اثر تعدیل کنندگی راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 10، دوره 10، شماره 38، شهریور 1397، صفحه 209-237   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

حسین فخاری^{* 1}؛ محسن حسن نتاج کردی²

¹دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه مازندران، مازندران، ایران

²دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه مازندران، مازندران، ایران.

چکیده

رقابت در بازار محصول عامل موثری بر جریان و حجم اطلاعات عرضه شده توسط واحدهای تجاری است. همچنین ساختار راهبری شرکتی می‌تواند نقش موثری بر کیفیت اطلاعات ارائه شده داشته باشد. بر این اساس هدف پژوهش حاضر بررسی نقش راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. به همین منظور داده‌های مربوط به 70 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران جمع آوری شده و اثر تعدیل کنندگی راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، مورد بررسی قرار گرفته است. برای اندازه گیری رقابت در بازار محصول از شاخص هرفیندال هیرشمن استفاده شده و جهت اندازه گیری درجه راهبری شرکتی از چک لیستی که به هشت طبقه افشا، اخلاق تجاری، آموزش، رعایت الزامات قانونی، حسابرسی، مالکیت، ساختار هیئت مدیره، مدیریت دارایی و نقدینگی تقسیم شده‌بود، استفاده شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد که رقابت در بازار محصول دارای اثر منفی بر کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، بوده و این ارتباط در شرکت‌های دارای راهبری شرکتی قوی کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر در شرکت‌هایی که از درجه راهبری شرکتی بالاتری برخوردارند، اثر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود پیش بینی شده،  مثبت است
Abstract
Product market competition is one of the important factor which  influence the flow and volume of information supplied by business enterprise .also The corporate governance structure can have a significant impact on the quality of information is  provided. The aim of this study is An investigation of The role of corporate governance on the relationship between product market competition and quality of the forecasted earnings by management in the listed Companies of the Tehran stock exchange. For this purpose data about 70 companies listed on the Tehran stock exchange is gathered.  And the moderating effect of corporate governance on the relationship between product market competition and Quality of the Forecast Management earning, is studied. The Herfindahl-Hirschman is used for product market competition and to measuring of the corporate governance we use checklist of corporate governance with 8 class which include, business ethics, training, the compliance with legal requirements, auditing, ownership, board structure, asset management and liquidity. The findings show that competition in the product market have a negative effect on quality and Quality of the Forecast Management Earning and this effects is reduced  in  the firms with strong corporate governance . In the other words in companies with a higher degree of corporate governance, the effects of product market competition on the forecasted earning is positive.  
 

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: راهبری شرکتی؛ رقابت در بازار محصول؛ دقت پیش بینی سود؛ خطای پیش بینی سود

اصل مقاله

 

اثر تعدیل کنندگی راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت

 

حسین فخاری

تاریخ دریافت: 18/01/1397            تاریخ پذیرش: 10/03/1397

 

[1]

محسن حسن نتاج کردی[2]

 

 

چکیده

رقابت در بازار محصول عامل موثری بر جریان و حجم اطلاعات عرضه شده توسط واحدهای تجاری است. همچنین ساختار راهبری شرکتی می‌تواند نقش موثری بر کیفیت اطلاعات ارائه شده داشته باشد. بر این اساس هدف پژوهش حاضر بررسی نقش راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. به همین منظور داده‌های مربوط به 70 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران جمع آوری شده و اثر تعدیل کنندگی راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، مورد بررسی قرار گرفته است. برای اندازه گیری رقابت در بازار محصول از شاخص هرفیندال هیرشمن استفاده شده و جهت اندازه گیری درجه راهبری شرکتی از چک لیستی که به هشت طبقه افشا، اخلاق تجاری، آموزش، رعایت الزامات قانونی، حسابرسی، مالکیت، ساختار هیئت مدیره، مدیریت دارایی و نقدینگی تقسیم شده‌بود، استفاده شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد که رقابت در بازار محصول دارای اثر منفی بر کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، بوده و این ارتباط در شرکت‌های دارای راهبری شرکتی قوی کاهش می‌یابد. به عبارت دیگر در شرکت‌هایی که از درجه راهبری شرکتی بالاتری برخوردارند، اثر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود پیش بینی شده،  مثبت است.

واژه‌های کلیدی: راهبری شرکتی، رقابت در بازار محصول، دقت پیش بینی سود ، خطای پیش بینی سود.

