تأثیر هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات و کیفیت سود

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 3، دوره 9، شماره 34، شهریور 1396، صفحه 61-84   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

داریوش فروغی^{* 1}؛ جمال علیدادی شمس آباد²

¹دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

²- کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران،

چکیده

از زمان پیدایش تحقیقات حاکمیت شرکتی در اواخر قرن 20 یکی از بحث برانگیزترین موضوعات وجود هیئت مدیره مشترک در ساختار حاکمیت شرکتی است. هیئت مدیره مشترک به مفهوم مشارکت یک عضو هیئت مدیره به طور همزمان در هیئت مدیره شرکت دیگر است. یا به عبارت دیگر در شرایطی که یک فرد به یک سازمان وابسته است در سازمان دیگر عضو هیئت مدیره مشترک باشد. بررسی ادبیات نظری در خصوص تأثیر هیئت مدیره مشترک حاکی از نتایج متضادی است. نتایج و پژوهش‌ها از قبیل برون و همکاران (2011) برگاتی و فاستر (2003) حاکی از این است که هیئت مدیره مشترک بر عملکرد شرکت‌ها تأثیرات متفاوتی دارد این تأثیرات می‌تواند بر شیوه گزارشگری و کیفیت گزارشگری شرکت‌ها مطرح شود لذا هدف از این مقاله بررسی تأثیر هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات و کیفیت سود است.جامعه آماری پژوهش کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد . روش نمونه‌گیری پژوهش روش حذف سیستماتیک است. نمونه مورد مطالعه پژوهش حاضر شامل90 شرکت می‌باشد. نوع داده‌ها جهت آزمون فرضیه‌های پژوهش داده‌های ترکیبی استنتایج و یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که هیئت مدیره مشترک بر کیفیت سود تأثیر مثبت دارد. به گونه‌ای که وجود هیئت مدیره مشترک باعث بهبود کیفیت سود شرکت‌های نمونه خواهد شد. همچنین یافته‌های پژوهش نشان داد که هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات تأثیر مثبت دارد. به طوری که عضو مشترک هیئت مدیره باعث ترغیب مدیران به افشای داوطلبانه اطلاعات می‌شود.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: هیئت مدیره مشترک؛ افشای اختیاری اطلاعات؛ کیفیت سود

اصل مقاله

 

ت

تأثیر هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات و کیفیت سود

 

 

 

تاریخ دریافت: 18/01/1396           تاریخ پذیرش: 22/03/1396

داریوش فروغی[1]

جمال علیدادی شمس آبادی[2]

 

 

 

چکیده

از زمان پیدایش تحقیقات حاکمیت شرکتی در اواخر قرن 20 یکی از بحث برانگیزترین موضوعات وجود هیئت مدیره مشترک در ساختار حاکمیت شرکتی است. هیئت مدیره مشترک به مفهوم مشارکت یک عضو هیئت مدیره به طور همزمان در هیئت مدیره شرکت دیگر است. یا به عبارت دیگر در شرایطی که یک فرد به یک سازمان وابسته است در سازمان دیگر عضو هیئت مدیره مشترک باشد. بررسی ادبیات نظری در خصوص تأثیر هیئت مدیره مشترک حاکی از نتایج متضادی است. نتایج و پژوهش‌ها از قبیل برون و همکاران (2011) برگاتی و فاستر (2003) حاکی از این است که هیئت مدیره مشترک بر عملکرد شرکت‌ها تأثیرات متفاوتی دارد این تأثیرات می‌تواند بر شیوه گزارشگری و کیفیت گزارشگری شرکت‌ها مطرح شود لذا هدف از این مقاله بررسی تأثیر هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات و کیفیت سود است.جامعه آماری پژوهش کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد . روش نمونه‌گیری پژوهش روش حذف سیستماتیک است. نمونه مورد مطالعه پژوهش حاضر شامل90 شرکت می‌باشد. نوع داده‌ها جهت آزمون فرضیه‌های پژوهش داده‌های ترکیبی استنتایج و یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که هیئت مدیره مشترک بر کیفیت سود تأثیر مثبت دارد. به گونه‌ای که وجود هیئت مدیره مشترک باعث بهبود کیفیت سود شرکت‌های نمونه خواهد شد. همچنین یافته‌های پژوهش نشان داد که هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات تأثیر مثبت دارد. به طوری که عضو مشترک هیئت مدیره باعث ترغیب مدیران به افشای داوطلبانه اطلاعات می‌شود.

 

واژه‌های کلیدی: هیئت مدیره مشترک، افشای اختیاری اطلاعات، کیفیت سود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

هدف اولیه گزارش‌های مالی حل مشکل عدم‌تقارن‌اطلاعات است. در واقع گزارش‌های مالی وسیلهای رابرای مدیران فراهم می‌کند تااطلاعات حاصل ازعملکردشرکت رابه استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی انتقال دهند. مدیران نیزهمواره مسئولیت انتخاب وبه کارگیری برآوردها وقضاوت‌های اساسی به کارگرفته شده رابرعهده دارند. ازاین رو، مدیریت مسئول اصلی کیفیت‌سودمی‌باشد. ازآنجاکه منافع مدیران ومالکان الزاماً همسو نمی‌باشد، لذا مدیران می‌توانند با اتخاذ روش‌ها وبرآوردهای حسابداری سودمورد نظرخودراگزارش کنند. یکی ازراه‌های جلوگیری ازاین اعمال نظر مدیروکاهش هزینه‌های نمایندگی، بهبود گزارشگری مالی شرکت‌هاست. اهمیت هیئت مدیره به عنوان یکی از مکانیزم‌های داخلی  مالکیت شرکتی تا آنجاست که این موضوع در بسیاری از قوانین حاکمیت شرکتی از جمله قانون سربینز اکسلی(2002)،گزارش کدبری(1992) وگزارش‌های هیکز واسمیت[i](2003) در بریتانیا، گزارش کمیته دی(1994) در کانادا، و گزارش کاردل[ii])1995( در بلژیک، و غیره مورد توجه قرار گرفته است و رهنمودهایی برای اثر  بخشی آن معرفی گردیده است بخش عمده این سازوکارها بر این موضوع تأکید دارد که داشتن ویژگی‌های خاص توسط هیئت مدیره، رفتار فرصت طلبانه و سود جویانه مدیران را محدودتر می‌کند. بنابراین کیفیت و قابلیت اتکای گزارش‌گری مالی (بخصوص سودهای حسابداری) بهبود خواهد یافت، در نتیجه موجبات اعتماد بیشتر سرمایه گذاران به بازار سرمایه فراهم می‌شودپرگولا[iii](2006).هیئت مدیره مشترک به عضوی از هیئت مدیره شرکت گفته می‌شود که به طور همزمان در شرکت دیگر نیز عضو می‌باشد. به طور کلی فرض می‌شود که احتمال مدیریت سود زمانی که دارای هیئت مدیره مشترک است افزایش یابد زمانی که هیئت مدیره در دو شرکت عضو باشد احتمال انتقال روش‌های گزارشگری مالی به کار رفته به منظور مدیریت سود از یک شرکت به شرکت دیگر انتقال می‌یابد. با توجه به موارد مطرح شده هدف پژوهش حاضر تعیین تأثیر هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری و کیفیت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد.

