنند.

پیشنهادهایی در راستای فرضیه دوم

با توجه به اینکه نتیجه آزمون فرضیه دوم نشان داد که در شرایط تضاد نمایندگی، کیفیت حاکمیت شرکتی تاثیر قوی‌تری بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد، پیشنهادهای زیر ارائه می‌شود:

 به سهامداران و نظام راهبری شرکت‌هایی که مصداق‌های تضاد نمایندگی بالاتری دارند (از جمله اینکه اندازه بزرگ‌تر یا جریان نقد آزاد بیشتری دارند) توصیه می‌شود تا اجرای مکانیسم‌های حاکمیتی قوی‌تر و مطابق با استانداردهای تعیین‌شده را برای شرکت‌ها الزامی کنند.

 به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌شود هنگام سرمایه‌گذاری در شرکت‌هایی که احتمالا تضاد نمایندگی بالاتری دارند (این امر با بررسی مصداق‌های تضاد نمایندگی از جمله اندازه شرکت یا جریان نقد آزاد یا پیچیدگی محیط کسب‌وکار قابل بررسی است)، با احتیاط سرمایه‌گذاری کنند و از وجود مکانیسم‌های حاکمیت شرکتی قوی در این شرکت‌ها مطمئن شوند.

 به مسئولان و درست‌اندرکاران سازمان بورس اوراق بهادار تهران توصیه می‌شود شرکت‌ها را ملزم به استفاده از سیستم‌های حاکمیت شرکتی استاندارد و قوی نمایند تا در صورت وجود تضاد نمایندگی، اثرات نامطلوب آن بر عملکرد شرکت کاهش یابد.

 

11- منابع و مآخذ

اميري and یادگاری, 2022. بررسی تاثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد مالی با نقش واسطه ای کارایی فنی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهشهای جدید در مدیریت و حسابداری, 84(58), pp.44-68.

پژوهی, ناظمی, امین, نمازی and نویدرضا, 2022. تأثیر ریسک بر قیمت سهام بانک‌ها و شرکت‌های بیمه با توجه به نقش سازوکارهای راهبری شرکتی. قضاوت و تصمیم گیری در حسابداری و حسابرسی, 1(2), pp.27-57.

رحمانیان کوشککی, عبدالرسول, کر and رابعه, 2023. رابطه بین عملکرد پایداری شرکت و سیاست تقسیم سود با توجه به نقش حاکمیت شرکتی و مالکیت نهادی. پژوهشهای کاربردی در گزارشگری مالی, 12(1), pp.41-68

رحمانیان کوشککی, عبدالرسول and مطاعی, 2023. نقش تأمین مالی مبتنی بر بدهی در رابطه بین حاکمیت شرکتی و سرمایه‌گذاری تحقیق و توسعه. قضاوت و تصمیم گیری در حسابداری, 2(8), pp.91-109

رسفیجانی and دهقان, 2021. تاثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد مالی با توجه به نقش میانجی پایداری شرکت (مورد مطالعه: بانک های خصوصی کشور). مهندسی مالی و مدیریت اوراق بهادار, 12(47), pp.188-209.

صالحی، اله کرم. (1400). تاثیر قدرت راهبری شرکتی بر نقدشوندگی بازار سهام: با تاکید بر معیارهای آمیهود، حجم معامله و شکاف قیمتی. دانش سرمایه‌گذاری، 10(37): 37-55.

کاکایی، حمید؛ ملک زاده، الهام؛ اخوی، محمدسادات؛ دامن کشیده، مرجان؛ حقیقت، طوبی. (1401). بررسی نقش راهبری شرکتی بر عملکرد مالی شرکت‌های دانش بنیان. دومین کنفرانس بین‌المللی آزمایشگاه مدیریت و رویکردهای نوآورانه در مدیریت و اقتصاد.