1- مقدمه

کارکرد سود به عنوان یکی از اقلام مهم صورت‌های مالی برای استفاده کنندگان دارای تاریخچه طولانی در ادبیات حسابداری و امور مالی است(نوراتی[i] و همکاران،2010، 53).گروه‌های متنوعی از ذینفعان به ارقام سود و پیش بینی‌های مربوط به آن علاقه مندند. بر این اساس تبیین عوامل مؤثر بر ارقام سود و پیش بینی‌های مربوط به آن، می‌تواند برای بسط ادبیات حسابداری و گزارشگری مالی مفید و مؤثر باشد(مارسیو کیتیت و پارک[ii]،2009، 6). در تبیین این عوامل، رقابت در بازار محصول و چگونگی تأثیر آن بر کیفیت سود پیش بینی شده، از جمله موضوعاتی است که کمتر به بحث گرفته شده است و علاوه بر این، موضوع رقابت در بازار محصول در سال‌های اخیر بدلیل رقابت‌های جهانی و کم شدن فاصله جهانی بازارها، از اهمیت بیشتری برخوردار شده است. آلمیدا و دالمیسو[iii](2015، 23)معتقدند که رقابت در بازار محصول از جمله عوامل مهمی است که می‌تواند بر پیش بینی سود اثر بگذارد، و عاملی است که بیانگر اهمیت محیط تجاری و اطلاعاتی شرکت است. همچنین واعظ و همکاران(1394، 145)معتقدند که در حال حاضر  رقابت پذیری معیاری کلیدی برای ارزیابی میزان موفقیت بنگاه‌ها در میدان‌های رقابتی سیاسی،اقتصادی و تجاری به حساب می‌آید. بدین معنی که هر بنگاهی که توان رقابتی بالاتری در بازارهای رقابتی داشته باشد، از رقابت پذیری بالاتری برخوردار است. همچنین ریس[iv](2001، 1425)معتقد است که رقابت در بازار محصول موجب کاهش اقدامات سوء  مدیریت شده و همچنین با کاهش فرصت دستکاری سود، کیفیت سود و درنتیجه کیفیت اطلاعات حسابداری افزایش می‌دهد. هارت[v](1983، 380)معتقد است که رقابت در بازار محصول می‌تواند بعنوان یک سازوکار نظارتی و نظم دهنده برای به تحت کنترل در آوردن مشکلات نمایندگی استفاده شود. بنابراین رقابت در بازار محصول، در مدیران انگیزه‌ای را فراهم می‌کندکه درصدد همسویی بیشتر منافعشان با منافع سهامدران باشند(نمازی و همکاران،1393، 132). علیرغم این نظرات، طیف دیگری از نظرات، بر  این دیدگاه مبتنی هستند که، بازارهای رقابتی موجب افزایش جریان‌های اطلاعاتی، اما نه لزوماً اطلاعات با کیفیت، به بازار می‌شود. که در این رابطه لی[vi](2010، 667) و چنگ[vii] و همکاران(2013، 160) معتقدند رقابت در بازار محصول موجب می‌شود تا مدیران اطلاعات ناقص و غیر شفافی در مورد عملکرد مالی و چشم اندازهای آتی شرکت افشا کنند که این امر موجب کاهش در دقت پیش بینی سود می‌شود.  به‌عبارتی آن‌ها بیان داشتند که برای حصول اطمینان از اطلاعات ارائه شده توسط مدیران در بازارهای رقابتی، و همچنین کاهش عدم تقارن اطلاعات بین مدیریت و ذینفعان، وجود سازکارهای مناسب ازجمله نظام راهبری شرکتی مناسب، می‌تواند برای کاهش هزینه‌های نمایندگی، از اهمیت بسزایی برخوردار باشد. ازینرو رقابت در بازار محصول موجب افزایش جریان اطلاعاتی می‌شود، که لزوماً به این معنی نیست که اطلاعات ارائه شده کامل و بدون نقص هستند. بنابراین ساختار راهبری شرکتی قوی می‌تواند، کیفیت اطلاعات افشا شده را تضمین کند(لاپورتا[viii] و همکاران،2002، 1150؛دیک و زینگالس[ix]،2004، 540). با توجه به این موضوع انتظار می‌رود که ساختار راهبری شرکتی به عنوان یکی از مکانیزم های کنترلی، بتواند بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، اثرگذار باشد. علیرغم بررسی موضوع فوق در سایر کشورها، در ایران تاکنون چنین موضوعی مورد بحث و بررسی قرار نگرفته است. به طور کلی پژوهش‌های قبلی در این باره، بیشتر به بررسی ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده(مارسیو کیتیت و پارک،2009، 1؛چنگ و همکاران،2012، 137)، ارتباط بین راهبری شرکتی و کیفیت سود پیش بینی شده(بات و همکاران،2006، 715؛آلمیدا و دالمیسو،2012، 16) و نیز ارتباط بین رقابت در بازار محصول و راهبری شرکتی (صفرزاده و رفیعی،1393، 25) پرداختند. اما این پژوهش به بررسی اثر راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده می‌پردازد. به عبارت دیگر در این پژوهش، به دنبال آن هستیم تا دریابیم آیا راهبری شرکتی اثر تعدیل کننده بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده، دارد یا خیر. با توجه به اهمیت این موضوع و وجود محیط کنترلی ضعیف درشرکت‌های ایرانی، این مهم که چگونه ساختار راهبری شرکتی می‌تواند بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، تأثیر بگذارد، مهم تلقی می‌شود.  انتظار می‌رود که یافته‌های تحقیق حاضر با بررسی اثر تعدیل کنندگی راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده،در بازار نوظهور ایران، اطلاعات بیشتری را برای تجزیه و تحلیل در اختیار سرمایه گذران، تحلیل گران و مدیران، در محیط رقابتی قرار دهد. و همچنین بسترساز اجرائی شدن سریع‌تر قوانین راهبری شرکتی در محیط رقابتی بازار ایران باشد، محیطی که بتواند امکان سرمایه گذاری بهینه سرمایه گذاران را فرآهم آورد. و همچنین به قانون گذران این امکان را بدهد تا با تبیین تأثیر نظام راهبری شرکتی، الزامات جدیدی را در جهت اجرایی شدن نظام راهبری شرکتی و گزارشگری آن وضع نمایند، که این امر می‌تواند به ارتقا منابع مالی و اقتصادی بازار و حفظ حقوق ذینفعان کمک کند. بر این اساس در ادامه پس از  مرور مبانی نظری تحقیق و پیشینهٔ تحقیقات گذشته داخل و خارج، فرضیه‌های پژوهش مطرح شده و سپس روش و طرح تحقیق ارائه خواهد شد و در پایان به تجزیه و تحلیل داده‌ها و ارائه نتایج خواهیم پرداخت.