 

 

2- چهارچوب نظری و پیشینه پژوهش

نظریه نمایندگی بیان می‌کند که تفکیک مالکیت و کنترل در یک شرکت منجر به تضاد منافع بین طرف‌های قرارداد (مالکان ومدیران) می‌شود. مدیران (کارگماران) انگیزه دارند تا بر طبق منافع مالکان (کارگزاران) عمل کرده تا هزینه‌های نظارت را کاهش دهند. علاوه بر این، باراکو و همکاران^[iv](2006) متذکر می‌شوند که بر اثر قدرت بالای مالکیت، مالکان نهادی اثر معناداری بر شرکت از طریق کنترل سیاست‌هایافشاء دارند. بنابراین مدیران ممکن است به افشای داوطلبانه اطلاعات پرداخته تا انتظارات اکثر سهامداران را برآورده کنند(عمر و سیمون^[v]، 2011).

افشای اختیاری می‌کوشد مشکلات تئوری نمایندگی بین سهامداران عضو و غیر عضو هیئت مدیره را از طریق فراهم کردن اطلاعات مربوط به نتایج مالی و غیر مالی تهیه شده توسط مدیران، کاهش دهد. در تئوری نمایندگی فرض بر این است که افراد عضو (دارندگان اطلاعات نهانی^[vi]) تمایل به فراهم نمودن اطلاعات درخصوص فعالیت‌هایشان به جای واگذارکردن این وظیفه به سهامداران غیر عضو را دارند، چراکه هزینه‌های ناشی از حضور مدیران برای افشا چنین اطلاعاتی (معروف به هزینه‌های تعهد^[vii]) کم‌تر از هزینه‌های است که برای کنترل فعالیت‌های افراد عضو توسط اعضای غیرعضو (معرف به هزینه‌های نظارت^[viii]) تحمل می‌شود، (فاما وجنسن^[ix]، 1983).

یکی از عوامل مؤثر بر افشای اطلاعات شرکت، اندازه شرکت است. شرکت‌های کوچک بیشتر احساس می‌کنند که افشای کامل اطلاعات می‌تواند موقعیت رقابتی آن‌ها را با خطر مواجه کند. بنابراین، اطلاعات کمتری را افشامی‌کنند. (بانری^[x]، 1985) از طرفی شرکت‌های بزرگ به هزینه‌های سیاسی حساس ترند، بنابر این اطلاعات بیشتری افشا می‌کنند (واتس وزیمرمن^[xi]، 1983).

افزون بر این، باتوجه به اینکه شفافیت صورت‌های مالی و کیفیت افشای اطلاعات ارائه‌شده در آن، به عنوان یک راهکار عملی برای کاهش هزینه‌های نمایندگی، مورد توجه قرار گرفته است کارامونو و وافیز^[xii]،(2005)، انتظار می‌رود که شرکت‌های اهرمی (با هزینه‌های نمایندگی کمتر )، تعهد کمتری در قبال افشای اطلاعات با کیفیت بالا داشته باشندودرنتیجه اطلاعات کمتری با کیفیت پایین‌تری را افشاءکنند. به عبارتدیگر، انتظار می‌رودرابطه اهرم مالی و میزان افشاء معکوس باشد (کارامونو و وافیز، 2005)

عدم ارائه اطلاعات به صورت یکسان در هر سازمان باعث شده که عدم تقارن اطلاعاتی ایجاد شود. وانگ^[xiii] (2008).اقدام اگاهانه مدیر با هدف طبیعی نشان دادن سود شرکت برای رسیدن به یک سطح مطلوب و مورد نظر، مدیریت سود (دستکاری در سود) نامیده می‌شود. به اعتقاد جونز وشارما[xiv] (2007) مدیریت سود زمانی اتفاق می‌افتد که مدیران با استفاده از قضاوت در گزارش‌گری مالی و ساختار مبادلات جهت گمراه نمودن بعضی ذینفعان درباره عملکرد اقتصادی شرکت یا تحت تأثیر قراردادن نتایج قراردادی که به ارقام حسابداری گزارش شده وابسته است، در گزارش‌گری مالی تغییر ایجاد می‌کنند (جونز وشارما، 2007).

یکی از سازکارهای کاهش تضاد منافع ومشکلات نمایندگی نظام راهبری‌شرکتی[xv] است. اصول راهبری شرکت، همچنین می‌تواند مشکلات نمایندگی را با کنترل رفتار مدیریت سود مدیران، کاهش دهد. مکانیزم‌های اصول راهبری شرکت می‌تواند فرصت‌های مدیریت سود را کاهش و در نتیجه کیفیت سود را افزایش دهد (مشایخ واسماعیلی 1385: 62) اعضای غیرموظف هیئت مدیره یکی از اساسی‌ترین مکانیزم‌های کنترل داخلی می‌باشند، چرا که توسط سهامداران به منظور تصمیم‌گیری و به نمایندگی از طرف آن‌ها تعیین می‌شوند. بنابراین، انتظار می‌رود که به عنوان ناظر رفتار مدیران از طرف مالکان مؤثر باشند. هرچند اثربخشی اعضای مستقل هیئت مدیره زمانی که جزو مدیران شرکت نیز باشند، می‌تواند محدود شود. از سوی دیگر، مدیران ارشد اغلب در هیئت مدیره عضو می‌باشند، چراکه دارای اطلاعات ارزشمندی برای تصمیم‌گیری و دارای آگاهی کامل در زمینه فعالیت‌های شرکت هستند. چنانکه توسط فاما و جنسن^[xvi] بیان شده، گستردگی مدیران ارشد (موظف) در هیئت مدیره ممکن است منجر به تبانی و انتقال ثروت سهامداران (گرددمایندزک^[xvii]، 2012).

افشای اختیاری اطلاعات تحت تأثیر تعامل بین هزینه افشا و مزایای افشا می‌باشد درحالی که کیفیت افشای اختیاری تحت تأثیر نظام راهبری شرکت است هیئت مدیره با استقلال کمتر با میزان افشا رابطه منفی دارد. بنابراین طبق این دیدگاه انتظار می‌رود هیئت مدیره مشترک با افشا رابطه منفی داشته باشد.

در ادبیات مربوط به هیئت مدیره مشترک از دیدگاه اجتماعی^[xviii] هیئت مدیره و حسابرسان مشترک که برای سایر شرکت‌ها فعالیت می‌کنند، یک شکلی ازسرمایه اجتماعی بوده که دسترسی به اطلاعات را از طریق جریان روابط اجتماعی برقرار شده با مدیریت میسر می‌کنند(برگاتی و فاستر^[xix]؛2003). هیئت مدیره مشترک بر بسیاری از عملیات سازمان شامل حقوق و مزایای هیئت مدیره، نظام راهبری، ساختار سازمانی و سیستم کنترل کیفیت ایزوتأثیر دارد (برگاتی و فاستر، 2003).