عزیز گرد, محمدرضا چکاو and محمد جهانشائیان, 2022. بررسی رابطه حاکمیت شرکتی و عملکرد مالی؛ با تأکید بر روابط غیرخطی و نقش ساختار هیئت مدیره و ساختار مالکیت. نشریه علمی رویکردهای پژوهشی نوین مدیریت و حسابداری, 2(7), pp.250-261.‎

نخجوانی, صدف and دلنواز اصغری, 2023. تاثیر حاکمیت شرکتی بر عملکرد شرکت در شرایط مخاطرات اخلاقیAccounting and Corporate Governance Research  , 2(3), pp.91-110.‎  

Adams, M. and Jiang, W., 2016. Do outside directors influence the financial performance of risk-trading firms? Evidence from the United Kingdom (UK) insurance industry. Journal of Banking & Finance, 64, pp.36-51.

Al-Gamrh, B., Al-Dhamari, R., Jalan, A. and Afshar Jahanshahi, A., 2020. The impact of board independence and foreign ownership on financial and social performance of firms: evidence from the UAE. Journal of Applied Accounting Research, 21(2), pp.201-229.

Assenso-Okofo, O., Jahangir Ali, M. and Ahmed, K., 2021. The impact of corporate governance on the relationship between earnings management and CEO compensation. Journal of Applied Accounting Research, 22(3), pp.436-464.

Akbar, Saeed, Jannine Poletti-Hughes, Ramadan El-Faitouri, and Syed Zulfiqar Ali Shah. "More on the relationship between corporate governance and firm performance in the UK: Evidence from the application of generalized method of moments estimation." Research in International Business and Finance 38 (2016): 417-429.

Bebchuk, L., Cohen, A. and Ferrell, A., 2009. What matters in corporate governance?. The Review of financial studies, 22(2), pp.783-827.

Baraibar-Diez, E., Odriozola, M.D. and Sanchez, J.L.F., 2018. A perspective from corporate governance: how CSR is approached by European Corporate Governance codes. In The Critical State of Corporate Social Responsibility in Europe (Vol. 12, pp. 39-55). Emerald Publishing Limited.Bhagat, S. and Bolton, B., 2008. Corporate governance and firm performance. Journal of corporate finance, 14(3), pp.257-273.

Francis, B., Hasan, I. and Wu, Q., 2015. Professors in the boardroom and their impact on corporate governance and firm performance. Financial management, 44(3), pp.547-581.

Faisal, F., Majid, M.S.A. and Sakir, A., 2020. Agency conflicts, firm value, and monitoring mechanisms: An empirical evidence from Indonesia. Cogent Economics & Finance, 8(1), p.1822018.

Guluma, T.F., 2021. The impact of corporate governance measures on firm performance: the influences of managerial overconfidence. Future Business Journal, 7(1), pp.1-18.

Kusumadewi, N.L.G.L. and Wardhani, R., 2020. The effect of three types of agency problems on the firm performance: Evidence from Indonesia. International Journal of Monetary Economics and Finance, 13(3), pp.279-286.

Kasbar, Mohammed Sulaiman Hassan, Nicholas Tsitsianis, Androniki Triantafylli, and Colin Haslam. "An empirical evaluation of the impact of agency conflicts on the association between corporate governance and firm financial performance." Journal of Applied Accounting Research 24, no. 2 (2023): 235-259. 

Kyere, M. and Ausloos, M., 2021. Corporate governance and firms financial performance in the United Kingdom. International Journal of Finance & Economics, 26(2), pp.1871-1885.

Munir, A., Khan, F.U., Usman, M. and Khuram, S., 2019. Relationship between corporate governance, corporate sustainability and financial performance. Pakistan Journal of Commerce & Social Sciences, 13(4).

Radu, C., Smaili, N. and Constantinescu, A., 2022. The impact of the board of directors on corporate social performance: a multivariate approach. Journal of Applied Accounting Research, 23(5), pp.1135-1156.

Watts, R.L. and Zimmerman, J.L., 1990. Positive accounting theory: a ten year perspective. Accounting review, pp.131-156.

Wintoki, M.B., Linck, J.S. and Netter, J.M., 2012. Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance. Journal of financial economics, 105(3), pp.581-606.

Wijaya, L.I., Welson, W. and Murhadi, W.R., 2020. Ownership structure, good corporate governance, and firm performance in the Indonesian capital market.