 

 

2- مبانی نظری و مروری بر پیشینه پژوهش

سود پیش بینی شده از جمله اطلاعات مهمی است که توسط مدیریت بصورت دوره‌ای به بازار عرضه می‌شود. اهمیت این اطلاعات از این جهت است که امکان برآورد و پیش بینی عملکرد و جریان‌های نقدی شرکت‌ها را، برای ذینفعان فراهم می‌آورد. مسلماً، کیفیت اطلاعات افشا شده می‌تواند با تعبیرهای متفاوت ذینفعان از اطلاعات، منجر به تصمیمات مختلف شود. با فرض کامل نبودن بازار و درک متفاوت ذینفعان، می‌توان انتظار داشت که ارائه اطلاعات تأثیر متفاوتی بر عوامل درون سازمانی و برون سازمانی همچون قراردادهای کاری، هزینه تأمین سرمایه، و رقابت در بازار محصول داشته باشد(گرین و استیگلیتز[x]،1990، 370). اما اینکه چگونه فضای رقابت بازار محصول شرکت، می‌تواند بر این پیش‌بینی‌ها اثر بگذارد، سوالی است که  این پژوهش درصدد پاسخگویی به آن است.

نلبوف و استیگلیتز[xi](1983، 25)معتقدند، وجود اطلاعات ناقص باعث ایجاد قدرت بازار متفاوت در شرکت‌ها می‌شود، چرا که هزینه تأمین اطلاعات در بین شرکت‌های مختلف متفاوت است، شرایط رقابتی این امکان را فراهم می‌آورد تا مدیران از اختیار خود در زمینه ارائه اطلاعات، جهت منفعت طلبی یا ارائه اطلاعات منصفانه به بازار، استفاده کنند. علی و همکاران(2010، 2)معتقدند که دقت پیش‌بینی سود در صنایع رقابتی بیشتر از صنایع غیر رقابتی است. البته منظور از رقابتی بودن صنعت، به معنای وجود شرکت‌های مختلف در تولید و فروش کالاها است، نه اینکه کیفیت کالاها از هم متفاوت باشند(انوار رستمی و همکاران،1392، 3). قربانی و همکاران(1392، 15)معتقدند، رقابت در بازار محصول، سبب می‌شود تا از یک سو شرکت‌های موجود در صنایع مشابه، به دنبال اطلاعات رقبا بوده و از سوی دیگر اطلاعات خودشان را برای داشتن مزیت رقابتی پنهان کنند. همچنین رقابت در بازار محصول می‌تواند باعث افزایش توانایی مدیران برای مقایسه شرکت خود با سایر شرکت‌های موجود در صنعت شود(نلبوف و استیگلیتز،1983، 25). بنابراین رقابت در صنعت خاص همراه با نیاز به اطلاعات مقایسه‌ای شرکت‌ها، باعث افزایش کیفیت اطلاعات پیش بینی شده توسط مدیران شرکت می‌شود(لی،2010، 668). می‌توان گفت که درجه رقابت در بازار محصول به جریان اطلاعات، از شرکت به بازار مؤثر می‌باشد، در حالی‌که نوع رقابت ممکن است بر کیفیت اطلاعات اثر بگذارد(چنگ و همکاران،2013، 155).با توجه به مطالب فوق الذکر، رقابت در بازار محصول می‌تواند بر کیفیت سود پیش بینی شده اثر مثبت یا منفی داشته باشد. از این‌رو سوالی که در اینجا مطرح می‌شود این است که با وجود مشکلات نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی و خطر اخلاقی ناشی از آن، سهامداران و مراجع قانون گذاری، چگونه می‌توانند از کیفیت سود پیش بینی شده مطمئن شوند؟ بنابراین در این پژوهش بیان می‌شود که اگر مکانیزمی وجود داشته باشد که بتواند هزینه نمایندگی و هزینه‌های مربوط به عدم تقارن اطلاعاتی، بین مدیران و ذینفعان را کم کند، می‌تواند موجب بهبود کیفیت سود پیش بینی شده شود. یعنی مطابق با تئوری نمایندگی و تئوری عدم تقارن اطلاعاتی ساختارهای نظارتی مؤثر با ایجاد توازن اطلاعاتی می‌توانند به جلوگیری و کاهش هزینه نمایندگی کمک کنند. به عبارتی به مدیریت انگیزه‌های لازم را برای انجام اقدامات کافی، جهت افزایش ارزش شرکت که نهایتاً به نفع ذینفعان است، می‌دهد. لذا انتظار داریم بازده بالاتر شرکت در گرو بهبود ساختارهای کنترلی و به تبع آن، پیش بینی‌های دقیق‌تر سود توسط مدیریت باشد.؛ زیرا این امر به کاهش هزینه‌های نمایندگی و در نتیجه عملکرد بهتر در دراز مدت منجر خواهد شد(بات و همکاران،2006، 720).عوامل گوناگونی در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و به تبع آن دقت پیش بینی‌های سود تاثیرگذارند، آلمیدا و دالمیسو(2015، 6)معتقدند که یکی از مهم‌ترین این عوامل، مکانیزم‌های راهبری شرکتی می‌باشد. مکانیزم‌های راهبری شرکتی با کاهش مشکلات نمایندگی می‌تواند فرصت‌های مدیریت سود را کاهش داده و در نتیجه کیفیت سود پیش بینی شده را افزایش دهند(مشایخ و اسماعیلی،1385، 30). با توجه به مطالب فوق می‌توان گفت که از جمله راهکارهای عملیاتی غلبه بر مشکلات نمایندگی و به دنبال آن افزایش کیفیت سود، تقویت مکانیزم‌های راهبری شرکتی مناسب، در شرکت‌ها است. بنابراین انتظار می‌رود وجود چنین مکانیزمی اثر منفی رقابت در بازار محصول را کمتر کند(و یا حتی دارای اثری مثبتی بر کیفیت سود پیش بینی شده، کند). در واقع مکانیزم‌های راهبری شرکتی که به دنبال پاسخگویی به ذینفعان است، می‌تواند موجب کاهش مشکلات نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و ذینفعان شده و باعث ارتقاء کیفیت اطلاعات ارائه شده شود(آلمیدا و دالمیسو،2015، 13).بر این اساس  چنگ و همکاران(2013، 142) معتقدند که مدیران برای جلوگیری از افشا دقیق اطلاعات مالی، یک محیط اطلاعاتی مبهم و غیر شفاف را برای رقبای خود و عموم مردم ایجاد می‌کنند. بنابراین برای حصول اطمینان از مسئولیت پاسخگویی بنگاه‌های اقتصادی در مقابل افراد ذینفع باید نظارت و مراقبت کافی بعمل آید. برای اعمال این نظارت و مراقبت کافی وجود ساز و کاری مناسب لازم است. از جمله این ساز و کارها، طراحی و اجرای نظام راهبری مناسب در شرکت‌هاست. استیگلیز(2002، 464) همچنین دالیوال و همکاران[xii](2008)معتقدند، صنایع رقابتی باعث افزایش جریان اطلاعات ارائه شده به بازار شده و ساختار راهبری شرکتی قوی موجب بهبود کیفیت این اطلاعات ارائه شده به بازار می‌شود. آن‌ها همچنین معتقدند، افشای اطلاعات مالی شفاف، مشکلات و مسائل نمایندگی را از طریق کاهش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیریت و سهامداران به حداقل می‌رساند و در مقابل، افشای ضعیف اطلاعات مالی اغلب باعث گمراهی سهامداران و در نتیجه تاثیرات نامطلوبی بر ثروت آنان دارد(آلمیدا و دالمیسو،2015، 23). بنابراین راهبری شرکتی عاملی است که می‌تواند باعث بهبود کیفیت اطلاعات ارائه شده توسط مدیریت شود، همچنین راهبری شرکتی قوی می‌تواند نشانه‌ای  مثبت از سوی شرکت‌ها به بازار سرمایه باشد و اعتماد سرمایه گذران را به سوی خود جلب کند(کارونا[xiii]،2007، 99). با توجه به توضیحات فوق می‌توان نقش راهبری شرکتی را بعنوان یکی از مکانیزم‌های تاثیرگذار بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیران، در نظر گرفته و همچنین بعنوان مکانیزمی برای همسوسازی منافع مدیران، مالکان و کاهش هزینه‌های نمایندگی تلقی کرد. بر این اساس هدف تحقیق حاضر مطالعه اثر تعدیل کنندگی راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت می‌باشد. به‌منظور دستیابی به هدف فوق مرور پیشینه تحقیقات انجام شده، می‌تواند مفید باشد که در ادامه به آن می‌پردازیم.