یکی از راه‌های کاهش هزینه‌های نمایندگی افشای اختیاری است. هزینه‌های مراقبت و نظارت بر مدیر باعث کاهش منافع و پاداش مدیران می‌شود. بنابراین مدیر یک انگیزه ای برای افشای اطلاعات جهت کاهش این هزینه‌ها دارد. یکی دیگر از دلایل افشای اختیاری مبتنی بر نظریه علامت دهی است. شرکت‌ها اطلاعات اضافی را در بازار افشاء می‌کنند تا خود را از سایر شرکت‌ها متمایز کنند. دلیل دیگر افشای اطلاعات اختیاری بر اساس نظریه نیاز به سرمایه است. جهت جمع آوری سرمایه از طریق فروش سهام در بازار، شرکت‌ها اقدام به افزایش افشای اطلاعات اختیاری می‌کنند. زمانی که در بازار منابع کمیاب وجود دارد شرکت‌ها بر سر افزایش سهم خود از این منابع با هم رقابت می‌کنند. بنابراین ساز و کار افشای اختیاری یک عنصر اساسی جهت افزایش قابلیت اتکای اطلاعات بوده و شرکت را قادر می‌سازد تا سرمایه را جمع آوری کند (عمر و سیمون[xx]، 2011).

یک هیئت مدیره مشترک زمانی وجود دارد که یک شخص که به یک سازمان وابسته است در هیئت مدیره سازمان دیگر عضویت داشته باشد. ادبیات مربوط به هیئت مدیره مشترک بر نقش هیئت مدیره مشترک به عنوان یک منبع مهمی از تبادل اطلاعات بین سازمان‌ها دربارهاقدامات نوآور و اثربخشی سازمان‌های رقیب تاکید می‌کند (برگاتی و فاستر^[xxi]،2002). هیئت مدیره مشترک فرصت‌هایی را برای مشارکت و دریافت اطلاعات استراتژیک و اطلاع از ابداعاتی که می‌تواند به مزیت رقابتی پایدار منجر می‌شود؛ فراهم کند. هیئت مدیره مشترک اعضای هیئت مدیره را قادر می‌سازد تا به یک درک خیلی دقیق‌تری در مورد آخرین اقدامات و عملیات نوآور سایر شرکت‌ها رسیده و آن اعمال  را مشاهده کند. به ویژه در یک محیط نامطمئن هیئت مدیره مشترک برای کاهش ریسک یا عدم اطمینان دارای اهمیت می‌باشد. از دیدگاه اطلاعاتی هیئت مدیره مشترک به نظر در تصمیم‌گیری شرکت مؤثر بوده و نسبت سایر منابع اطلاعاتی کنترل و دسترسی بیشتری دارند زیرا آن‌ها دارای اطلاعاتی معتبر و قابل اتکا هستند (برگاتی و فاستر، 2003).

ابلاغ مستقیم علائم اطلاعات و مشاهده اقدامات  و ترجیح به برقرای ارتباط اجتماعی از طریق شبکه‌های اجتماعی با استفاده از هیئت مدیره مشترک می‌تواند منجر به انتقال مدیرت سود از یک شرکت به شرکت دیگر شود. اگرچه این رفتارممکن است کاملأ از یک شرکت به شرکت دیگر از طریق گفتگوهای مشخصی بین اعضای هیئت مدیره و افرادی که در هر دو شرکت عضو هیئت مدیره‌اند گسترش یابد. به طورکلی فرض می‌شود که احتمال مدیریت سود شرکت زمانی که دارای هیئت مدیره، مشترک است، افزایش یابد.  زمانی که هیئت مدیره‌ای در دو شرکت عضو باشد، احتمال انتقال روش‌های گزارشگری مالی به کار رفته به منظور مدیریت سود از یک شرکت به شرکت دیگر افزایش می‌یابد. دراین دو شرکت عضو مشترک هیئت مدیره دارای رفتار ثابت و یکسانی خواهد بود، به این مفهوم که وی دارای انگیزه لازم به منظور مدیریت سود در هردو شرکت می‌باشد. بنابراین می‌توان گفت وجود هیئت مدیره مشترک باعث افزایش مدیریت سود و کاهش کیفیت سود می‌گردد (چیووهمکاران ، 2010).

پنگ و همکاران (2015) در پژوهشی به بررسی ارتباط بین هیئت مدیره مشترک و عملکرد شرکت‌های چینی که در بورس هنگ کنگ پذیرفته شده‌اند پرداخته‌اند که وجود هیئت مدیره مشترک به بهبود عملکرد شرکت‌ها کمک می‌کند.

هلمرز و همکاران (2014) در پژوهشی به بررسی هیئت مدیره مشترک بر میزان مخارج تحقق و توسعه و مخارج حق الاختراع که نماینده نوع آوری شرکت هستند در هند پرداخته‌اند. نتایج و یافته‌های آن‌ها نشان می‌دهد که هیئت مدیره مشترک اثر مثبتی بر هزینه‌های تحقیق و توسعه و میزان اختراعات شرکت دارد. به عبارت دیگر شواهد آن‌ها نشان داد که این تأثیرات مثبت به خاطر انتقال اطلاعات توسط هیئت مدیره مشترک می‌باشد.

براونوهایلجیست[xxii](2007) در پژوهشی با عنوان "چگونگی تأثیر کیفیت افشا بر عدم تقارن اطلاعات" به بررسی رابطه بین کیفیت افشا وعدم تقارن اطلاعاتی پرداختند. نتایج این پژوهش نشان داد که کیفیت افشا به طور معکوس به عدم تقارن اطلاعاتی مرتبط است. همچنین، بین کیفیت افشا و میزان معاملات سهامدارانی که دسترسی به اطلاعات محرمانه دارند، رابطه‌ای معکوس وجود دارد. علاوه بر این، با توجه به یافته‌های قبلی مبنی بر اینکه هزینه سرمایه با افزایش عدم تقارن اطلاعاتی افزایش می‌یابد، نتایج بیانگر این است که شرکت‌های با کیفیت افشا یبیشتر، هزینه سرمایه پایین‌تری دارند.

فروغی وآدینه جونقانی (1391)در پژوهشی باعنوان رابطه بین" میزان افشای اطلاعات وارزش شرکت" به بررسی رابطه بین میزان افشای اطلاعات وارزش شرکت پرداخته‌اند. برای تعیین میزان افشای اطلاعات توسط شرکت‌ها، چک لیستی براساس قوانین ومقررات سازمان بورس اوراق بهادار تهران واستانداردهای حسابداری ایران تهیه شده،که این چک لیست شامل افشای کل، اجباری واختیاری اطلاعات می‌باشد. این پژوهش بااستفاده ازروش داده‌های ترکیبی برای81شرکت ازشرکت های پذیرفته شده دربورس اوراق بهادارتهران بین سالهای88-86 موردآزمون قرارگرفته است. نتایج این پژوهش نشان می دهدکه رابطه معنی داری بین افشای کل، اجباری واختیاری اطلاعات باارزش شرکت وجود دارد.