Zaman, R., Jain, T., Samara, G. and Jamali, D., 2022. Corporate governance meets corporate social responsibility: Mapping the interface. Business & Society, 61(3), pp.690-752.        

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Evaluating the effect of agency conflicts on the relationship between the quality of corporate governance and the firm financial performance

 

Neda kazempoor Hamrahlo⁴², Fatemeh Samadi⁴³, Masoumeh Jafari⁴⁴

 

 

 

Abstract

Because the separation between ownership and control creates an agency conflict between owners and managers of the firm, strong corporate governance systems are expected to align the interests of the parties involved, whereby firms are more likely to improve their financial performance. However, this discussion has been neglected in previous studies. In this regard, in this study, has been evaluated the effect of agency conflicts on the relationship between the quality of corporate governance and the financial performance of the firms. For this purpose, a composite index for the quality of corporate governance was formed based on zero and one codes for eight corporate governance mechanisms. A composite index for agency conflict was created based on principal component analysis (PCA) with six criteria determining agency conflict, and two measures, Tobins’Q ratio and asset return rate, were used to evaluate the financial performance of firms. The statistical sample includes 148 firms admitted to the Tehran Stock Exchange during the years 2013 to 2021, and the required information was collected from the audited financial statements and annual financial reports that are available on the Codal website. In this study, two hypotheses have been explained, which have been tested using the econometric technique of generalized moments (GMM) in Eviwes software. The findings of the study showed that the quality of corporate governance has a positive and significant effect on both financial performance measures. It was also found that in firms with a high level of agency conflict, the quality of corporate governance has a stronger effect on both measures of financial performance of firms.

 

Keywords: quality of corporate governance, agency conflict, Financial performance.

JEL: G3,C13,D7

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

[1]  .کارشناسی ارشد مدیریت مالی ،گروه مدیریت،واحد تهران شرق ،دانشگاه ازاد اسلامی ،تهران ،ایران.

[e-mail]

[2]  .استادیار،گروه مدیریت،واحد تهران شرق ،دانشگاه ازاد اسلامی،تهران ،ایران.( * نویسنده مسیول )

[e-mail]

[3]  .استادیار،گروه مدیریت،واحد تهران شرق،دانشگاه ازاد اسلامی،تهران ،ایران

[e-mail]

 

 

[4]  . Baraibar&et al   

[5]  . Zaman &et al

[6]  . Kasbar &et al

[7]  . Kyere and Ausloos

[8]  . Certified Financial Analysts (CFA)

[9]  . Bebchuk& et al.

[10]  . Akbar& et al.

[11]  . Bhagat and Bolton

[12] . Assenso-Okofo

[13]  . Assenso-Okofo & et al.

[14]  . Wintoki &et al.

[15]  . Francis & et al.

[16]  . Adams and Jiang

[17]  Al-Gamrh & et al.

[18] . Radu.

[19]  . Shin &et al.

[20]  . ROE

[21] . TQ

[22]  . Guluma

[23]  . Kusumadewi and Wardhani.

[24]  . Faisal & et al.

[25]  . Wijaya & et al.

[26]  . Nguyen & et al.

[27]  . Munir & et al.

[28]  . Demsetz and Lehn

[29] . Watts and Zimmerman

[30]  .Jensen.

[31]  .Goranova &et al .

[32]  .Dey

[33]  . Murphy

[34]  . Rantakari

[35]  . Stein

[36]  .Bowen & et al.

[37]  . Outlier Data

[38]  . Winsorized

[39]  .LLC

[40]  . Kennedy

[41]  .GMM

[42] 1. Master of Financial Management, Department of Management,Tehran East branch, Islamic Azad university, Tehran, Iran (Email: [e-mail]).

[43] 2.Assistant Professor, Department of Management, Tehran East branch, Islamic Azad university, Tehran, Iran. (*Corresponding Author) (Email: [e-mail])

[44] 3.Assistant Professor, Department of Management, Tehran East branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran.

(Email:[e-mail])

---