علی و همکاران (2012، 14) نشان دادند که رقابت در بازار محصول توانایی شرکت‌ها در راستای مقایسه در یک صنعت مشابه را افزایش می‌دهد و همچنین موجب افزایش کیفیت پیش بینی مدیران و تحلیل گران می‌شود.

چنگ و همکاران (2013، 137) در پژوهشی بعنوان تأثیر بازار رقابت بر کیفیت سود به این نتیجه رسیدند که بین بازار رقابت محصول و کیفیت سود رابطه مثبتی وجود دارد. نتایج آن‌ها همچنین حاکی از آن است که بین رقابت بازار محصول و دقت اطلاعات عمومی و محرمانه در دست سرمایه گذران و تحلیلگران رابطه مثبت وجود دارد.

مارسیو کیتیت و پارک (2009، 1) پی بردند که در صنایع با رقابت بالا اشتباهات پیش بینی سود و همچنین پراکندگی این پیش بینی‌ها کمتر بوده که به کاهش نابرابری اطلاعات بین مدیران و بازار کمک شایانی می‌نماید.

بات و همکاران[xiv](2006، 715)چگونگی تأثیر سطوح مختلف راهبری شرکتی را بر دقت پیش بینی‌های تحلیلگران و مدیران مورد بررسی قرار داده‌اند، یافته‌های آن‌ها نشان می‌دهد که راهبری شرکتی با دقت پیش بینی‌های مدیران و تحلیلگران رابطه مثبت و معناداری دارد.

دالمیسو و همکاران (2012، 1) میزان تأثیر شیوه‌های متمایز راهبری شرکتی را بر دقت پیش بینی‌های تحلیلگران و مدیران مورد بررسی قرار داده‌اند، نتایج آن‌ها نشان داد که راهبری شرکتی بر دقت پیش بینی‌های تحلیلگران و مدیران تأثیر مثبت دارد.

نورواتی و همکاران (2010، 50) به بررسی رابطه راهبری شرکتی و دقت پیش بینی‌های سود پرداختند، نتایج آن‌ها نشان داد اندازه کمیته حسابرسی با دقت پیش بینی سود رابطه مثبت دارد و هیچ رابطه معناداری بین مشخصه‌های هیئت مدیره و دقت پیش بینی سود مشاهده نکردند.

آلمیدا و دالمیسو (2015، 1) به بررسی اثر راهبری شرکتی و رقابت در بازار محصول بر دقت پیش بینی‌های سود تحلیلگران و مدیران پرداختند. یافته‌های آن‌ها نشان می‌دهد که شرکت‌های در صنایع رقابتی با راهبری سازمانی قوی، سبب بهبود دقت پیش بینی‌های سود می‌شوند و تحلیل گران و سرمایه گذران را به ارزیابی‌های خود نزدیک‌تر می‌کند.