کاشانی پور و همکاران (1388) در پژوهشی با عنوان "رابطه بین افشای اختیاری و مدیران غیر موظف" به بررسی رابطه بین دو ساز و کار کنترلی، یعنی افشای اختیاری و مدیران غیر موظف که تقلیل دهنده مشکل‌های نمایندگی هستند، پرداختند. در این پژوهش نمونه ای از شرکت‌های تولیدی حاضر در بازار اوراق بهادار که صورت‌های مالی و گزارش فعالیت هیئت مدیره مربوط به 29 اسفند سال 1385 را منتشر کرده بودند، انتخاب و در نهایت شامل 239 شرکت گردید. افشای اختیاری به وسیله 71 شاخص که در مطالعه‌های قبلی نیز به کار رفته است با اعمال تعدیلاتی تعیین گردید. نتایج این پژوهش نشان داد که مدل به کاررفته، 20 درصد از تغییرهای افشای اختیاری را که در حدود یافته‌های قب لی نیز است، بازگو می‌کند. این در حالی است که رابطه معناداری بین افشای اختیاری و مدیران غیر موظف یافت نشد.

طالب نیا وتفتیان(1388) در پژوهشی باعنوان بررسی رابطه بین "سرمایه گذاران نهادی وهیئت مدیره بامدیریت سود" به بررسی رابطه بین سرمایه گذاران نهادی و هیات مدیره با مدیریت سود (دستکاری در سود ) در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران پرداخته‌اند در این راستا 75 شرکت پذیرفته شده در بورس تهران در دوره زمانی1386- 1383 انتخاب شده است. دراین تحقیق اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیار سنجش مدیریت سود در نظر گرفته شد.  نتایج آماری نشان داد که بین درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی، درصد مالکیت اعضای هیئت مدیره و تعداد اعضای غیرموظف هیئت مدیره و مدیریت سود رابطه معناداری وجود دارد. بدین معنا که افزایش درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی، درصد مالکیت اعضای هیئت مدیره و تعداد اعضای غیرموظف هیئت مدیره می‌تواند باعث کاهش مدیریت سود شود.

 

3- فرضیه‌های پژوهش

فرضیه‌های پژوهش به صورت زیر تدوین می‌شود.

1)   فرضیه اول: هیئت مدیره مشترکبر افشای اختیاری تأثیر دارد .

2)   فرضیه دوم: هیئت مدیره مشترک برکیفیت سود تأثیر دارد .

 

4- متغیرهای پژوهش

متغیرهای این پژوهش شامل متغیرهای وابسته و مستقل وکنترلی است که در ادامه به توصیف آن‌ها پرداخته می‌شود:

 

4-1- متغیروابسته

متغیرهای وابسته پژوهش براساس پژوهش مایندزک (2013) شامل دو متغیر زیر است:

 

4-1-1- افشای اختیاری اطلاعات^[xxiii](DV):

جهت اندازه‌گیری این متغیر از یک چک لیست افشا استفاده شده است. این چک لیست حاوی  اقلامی می‌باشد که مدیران  افشا می‌کنند. به ازای هر قلم افشا شده در چک لیست برای هر شرکت عدد 1 قرار داده می‌شود و در غیر این صورت عدد (صفر) آنگاه کلیه امتیازات هر شرکت محاسبه شده و بر حداکثر امتیازات طبق چک لیست تقسیم خواهد شد. عدد بدست آمده همان شاخص افشای اختیاری می‌باشد.

 

 

 

4-1-2- کیفیت سود^[xxiv](EQ):

جهت اندازه‌گیری کیفیت سود معیارهای مختلفی وجود دارد. در این پژوهش سودی با کیفیت در نظر گرفته شده است که مدیریت نشده باشد. لذا برای اندازه گیری آن از مدل تعدیل شده جونز (1991) و به شرح رابطه 1 زیر استفاده می‌شود:

 (1)

 

 

 برای شرکتi  در سال t . اقلام تعهدی برابر است با تفاوت سود عملیاتی و جریان نقد عملیاتی.

: ارزش دفتری کل دارایی‌های شرکت i در سال قبل

REV∆: تغییرات درآمد فروش شرکت i در سال t

REC∆: تغییرات حساب‌های دریافتنی شرکت i در سال t

PPE:دارایی‌های ثابت مشهود ناخالص شرکت i در سال t.

: پسماند مدل رگرسیونی و معادل اقلام تعهدی اختیاری هر شرکت در هر سال می‌باشد.که در این پژوهش به عنوان معیار کیفیت سود در نظرگرفته شده است. لازم به ذکر است که منظور از کیفیت سود در این پژوهش سودی است که مدیریت نشده باشد لذا هر چه مدیریت سود کمتر باشد کیفیت سود بیشتر است و بالعکس بنابراین اقلام تعهدی اختیاری به عنوان معیاری معکوس از کیفیت سود می‌باشد، یعنی هر چه این اقلام بیشتر باشند کیفیت سود کمتر است و بالعکس.

 

4-2- متغیرهای مستقل

 متغیر مستقل پژوهش براساس پژوهش مایندزک (2013) هیئت مدیره مشترک (INTD)^[xxv] می‌باشد. این متغیر، متغیر مجازی است. اگر در شرکت عضو هیئت مدیره مشترک وجود داشته باشد؛ یعنی اعضای هیئت مدیره به طور همزمان در شرکت دیگر عضو هیئت مدیره باشند عدد 1 و در غیر این صورت عدد )صفر( است.

 

4-3- متغیرهای کنترل

جهت تصریح بهتر مدل‌های رگرسیونی پژوهش از متغیرهای کنترلی زیر استفاده شده است:

شرکت‌های بزرگ‌تر دارای عدم تقارن اطلاعات بیشتری هستند لذا انتظار می‌رود دراین شرکت‌ها نیاز به افشای اطلاعات بیشتر باشد. بنابراین بین اندازه شرکت و افشا رابطه مستقیم وجود دارد در این پژوهش اندازه شرکت برابراست  با لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارئی‌ها.

 

اندازه شرکت^[xxvi]

برابر است با لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارائی‌ها.

در صورت وجود نظارت موثرتر هیئت مدیره بر مدیریت، کیفیت و کفایت اطلاعات منتشر شده توسط مدیریت افزایش می‌یابد بهبود کیفیت افشای شرکت باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی می‌شود و کاهش عدم تقارن اطلاعاتی مدیرت سود کمتر را به همراه دارد.

 

اندازه هیئت مدیره^[xxvii]

لگاریتم طبیعی تعداد هیئت مدیره.

در این پژوهش از استقلال هیئت مدیره به عنوان یک متغیر مؤثر بر افشا و کیفیت استفاده شده است. که با افزایش تعداد اعضای غیرموظف هیئت مدیره میزان افشای داوطلبانه اطلاعات افزایش می‌یابد و همچنین ارتباط مثبت معناداری بین افزایش تعداد اعضای غیرموظف و افشا داوطلبانه وجود دارد.

 

غیر موظف بودن هیئت مدیره^[xxviii]

عبارتست با نسبت تعداد اعضای غیر موظف تقسیم بر تعداد کل اعضای هیئت مدیره.

دو دیدگاه در مورد اهرم مالی و کیفیت سود وجود دارد اول اینکه اثرمثبت تأمین مالی از طریق بدهی کیفیت سود برطبق این دیدگاه کنترل و نظارت اعتبار دهندگان با درخواست صورت‌های مالی حسابرسی شده جهت ارزیابی وام انتظار می‌رود که اطلاعات بیشتری در مورد جریان‌های نقد داشته باشد در نتیجه انتظار می‌رود که کیفیت سود بالارود و دیدگاه دوم مبنی براثر منفی تأمین مالی از طریق بدهی بر کیفیت سود می‌باشد بر طبق این دیدگاه تضادهای نمایندگی بین اعتباردهندگان و مدیران باعث می‌شود که اعتبار دهندگان شروطی را معین نمایند در نتیجه مدیران برای کاهش این محدودیت‌ها انگیزه پیدا می‌کنند که این امر می‌تواند منجر به تخریب کیفیت سود گردد.