با وجود تحقیقات خارجی در این رابطه، در ایران تحقیقی که مستقیماً موضوع تحقیق حاضر را مورد بررسی قرار دهد، وجود ندارد. لذا در ادامه به تشریح تحقیقات مرتبط داخلی پرداخته می‌شود.

خواجوی و همکاران(1392، 119) به بررسی اثر رقابت در بازار محصول بر مدیریت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج آن‌ها نشان دادند که بطور کلی بین شاخص‌های هرفیندال_هیرشمن[xv]و لرنر[xvi] ولرنرتعدیل شده با مدیریت سود شرکت‌ها رابطه معکوس معناداری وجود دارد.

دیانتی دیلمی و بیاتی(1394، 23) به بررسی رابطه رقابت در بازار محصول و حق الزحمهٔ حسابرس مستقل پرداختند. نتایج آن‌ها در حالت کلی نشان داد که رقابت در بازار محصول بر حق الزحمه حسابرس مستقل تأثیر معناداری دارد.

خدادی و همکاران(1393، 21)به بررسی تأثیر رقابت بازار محصول بر سیاست تقسیم سود پرداختند. نتایج تحقیق نشان می‌دهد با افزایش رقابت در بازار محصول، سودهای تقسیمی کاهش می‌یابد. بنابراین شرکت‌ها در بازارهای متمرکز و رقابت بالا، سود کمتری پرداخت می‌کنند زیرا آن‌ها نیاز به ذخیره وجه نقد برای مقابله با تهدیدها و رفتارهای مخرب رقبا دارند.

انواری رستمی و همکاران(1392، 1) به برررسی تأثیر ساختارهای رقابتی بازار محصول بر سیاست‌های تقسیم سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. یافته‌های پژوهش بیانگر این است که قابلیت جانشینی محصولات و اندازه بازار دارای رابطه مثبت معناداری با تقسیم سود است و بین سایر ابعاد رقابت و تقسیم سود ارتباط معناداری مشاهده نشد.

فخاری و همکاران(1394، 47)به بررسی اثر شدت رقابت در بازار محصول بر ارزش گذاری بازار از نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها پرداختند. نتایج آن‌ها حاکی ازین بود که افزایش شدت رقابت در بازار محصول تأثیر مثبتی بر ارزش گذاری بازار سرمایه از نگهداشت وجه نقد توسط شرکت‌ها می‌گذارد.

صفرزاده و رفیعی (1393، 25)به بررسی ارتباط بین رقابت در بازار محصول و راهبری شرکتی پرداختند. شواهد حاکی از آن است که رقابت در بازار محصول تأثیر قابل ملاحظه‌ای بر راهبری شرکتی داشته و بعنوان یک جایگزین برای راهبری شرکتی محسوب می‌شود.

نمازی و همکاران(1393، 131)به بررسی رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت اطلاعات مالی پرداختند. نتایج آن‌ها نشان می‌دهد که به‌طور کلی بین شاخص‌های رقابت در بازار محصول و معیارهای کیفیت اطلاعات مالی رابطه مستقیم و معناداری وجود دارد.

واعظ و همکاران(1394، 129)به بررسی تأثیر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود پرداختند. نتایج آن‌ها بیانگر آن است که رقابت بالفعل در کل، رابطه معناداری با کیفیت سود ندارد. اما رقابت بالقوه رابطه مثبت و معناداری با کیفیت سود صنایع مورد بررسی دارد.

 

3- فرضیه‌های پژوهش

با توجه به این مطلب که رقابت در بازار محصول می‌تواند بر کیفیت اطلاعات ارائه شده در بازار، اثر مثبت یا منفی داشته باشد(ریس،2001، 460؛ لی،2010، 663؛ چنگ و همکاران،2013، 137) و همچنین این موضوع که مکانیزم‌های راهبری شرکتی باعث کاهش هزینه نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی می‌شود(نوراتی و همکاران،2010، 50؛ دالمیسو و همکاران،2010، 1)؛ بنابراین این پژوهش مستند به مبانی تئوریکی فوق، فرضیات تحقیق حاضر را با بررسی اثر تعدیل کنندگی متغیر راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده را بصورت زیر ارائه می‌دهد.

فرضیه 1: رقابت در بازار محصول بر خطای  سود پیش بینی شده توسط مدیریت، تأثیر دارد.

فرضیه2: راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و خطای سود پیش بینی شده توسط مدیریت، اثر تعدیل کننده دارد.

فرضیه3: رقابت در بازار محصول بر دقت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، تأثیر دارد.

فرضیه4: راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و دقت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، اثر تعدیل کننده دارد.

 

4- روش پژوهش

پژوهش حاضر بر حسب هدف کاربردی و بر اساس روش جمع آوری داده‌ها جز تحقیقات توصیفی همبستگی مبتنی بر رگرسیون چند متغیره است.که در آن از روش تحلیل ترکیبی داده‌ها استفاده شده است. همچنین با توجه به اینکه تحقیق حاضر بر اساس یک سری از اطلاعات واقعی شرکت‌ها انجام می‌شود، در حوزه پژوهش‌های اثباتی و تجربی حسابداری قرار می‌گیرد. برای آزمون فرضیات از اطلاعات گردآوری شده مبتنی بر اطلاعات واقعی بازارسهام، صورت‌های مالی و یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی شرکت‌ها، استفاده شده است. و برای تحصیل بخشی از اطلاعات راجع به صورت‌های مالی، از سایت سازمان بورس استفاده شده است.اطلاعات مربوط به شاخص حاکمیت شرکتی از یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی و صورتجلسات مجمع و گزارش مدیریت به مجمع بدست آمده است.

جامعه آماری پژوهش حاضر متشکل از کلیهٔ شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که در این پژوهش در انتخاب نمونه از روش غربالگری یا حذف سیستماتیک استفاده شده است، بدین ترتیب که نخست تمام شرکت‌ها در دوره زمانی 1383 تا 1393 انتخاب شدند، سپس از بین شرکت‌های موجود، شرکت‌های فاقد هر یک از شرایط زیر از نمونه خارج شدند:

1)   قبل از سال 1383 در بورس پذیرفته شده باشند.

2)   اطلاعات آن‌ها در دسترس باشد.

3)   جز شرکت‌های سرمایه گذاری و واسطه گری مالی نباشد.

4)   سهام شرکت‌ها در طول سال 1383 تا 1393 معامله شده باشد.

5)   شرکت‌ها نباید سال مالی خود را تغییر داده باشند.

با در نظر گرفتن محدودیت‌های فوق در نهایت تعداد 70 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در هشت صنعت(گروه فلزات اساسی،خودرو و ساخت قطعات، مواد و محصولات دارویی، محصولات شیمیایی، محصولات کانی غیرفلزی،ماشین آلات و تجهیزات، گروه صنایع سیمانی و محصولات غذایی و آشامیدنی)، در دوره زمانی 1384 تا 1393 بعنوان نمونه انتخاب شدند. که جهت خلاصه کردن اطلاعات از نرم افزار صفحه گسترده اکسل[xvii] استفاده شده است. در نهایت با استفاده از نرم افزار ایویوز[xviii]، تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه صورت گرفته است.

 

5- مدل و متغیرهای پژوهش

برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از مدل‌های رگرسیون خطی چند متغیره زیر که به ترتیب برای آزمون فرضیه‌های اول تا چهارم می‌باشد، استفاده شده است که شکل تعدیل شدهٔ مدل آلمیدا و دالمیسو(2015، 17) می‌باشد:

(1)    

STDFOREC_i,t =B₀ +B₁PMC_i,t  +B₂SIZE_i,t +B₃DLOSS_i,t +B₄PTB_i,t +B₅ROA_i,t +B₆ LEV_i,t+µ_i,t   

(2)    

STDFOREC_i,t =B₀ +B₁PMC_i,t +B₂CG_i,t +B₃PMC_i,t*CG_i,t +B₄SIZE_i,t +B₅DLOSS_i,t +B₆PTB_i,t +B₇ROA_i,t +B₈ LEV_i,t+µ_i,t         

 

(3)    

AFA_i,t=a₀ +a₁PMC_i,t +a₂SIZE_i,t +a₃DLOSS_i,t +a₄PTB_i,t +a₅ROA_i,t +a₆ LEV_i,t+ £_i,t   

 

AFA_i,t=a₀ +a₁PMC_i,t +a₂CG_i,t +a₃PMC_i,t*CG_i,t +a₄SIZE_i,t +a₅DLOSS_i,t +a₆PTB_i,t +a₇ROA_i,t +a₈ LEV_i,t+ £_i,t   

 

5-1- متغیرهای وابسته

STDFOREC_i,t: خطای سود پیش بینی شده، در سال t در شرکت i می‌باشد. این شاخص هر چقدر کمتر باشد نشان دهنده دقت بالاتری از پیش بینی سود مدیریت است، به بیان دیگر هر چقدر مدیریت شرکت پیش بینی دقیق‌تری انجام دهد، مقدار STDFORECi,t ، کمتر و به صفر نزدیک‌تر می‌شود. این شاخص در  پژوهش‌های آلمیدا و دالمیسو(2015، 17) و جامعی و رستمیان(1395، 8) همانند مدل 5 محاسبه می‌شود.

 

STDFOREC_i,t=  (5)                        

 

که در رابطه فوق STD(FORECAST) انحراف معیار سودهای پیش بینی شدهٔ هر سهم برای دوره‌های 3 ماهه، 6 ماهه، 9ماهه، 12ماهه می‌باشد و همچنین P_t-1  ، قیمت سهام سال قبل است.

AFA_i,t: دقت پیش بینی سود مدیریت می‌باشد.این شاخص هر چقدر بیشتر باشد نشان دهنده دقت بالاتری از پیش بینی سود مدیریت است، به بیان دیگر هر چقدر مدیریت شرکت پیش بینی دقیق‌تری را انجام دهد، مقدار  AFA_i,t، بیشتر و به صفر نزدیک‌تر می‌گردد. این شاخص همانند پژوهش آلمیدا و دالمیسو (2015، 17) همانند مدل 6محاسبه می‌شود:

 

AFAt = (-1) ×  (6)                          

 

که در رابطه فوق EPSFt ، پیش بینی سود سالیانه هر سهم در سال t  است، و EPSAt  سود واقعی هر سهم در سال t می‌باشد، و همچنین p_t-1  ، قیمت سهام در سال t-1 است.

 

5-2- متغیرهای مستقل

PMC_i,t: رقابت در بازار محصول که توسط شاخص هرفیندال_هیرشمن[xix] محاسبه می‌شود. شاخص هرفیندال هیرشمن میزان تمرکز صنعت را اندازه‌گیری می‌کند، هر چه این شاخص بزرگ‌تر باشد میزان تمرکز بیشتر بوده و رقابت کمتری در صنعت وجود دارد و بالعکس. شایان ذکر است که این شاخص در پژوهش‌های چنگ و همکاران(2013)،نمازی و ابراهیمی(1391، 14) و خواجوی وهمکاران(1392، 125) استفاده شده است. این شاخص از حاصل جمع توان دوم سهم بازار تمامی بنگاه‌های فعال در صنعت می‌باشد، که همانند مدل 7 محاسبه می‌شود:

PMC= HHI =  (7)             

 

که در آن HHI شاخص هرفیندال –هیرشمن ، k تعداد بنگاهای فعال در بازار و si سهم بازار شرکت i ام است که همانند مدل 8 محاسبه می‌شود:

Si =  (8)                           

 

که در آن Xj  نشان دهنده فروش شرکت j ام و l نشان دهندهٔ نوع صنعت است.