 

اهرم مالی^[xxix]

برابر است با نسبت بدهی‌ها به دارائی‌ها.

ارزش بالای حقوق صاحبان سهام، انگیزه قوی برای مدیران ایجاد می‌کند که سودی را گزارش نماید که بازار را رونق دهد. به عبارتی مدیریت سود، فرایندی است که از ارزش نهایی واحد اقتصادی حمایت می‌کند.

 

نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام^[xxx]

برابر است با ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام تقسیم بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام.

پژوهش‌ها نشان دادند که که گزارشگری مالی با کیفیت و صورت‌های مالی شفاف می‌تواند پیامدهای اقتصادی از جمله کاهش نوسان بازده غیرمتعارف سهام داشته باشد به عبارت دیگر هر چه صورت‌های مالی شرکت‌ها با کیفیت‌تر باشد براساس فرضیه بازار کارا انتظار می‌رود اطلاعات در قیمت سهام متبلور شده لذا قیمت سهام دچار نوسان کمتری خواهد شد .

 

انحراف معیار سهام[xxxi]

برابر است با ریسک سیستماتیک قیمت سهام جهت اندازه‌گیری آن از شاخص β و به شرح رابطه 2 استفاده می‌شود.

 (2)  

در رابطه فوق :

R_m: نرخ بازده بازار بوده که براساس رابطه 3 محاسبه می‌شود:

 (3)            

 

در رابطه 3، I_t شاخص بازار سهام در پایان سال و I_(t-1) شاخص بازار سهام در اول سال می‌باشد.

در این پژوهش β هر یک ازشرکت‌های عضو نمونه آماری از بانک‌های اطلاعاتی مربوط استخراج می‌شود.

 

5- جامعه آماری و روش نمونه گیری

جامعه آماری پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و قلمرو زمانی پژوهش از سال 1387 الی 1393 خواهد بود. در این پژوهش برای انتخاب نمونه آماری از روش حذف سیستماتیک (سامان مند) استفاده شده است، بدین منظور کلیه شرکت‌های جامعه آماری که دارای شرایط زیر  باشند به عنوان نمونه این پژوهش انتخاب و بقیه حذف می‌شوند:

1)   ازسال 1387 الی 1393 در بورس تهران حضور داشته باشند.

2)   پایان سال مالی آن‌ها 29 اسفند هر سال باشد.

3)   در طول قلمرو زمانی پژوهش، تغییر سال مالی نداشته باشند.

4)   داده‌های مورد نظر آن‌ها در دسترس باشد.               

5)   فعالیت آن‌ها سرمایه گذاری و واسطه گری مالی نباشند.

با توجه به شرایط و محدودیت‌های فوق، ازبین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، در مجموع 90 شرکت انتخاب شدند.

 

6- نوع روش  پژوهش

این پژوهش از لحاظ هدف بنیادی- تجربی است و از آنجا که به بررسی روابط بین متغیرها با استفاده از تجزیه و تحلیل رگرسیونی می‌پردازد از لحاظ ماهیت همبستگی است. که در این نوع پژوهش‌ها، پژوهشگر به دنبال ارزیابی ارتباط بین دو یا چند متغیر است. در این پژوهش، به دو روش توصیفی و استنباطی به تجزیه و تحلیل داده‌های به دست آمده، پرداخته شده لست. در سطح توصیفی، با استفاده از ویژگی‌های آماری نظیر فراوانی، میانگین، انحراف معیار و بیشینه و کمینه به توصیف ویژگی‌های جامعه پرداخته می‌شود. در سطح استنباطی هم به منظور پاسخ به فرضیه‌های پژوهش و هم به منظور یافتن روابط خاص میان متغیرهای جامعه از آزمون‌های فروض سنتی رگرسیون و آزمون معنا داری t استفاده شده است. با توجه به ترکیبی بودن داده‌ها از آزمون F لیمر جهت انتخاب از بین روش داده‌های تابلویی و تلفیقی و در صورت لزوم از آزمون هاسمن جهت انتخاب از بین روش آثار ثابت و تصادفی استفاده شده است. ازآزمون F فیشربرای صحت مدل رگرسیون تحقیق و از آزمون دوربین واتسون برای استقلال مشاهدات استفاده شده است.

 

7- یافته‌های پژوهش

7-1- آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

آمار توصیفی شامل مجموعه روش‌هایی است که برای جمع آوری، خلاصه کردن، طبقه بندی و توصیف حقایق عددی به کار می‌رود. در یک جمع بندی با استفاده مناسب از آمار توصیفی می‌توان ویژگی‌های یک دسته از اطلاعات را بیان کرد. پارامترهای مرکزی و پراکندگی به همین منظور به کار می‌روند. کارکردهای این معیارها فهم بهتر نتایج یک آزمون است. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در جدول 1 که شامل اطلاعات مربوط به میانگین، میانه، بیشینه وکمینه، چولگی و کشیدگی و... ارائه شده است.

 

جدول 1- آمار توصیفی متغیرهای مدل

متغیر	نماد متغیر	میانگین	میانه	بیشینه	کمینه	انحراف معیار	چولگی	کشیدگی	تعداد مشاهدات
انحراف معیار(ریسک)	Beta	-102354/0	112369/0-	012457/12	-831041/0	360214/0	325875/2	25428/23	630
اندازه هیئت مدیره	Bsize	868555/0	862059/0	833180/1	583214/3	137366/0	269179/1	93308/13	630
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام	Btm	809281/0	830986/0	820542/9	-53634/12	737252/0	378375/6-	3398/207	630
افشای اختیاری	Di	388642/0	400000/0	856874/0	050000/0	133256/0	050742/0	412847/2	630
کیفیت سود	Eq	399262/0	254500/0	58000/2	002390/0	441161/0	138099/2	264755/8	630
هیئت مدیره غیرموظف	Ind-board	596446/0	60000/0	00000/1	000000/0	233520/0	-444628/0	200116/3	630
اهرم مالی	Lev	69616/0	68732/0	430200/7	049300/0	34944/0	0322/12	657/223	630
اندازه شرکت	Size	84452/5	78761/5	95145/8	12293/4	61455/0	71231/0	09633/4	630