CG_i,t  : شاخص راهبری شرکتی می‌باشد. این متغیر از عوامل متعددی تشکیل شده است، لذا در تحقیق حاضر از معیاری ترکیبی و چند بعدی جهت سنجش این متغیر استفاده شده است. استفاده از این شاخص نه‌تنها ایراد وارد بر مطالعات قبلی(که راهبری شرکتی را بصورت تک بعدی مدنظر قرار داده‌اند) را مرتفع می‌سازد، بلکه دارای مزایایی همچون: وارد نمودن یک متغیر در مدل رگرسیون به‌جای توجه جداگانه به هر یک از مولفه‌های راهبری‌شرکتی، توجه به بهینگی سازوکارهای خاص در سطح شرکت‌ها و جلوگیری از تکرار دوباره‌کاری مولفه‌ها می‌باشد(چیانگ و همکاران،2008؛گومپرز و همکاران، 2003). به‌منظور عملیاتی کردن متغیر راهبری شرکتی از چک لیست محاسبه شاخص راهبری شرکتی بر اساس استانداردهای ISS  و پژوهش گری و گونزالز[xx](2008)؛ فخاری و یوسفعلی تبار(1389، 76) و در قالب 8 طبقه و 21 سؤال استفاده شده است. این چک لیست حاوی بخش‌های افشاء، اخلاق تجاری،آموزش، رعایت الزامات قانونی، حسابرسی، مالکیت، ساختارهیئت مدیره، مدیریت دارایی‌ها و نقدینگی می‌باشد، و از روش کدگذاری و انباشت کدها به منظور عملیاتی کردن متغیر راهبری شرکتی استفاده شده است. بر اساس این روش، به هرکدام از 21 مؤلفه راهبری شرکتی، امتیاز صفر و یا یک(با توجه به تعریف عملیاتی انجام شده) اختصاص یافته و از جمع زدن این امتیازها، نمره مربوط به هر شرکت در هر سال محاسبه گردید. همچنین چک لیست مربوطه در بخش ضمیمه پژوهش  ارائه شده است.

 

 

 

5-3- متغیرهای کنترلی

در بررسی تأثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته ممکن است عوامل دیگری نیز مؤثر باشند که در نظر نگرفتن آن‌ها موجب نتیجه گیری نادرست شود. بر اساس مطالعات قبلی انجام شده در خصوص موضوع پژوهش، به‌منظور کنترل سایر عوامل تأثیر گذار بر کیفیت سود پیش بینی شده و در نتیجه افزایش روایی درونی پژوهش، متغیرهای کنترلی به شرح زیر در مدل وارد می‌گردد:

SIZE_i,t  : لگاریتم اندازه شرکت (ارزش بازار شرکت در پایان سال) که از حاصلضرب تعداد کل سهام در قیمت بازار هر سهم شرکت i در سال t بدست می‌آید. شواهد موجود در ادبیات پژوهش حاکی از آن است که پیش بینی سود شرکت‌های بزرگ نسبت به شرکت‌های کوچک آسان‌تر است. براون و همکاران[xxi](1987، 51) نشان دادند که شرکت‌های بزرگ بر بازار کنترل بیشتری دارند و این باعث می‌گردد سود آن‌ها دارای نوسان پذیری کمتر، قابلیت پیش بینی بیشتر و دقت بالاتری باشد. از سوی دیگر، شرکت‌های کوچک‌تر دارای سود باثبات کمتری هستند، در نتیجه مدیریت فرصت کمتری برای پیش بینی دقیق‌تر سود در اختیار دارد.

DLOSS_i,t: زمانی که شرکت i در سال t زیان‌ده باشد ، این متغیر برابر یک و زمانی که شرکت سودده باشد برابر صفر خواهد بود. اشتباه پیش بینی مدیران در شرکت‌های سودده نسبت به شرکت‌های زیانده کمتر است. این امر شاید بدان علت باشد که مدیران شرکت‌های سودده به راحتی به بیان عملکرد آتی می‌پردازند و پیش بینی آن‌ها تقریباً به واقعیت نزدیک است. در مقابل، شرکت‌های زیانده برای جلب سرمایه گذاران، با خوش بینی، آینده را ترسیم می‌کنند. در نتیجه انحراف پیش بینی مدیران در این شرکت‌ها بالاست(مشایخ و شاهرخی،1386، 68).

PTB_i,t: نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t می‌باشد. بر اساس دیدگاه میانگ[xxii](2013، 49) همانطوری که رشد واحد تجاری افزایش می‌یابد، نوسانات سود نیز افزایش می‌یابد، در نتیجه شاخص رشد شرکت دارای رابطه‌ای مثبت با خطای پیش بینی سود خواهد بود.

ROA_i,t: بازده دارایی‌ها، نسبت سود قبل از اقلام غیر عادی بر کل دارایی‌های شرکت i در سال t می‌باشد. رقابت در بازار محصول باعث کاهش سود شرکت‌ها می‌شود و شرکت‌های با سود کمتر، با احتمال بیشتری با خطای پیش بینی سود مواجه‌اند. در این پژوهش از بازده کل دارایی‌ها بعنوان معیاری برای اندازه گیری سطح سودآوری شرکت‌ها استفاده شده است(خواجوی و همکاران،1392، 126).