منبع: یافته‌های پژوهشگر

اصلی‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نشان دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص خوبی برای نشان دادن مرکزیت داده‌هاست. برای مثال مقدار میانگین برای متغیر شاخص افشای اختیاری (di) برابر با 38/0است که نشان می‌دهد بیشتر داده‌ها حول این نقطه تمرکز یافته‌اند. میانه یکی دیگر از شاخص‌های مرکزی است که وضعیت جامعه را نشان می‌دهد. همان طور که مشاهده می‌شود مقدار این متغیر 40/0است که نشان می‌دهد نیمی از داده‌ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار هستند. به طور کلی پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی از یکدیگر یا میزان پراکندگی آن‌ها نسبت به میانگین است. از مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. در بین متغیرهای پژوهش di دارای کمترین و متغیرbtmبیشترین میزان پراکندگی را دارد. میزان عدم تقارن منحنی فراوانی را چولگی می‌نامند. اگر ضریب چولگی صفر باشد، جامعه به طور کامل متقارن است و چنانچه این ضریب مثبت باشد، چولگی به راست و اگر ضریب منفی باشد چولگی به چپ دارد. متغیر lev بیشترین عدم تقارن و متغیرdiکمترین عدم تقارن را نسبت به توزیع نرمال دارند.میزان کشیدگی یا پخی منحنی فراوانی نسبت به منحنی نرمال استاندارد را برجستگی یا کشیدگی می‌نامند. متغیر levبیشترین برجستگی و متغیرintdکمترین برجستگی را نسبت به منحنی نرمال دارد. هنگامی که مقدار کشیدگی برابر صفر باشد توزیع داده‌ها طبیعی است یعنی در شکل توزیع که بلند و رو به بالاست، داده‌ها به طور تقریبی نزدیک به هم هستند و واریانس کم است.در صورتی که کشیدگی مثبت باشد برآمدگی منحنی توزیع داده‌ها در نقطه اوج قرار خواهد گرفت. در شکل توزیع مسطح که کشیدگی منفی دارد، داده‌ها دور از هم‌قرار دارند و واریانس زیاد است.

 

7-2- آماراستنباطی

مدل رگرسیونی مورد استفاده جهت آزمون فرضیه اول براساس پژوهش مایندزک (2013) طبق رابطه 4 می‌باشد که به صورت داده‌های ترکیبی مورد تحلیل قرار می‌گیرد.

 (4)

 + +  BSize +  VOL + IND board + LEV + BTM +

 

در مدل 4، در صورتی که ضریب  معنی دار باشد فرضیه اول پژوهش تأیید می‌باشد. به عبارتی دیگر اگر سطح معناداری متغیر  کمتر از 5% باشدفرضیه اول پژوهش تأیید می‌شود.

مدل رگرسیونی مورد استفاده جهت آزمون فرضیه دوم براساس پژوهش مایندزک (2013)طبق رابطه 5 می‌باشد که به صورت داده‌های ترکیبی مورد تحلیل قرار گرفته است.

(5)

 + +  BSize +  VOL + IND board + LEV + BTM +

 

درمدل 5، درصورتی که ضریب  معنی دارباشد فرضیه دوم پژوهش تأیید می‌باشد. به عبارتی دیگر اگر سطح معناداری متغیر  کمتر از 5%باشد فرضیه دوم پژوهش تأیید می‌شود.

در مدل 5:

: شاخص افشای شرکت i در سال t

:    هیئت مدیره مشترک شرکت i در سال t

: اندازه شرکتi  در سال t

: اندازه هیئت مدیره شرکت i در سال t

 :  انحراف معیار (ریسک)سهام شرکت iدرسال t

 :  متغیر مجازی غیرموظف بودن هیئت مدیره شرکت iدر سالt

: اهرم مالی شرکت i در سال t

: نسبت ارزش دفتری به بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t

: اقلام تعهدی اختیاری شرکت i در سال t که نماینده کیفیت سود شرکت می‌باشد.

 

به منظور انتخاب بین روش داده‌های تابلویی و تلفیقی در برآورد مدل از آزمون F لیمر استفاده شده است. برای بررسی نتایج  Fلیمر، درصورتی که احتمال آماره F بیشتر از 05/0 باشد، باید از روش داده‌های تلفیقی استفاده کرد. در غیر این صورت از روش داده‌های تابلویی استفاده می‌شود. به منظور انتخاب بین اثرهای ثابت و تصادفی از آزمون هاسمن استفاده شده است برای بررسی نتایج آزمون هاسمن، در صورتی که احتمال آماره کای دو بیشتر از 05/0 باشد، باید از روش اثرهای تصادفی استفاده کرد. در غیر این صورت از روش اثرهای ثابت استفاده می‌شود(بالتاجی 2006). خلاصه نتایج آزمون F لیمر و هاسمن به شرح جدول 2 ارائه شده است:

 

جدول 2- آزمون تخمین مدل به وسیله دادهای ترکیبی

سطح
	آماره	احتمال	نتیجه	آماره	احتمال	نتیجه
مدل 4	22/2	00/0	داده‌های تابلویی	03/30	00/0	اثرهای ثابت
مدل 5	12/9	00/0	داده‌های تابلویی	72/4	69/0	اثرهای تصادفی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همان طور که مشاهده می‌شود مقدار احتمال (p-value) در آزمون F لیمر برای تمامی مدل‌های رگرسیونی برابر صفر و کمتر از 05/0است، در نتیجه برای تمامی سطوح از روش داده‌های تابلویی استفاده می‌شود. همان طور که در جدول 2 مشاهده می‌شود مقدار احتمال (p-value) برای مدل 4 در آزمون هاسمن برابر صفراست، در نتیجه برای این مدل  از روش اثرهای ثابت استفاده می‌شود. مقدار احتمال (p-value) برای مدل 5 در آزمون هاسمن برابر 69/0وازسطح خطای 5%بیشتراست، در نتیجه برای این مدل  از روش اثرهای تصادفی استفاده می‌شود

جهت آزمون خود همبستگی بین باقی مانده‌ها از آزمون دوربین واتسون استفاده می‌گردد. در پژوهش حاضر از این آزمون برای تشخیص وجود و یا عدم وجود خودهمبستگی استفاده شده و در صورت وجود، خود همبستگی به وسیله جزء AR یا با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم یافته (GLS) برطرف می‌شود(بدری و عبدالباقی 1389). خلاصه نتایج آزمون دوربین واتسون به شرح جدول 3 ارائه شده است:

 

جدول 3- آماره دوربین- واتسون

سطح	حدود عدم خودهمبستگی	آماره دوربین واتسون	نتایج
مدل 4	5/2 > DW > 5/1	542/1	عدم وجود خود همبستگی
مدل 5	5/2 > DW > 5/1	619/1	عدم وجود خود همبستگی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

همان طور که در جدول 3 مشاهده می‌شود آماره دوربین واتسون برای تمامی سطوح بین 5/1 الی5/2 است لذا مشخص می‌شود مدل پژوهش برای تمامی سطوح دارای خود همبستگی نیست.

یکی از فرضیه‌های اساسی یک مدل رگرسیونی مناسب، فرض همگونی (همسانی) واریانس باقی مانده‌ها است. برای بررسی این فرض در این پژوهش از آزمون وایت (White Test) استفاده شد. فرض صفر در این آزمون همسانی واریانس باقی مانده‌ها است. در صورتی که مقدار p-value به دست آمده برای آزمون وایت (White) از سطح معنی داری 05/0بیشتر باشد (p-value ≤0.05 )، فرض صفر (وجود همسانی واریانس) پذیرفته می‌شود که نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس باقی مانده‌ها وجود ندارد و در غیر این صورت فرض صفر (وجود همسانی واریانس) رد می‌شود که نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس باقی مانده‌ها وجود دارد(ابریشمی 1385). خلاصه نتایج آزمون وایت به شرح جدول 4 ارائه شده است:

 

جدول 4- نتایج آزمون وایت

سطح
	مقدار آماره  F-statistic	احتمال	نتیجه
مدل 4	44/0	7978/0	وجود ناهمسانی واریانس باقی مانده‌ها
مدل 5	65/0	5230/0	عدم وجود ناهمسانی واریانس باقی مانده‌ها

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همان طور که در جدول 4 مشاهده می‌شود مقدار احتمال (p-value) بدست آمده برای آزمون وایت(White Test) برای مدل 4 برابر صفر و از سطح معنی داری 05/0کمتر است p-value≤0.05))، در نتیجه برای این مدل فرض صفر(وجود همسانی واریانس) رد می‌شود که نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس باقیمانده‌ها وجود دارد. برای برطرف کردن مشکل ناهمسانی واریانس، از روش حداقل مربعات تعمیم یافته(GLS) استفاده می‌شود. سطح معنی داری آزمون وایت برای مدل 5 بیشتر از 5%است که نشان می‌دهد مشکل ناهمسانی واریانس باقی مانده‌ها وجود ندارد. چون داده‌های پژوهش ترکیبی می‌باشد سایر مفروضات رگرسیون از قبیل نرمال بودن موضوعیت ندارد.

7-2-1- آزمون فرضیه اول پژوهش

در این بخش برای آزمون فرضیه اول از مدل رگرسیون چند متغیره در رابطه 4 استفاده شده است.

 

 

نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده‌ها در جدول 5 منعکس شده است.

 

جدول 5-  نتایج تجزیه و تحلیل داده‌ها جهت آزمون فرضیه اول

+  +  BSize +  VOL + IND Board + LEV + BTM +
متغیر	ضریب	انحراف استاندارد	tآماره	p-value
C	163809/0	059338/0	760603/2	0060/0
Intd	017169/0	0087060/0	971586/1	0492/0
Size	051572/0	009149/0	637032/5	0000/0
Bsize	-213323/0	027985/0	-622741/7	0000/0
VOL	067707/0	019398/0	490453/3	0005/0
IND Board	139226/0	014313/0	727358/9	0000/0
LEV	024729/0	014977/0	651104/1	0993/0
BTM	008156/0	007701/0	059092/1	2900/0
ضریب تعیین		53/0	Fآماره	47/6
ضریب تعیین تعدیل شده		45/0	Prob(F-statistic)	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به مقدارp-value به دست آمده برای آماره Fکه برابر با صفر است  (p-value ≤ 0.05)، فرض H₀ رد می‌شود و این نشان می‌دهد که تمامی ضرایب رگرسیون به طور هم زمان صفر نیستند. بنابراین به طور هم زمان بین تمامی متغیرهای مستقل با متغیر وابسته رابطه معنی داری وجود دارد.

با توجه به جدول 5 و مقدار p-value آماره t برای متغیر هیئت مدیره شرکت (INTD) که برابر 049/0است و کمتر از سطح خطای 05/0است (p-value ≤0.05 )، فرض صفر(فرض عدم تأثیر هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات) رد می‌شود و در نتیجه  هیئت مدیره مشترک  بر افشای اختیاری اطلاعات تأثیر دارد. همچنین با توجه به ضریب متغیر هیئت مدیره مشترک که مثبت و برابر 027/0است، نتیجه می‌شود هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات اثر مثبت دارد. در نتیجه فرضیه اول رد نمی‌شود.

مقدار ضریب تعیین تعدیل شده مدل برابر 45/0است، که نشان می‌دهد 45 درصد تغییرات متغیر وابسته به وسیله متغیرهای مستقل تشریح می‌شود؛ به عبارت دیگر 45 درصد تغییرات متغیر وابسته مربوط به متغیرهای مستقل است.

 

7-2-2-آزمون فرضیه دوم

در این بخش برای آزمون فرضیه‌ها از مدل رگرسیون چند متغیره در رابطه 5 استفاده شده است.

 

 

نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده‌ها در جدول 6 منعکس شده است.

 

جدول 6- نتایج تجزیه و تحلیل داده‌ها جهت آزمون فرضیه‌ها

+  +  BSize +  VOL + IND Board + LEV + BTM +
متغیر	ضریب	انحراف استاندارد	Tآماره	p-value
C	357438/0	069969/0	108506/5	0000/0
Int d	-039803/0	013102/0	-038528/3	0025/0
Size	-008917/0	007162/0	-245079/1	2136/0
Bsize	127323/0	025146/0	063435/5	0000/0
Vol	-174565/0	033079/0	-277197/5	0000/0
Ind- board	066234/0-	035911/0	-844370/1	0656/0
Lev	-048195/0	018360/0	-625036/2	0089/0
Btm	-007865/0	003768/0	-325920/2	0203/0
ضریب تعیین	45/0	آماره F		45/5
ضریب تعیین تعدیل شده	44/0	Prob(F-statistic)		000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به مقدارp-value به دست آمده برای آماره Fکه برابر با صفر است  (p-value ≤ 0.05)، فرض H₀ رد می‌شود و این نشان می‌دهد که تمامی ضرایب رگرسیون به طور هم زمان صفر نیستند. بنابراین به طور هم زمان بین تمامی متغیرهای مستقل با متغیر وابسته رابطه معنی داری وجود دارد.

با توجه به جدول 6 و مقدار p-value آماره t برای متغیر هیئت مدیره شرکت (INTD) که برابر 025/0است و کمتر از سطح خطای 05/0است (p-value ≤ 0.05)، فرض صفر(فرض عدم تأثیر هیئت مدیره مشترک بر کیفیت سود) رد می‌شود و در نتیجه  هیئت مدیره مشترک  بر کیفیت سودتأثیر دارد. همچنین با توجه به ضریب متغیر هیئت مدیره مشترک که منفی و برابر 065/0-است، نتیجه می‌شود هیئت مدیره مشترک بر کیفیت سود اثر مثبت دارد. در نتیجه فرضیه دومرد نمی‌گردد.

مقدار ضریب تعیین تعدیل شده مدل برابر 44/0است، که نشان می‌دهد 44 درصد تغییرات متغیر وابسته به وسیله متغیرهای مستقل تشریح می‌شود؛ به عبارت دیگر 44 درصد تغییرات متغیر وابسته مربوط به متغیرهای مستقل است.

 

8- بحث و نتیجه گیری

نتایج و تجزیه و تحلیل آماری نشان داد که هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری اطلاعات تأثیر داشته است. لذا می‌توان گفت فرضیه اول رد نشده است. یکی از دلایل عدم رد این فرضیه این است که وجود هیئت مدیره مشترک در ساختار هیئت مدیره شرکت‌های ایران اثربخش بوده و آن با وادار کردن مدیریت شرکت در افشای اختیاری اطلاعات سعی در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی دارد. زیرا هیئت مدیره مشترک از مزایای افشای اختیاری به خوبی اگاه می‌باشند. نتایج و یافته‌های این فرضیه با یافته‌های مایندزک(2013)که به این نتیجه رسید که هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری تآثیر دارد و همچنین به طور غیرمستقیم با نتایج پژوهش کاشانی پور و همکاران(1388) که آن‌ها به این نتیجه رسیدند که بین دو سازوکار کنترلی افشای اختیاری و مدیران غیر موظف که تقلیل دهنده مشکل نمایندگی هستند هماهنگ است. با توجه به نتایج فرضیه اول که نشان داد که هیئت مدیره مشترک بر افشای اختیاری تآثیر دارد لذا به بورس اوراق بهادار پیشنهاد می‌شود تا در خصوص قوانین مربوط به عضویت در هیئت مدیره شرکت‌ها اصلاحات لازم را اعمال نماید تا از این طریق شرکت‌ها اقدام به افشای داوطلبانه اطلاعات نمایند.

نتایج و تجزیه و تحلیل آماری نشان داد که در هیئت مدیره مشترک بر کیفیت سود تأثیر داشته است. نتایج ویافته‌های این فرضیه مؤید این مطلب است که شرکت‌هائی که هیئت مدیره مشترک وجود دارد مدیران بیشتر تحت نظارت بوده و کمتر توان دست کاری و مدیریت سود را دارند بنابراین هیئت مدیره مشترک با افزایش نظارت بر شیوه گزارشگری شرکت‌ها کیفیت سود را افزایش می‌دهد. همچنین از دیگر دلایل تأثیر این فرضیه می‌تواند این مطلب باشد که هیئت مدیره‌ای که در شرکتی عضو مشترک می‌باشد به احتمال زیاد در شرکت‌هایی که کیفیت سود بالاتر است عضو هیئت مدیره می‌باشد وکمتر اعضای مشترک هیئت مدیره تمایل دارند تا در شرکت‌هایی که وضعیت گزارشگری‌های نامناسبی دارند عضو شوند. به طور کلی نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان داد که هیئت مدیره مشترک بر کیفیت سود (مدیریت سود) تأثیر مثبت (منفی) دارد. و بر افشای اختیاری اطلاعات نیز تأثیر مثبت دارد. مجموع این نتایج با این ایده سازگار است که جهت کاهش مشکلات نمایندگی مکانیزم‌های افشای اختیاری و کیفیت سود به عنوان مکانیزم های مکمل هم می‌باشند به گونه ای که شرکت‌های ایرانی به صورت همزمان از این دو مکانیزم جهت کاهش مشکلات نمایندگی و نمایندگی اطلاعات استفاده می‌کنند. نتایج ویافته‌های این فرضیه با یافته‌های مایندزک(2013) و چیو و همکاران(2013) و رحمان (2011) هماهنگ است و همچنین به طور غیرمستقیم با یافته‌های مشایخی و محمدآبادی(1390) هماهنگ است. با توجه به نتایج فرضیه دوم مبنی بر تأثیر مثبت هیئت مدیره مشترک بر کیفیت سود به بورس اوراق بهادار پیشنهاد می‌گردد جهت حفاظت بیشتر از منابع سهامداران و جلوگیری رفتارهای فرصت طلبانه مدیران در مدیریت سود شرکت‌ها نسبت به گنجاندن قوانین در خصوص عضویت همزمان هیئت مدیره شرکت‌ها در آیین نامه حاکمیت شرکتی توجه ویژه‌ای نماید.

 

 

 

 

 

 

---

1- دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران. نویسنده اصلی   

2- کارشناسی ارشد حسابداری، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران،  مسئول مکاتبات  [e-mail]

---

[i]. Hics&Smit                                                                                                                                                                                              

[ii]. kardel

[iii]. Pergola

[iv]. Baraco&etal

[v]. Omar &simoon

[vi]. Insiders

[vii]. Bonding Costs

[viii]. Montoring Costs

[ix]. Fama&Jensen

[x]. Banery

[xi]. Watts & Zimmerman

[xii]. Karamono

[xiii]. Wang

[xiv]. Jones & Sharma

[xv]. Corpratgoverment

1^6. Fama & Jensen

[xvii]. Mindzak

[xviii]. Social Network View

[xix]. Bergati& Faster

[xx]. Omar &Simoon

[xxi]. Borgati& Faster

[xxii]. Brown andHillegeist

[xxiii]. Disclosures Voluntary

[xxiv]. Earning Quality

[xxv]. Interloched Board

[xxvi]. SIZE

[xxvii]. B Size

[xxviii]. IND Board

[xxix]. LEV

3⁰. BTM

3¹. VOL

VOL

مراجع

,

فهرست منابع

1)    طالب نیا، قدرت الله و اکرم تفتیان، (1388)، "بررسی رابطه بین سرمایه گذاران نهادی و هیئت مدیره با مدیریت سود"،  مجله پژوهشی مدیریت، شماره 38، صص 87-98.

2)    کاشانی پور، محمد، علی رحمانی و سید مهدی پارچینی پارچین، (1388)، "رابطه بین افشای اختیاری و مدیران غیرموظف"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 16 (57)، صص85-100.

3)    مشایخی، بیتا و مهدی محمدآبادی، (1390)، "رابطه مکانیزم‌های حاکمیت شرکتی با کیفیت سود"، مجله پژوهشی حسابداری مالی، 3 (2)، صص32-17.

4)    فروغی و آدینه جونقانی، (1391)، "رابطه بین میزان افشای اطلاعات و ارزش شرکت"، پژوهشنامه حسابداری مالی و حسابرسی، 4 (14)، صص 117-142.

5)     Brown, J. L. (2011), “The Spread of Aggressive Corporate Tax Reporting: A Detailed Examination of the Corporate-Owned Life Insurance Shelter”, The Accounting Review, 86 (1), PP.23-57.

6)     Chiu, P.C., Teoh, S. H. &Tian, F. (2013), “Board Interlocks and Earnings Management        Contagion”, The Accounting Review, forthcoming .

7)     Dechow, P. M., Sloan, R.,G., & Sweeney, A. P. (1995), “Detecting Earnings Management”, The Accounting Review, 70 (2), PP.193-225.

8)     Dechow, P., Dichev, I., (2002), “The Quality of Accruals and Earnings: The Role of Accrual Estimation Errors”, The Accounting Review 77, PP.35–59.

9)     Fama, E, & M. Jensen (1983), “The Separation of Ownership and Control”, Journal of Law and Economic, 26, PP.301-325 .  

10)  Green.s. (2005) , “Sarbanesaxley and the Board of Directors”, John wiley&sons ,Inc ,Hoboken , new jerky

11)  Mike  w. peng . ananc.Multleu, stevesauennwald,(2015), “Board Interlocks and Corporate Performance Among Firms Listed Aboard”, Journal of management history,  Vol.21, No. 2.

12)  McMillan Binch LLP, (2004), “Corporate Governance in Canada, Global Corporate Governance Guide, best practice in the boardroom”, Globe White Page.

13)  Pergola.T, (2006), “Management Entrenchment , Corporate Government , and Earning Stuart”

14)  T and S. Yim, (2008), “Board Interlocks and the Propensity to Be Targeted in Private Equity Transactions”.

15)  Pederson, T. & Thomsen, S. (1997), “European Patterns of Corporate Ownership: A TwelveCountry Study”, Journal of International Business Studies, 28 (4), PP.759-778.

16)  Watts, R. L., & Zimmerman, J. L. (1990), “Positive Accounting Theory: A Ten Year Perspective”, TheAccountingReview, 65(1), PP.131-156

یادداشت‌ها

 

y