LEV_i,t: اهرم مالی، که  برابر با نسبت کل بدهی به کل دارایی شرکت i در سال t می‌باشد. پیش بینی سود شرکت‌هایی که دارای سطح بالایی از بدهی هستند، نسبت به سایر شرکت‌ها مشکل‌تر است. تغییرپذیری سود و اهرم به عنوان معیارهای اندازه گیری ریسک شرکت در تحقیقات قبلی مورد توجه قرار گرفته‌اند. این تحقیقات حاکی از آن است که پیش بینی سود شرکت‌های ریسکی، که دارای اهرم مالی بالاتری هستند، مشکل‌تر بوده و در نتیجه از دقت کمتری برخوردار است(چن و همکاران[xxiii]،2007).

 

6- یافته‌های پژوهش

6-1- آمار توصیفی

به منظور بررسی و تجزیه و تحلیل اولیه داده‌ها، آماره توصیفی متغیرهای پژوهش محاسبه و در جدول ­1 ارائه شده است.  در این پژوهش از دو متغیر دقت پیش بینی سود  و خطای پیش بینی سود، برای بررسی کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، استفاده شده است. همانطور که از جدول1 قابل مشاهده است، متغیر دقت پیش بینی سود داری میانگین 1006/0- و انحراف معیار 1847/0 می‌باشد، که این میانگین هر چقدر بیشتر و به صفر نزدیک‌تر شود، موید دقت بالاتری از پیش بینی سود  می‌باشد. متغیر وابسته دوم پژوهش که خطای پیش بینی سود  است، در محدوده صفر تا 5381/1 قرار دارد بنابراین هرچقدر این متغیر کمتر و به صفر نزدیک‌تر شود موید کیفیت بالاتری از پیش بینی سود  می‌باشد. میانگین شاخص هرفیندال هیرشمن برای کل شرکت‌های نمونه 1530/0 است، که به بیان دیگر میانگین فروش خالص بر مجموع فروش صنعت حدود 15 درصد بوده است. همچنین میانگین شاخص راهبری شرکتی 4132/13 و میانه آن در طی دوره نمونه 13 می‌باشد، که نشان می‌دهد میزان شاخص راهبری شرکتی، شرکت‌های نمونه  نزدیک به هم است. همچنین شاخص هرفیندال هیرشمن با انحراف معیار0874/0دارای کمترین پراکندگی از میانگین، و متغیر راهبری شرکتی با انحراف معیار 8665/1 دارای بیشترین پراکندگی از میانگین است. 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول  1- آمار توصیفی

اهرم مالی	بازده دارایی	شاخص رشد	متغیر گزارش زیان شرکت	لگاریتم اندازه شرکت	شاخص راهبری شرکتی	هرفیندال هیرشمن و  راهبری شرکتی	شاخص هرفیندال هیرشمن	دقت  پیش بینی سود مدیریت	خطای  پیش بینی سود مدیریت	نام
LEV	ROA	PTB	DLOSS	SIZE	CG	PMC*CG	PMC	AFA	STDFOREC	نماد
6179/0	1564/0	9127/1	0444/0	8070/11	4132/13	0287/2	1530/0	1006/0-	0385/0	میانگین
6328/0	1389/0	6676/1	0	7345/11	13	9080/1	1462/0	0456/0-	0136/0	میانه
5655/1	6038/0	4554/8	1	1920/14	19	6124/5	3507/0	0	5381/1	حداکثر
1470/0	3211/0-	0724/3-	0	0946/10	8	4417/0	0498/0	2490/2-	0	حداقل
1878/0	1148/0	23230/1	2062/0	7658/0	8665/1	1528/1	0874/0	1847/0	1040/0	انحراف معیار
2346/0	5869/0	4685/1	4193/4	5760/0	0090/2	5821/0	5715/0	1144/6-	0812/9	چولگی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-2- آمار استنباطی

قبل از تخمین مدل، پایایی متغیرهای مدل مورد بررسی قرار می‌گیرد. پایایی متغیرهای پژوهش بدان معناست که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است و در نتیجه استفاده از این متغیرها منجر به رگرسیون کاذب نمی‌گردد. برای سنجش پایا بودن متغیرهای پژوهش از آزمون لوین،لین و چو[xxiv] استفاده شده است که نتایج آن در جدول2 نشان داده شده است.

 

جدول  2- آزمون پایایی داده‌ها

متغیر	نماد	آماره t	سطح خطا
خطای  پیش بینی سود	STDFOREC	7657/66-	0000/0
دقت پیش بینی سود	AFA	6533/16-	0000/0
شاخص هرفیندال هیرشمن	PMC	1229/15-	0000/0
راهبری شرکتی	CG	5158/8-	0000/0
هرفیندال هیرشمن و راهبری شرکتی	PMC*CG	6227/4-	0000/0
اندازه شرکت	SIZE	8262/17-	0000/0
شاخص رشد	PTB	5040/21-	0000/0
بازده دارایی	ROA	6526/8-	0000/0
اهرم مالی	LEV	1606/7-	0000/0
منبع: یافته‌های پژوهشگر

نتایج حاصل از آزمون لوین، لین و چو با توجه به سطح خطای آماری برای تمام متغیرها که کمتر از 5 درصد می‌باشد، نشان دهنده پایا بودن تمامی متغیرهاست.

در داده‌های ترکیبی زمانی که حجم نمونه بیشتر از 30 و به میزان کافی بزرگ باشد و سایر فروض کلاسیک نیز برقرار باشند، انحراف از فرض نرمال بودن معمولاً بی اهمیت و پیامدهای آن ناچیز است. لذا با توجه به اینکه تعداد مشاهدات 700 سال-سرکت می‌باشد، نیازی به بررسی نرمال بودن حجم نمونه نمی‌باشد.

داده‌های تحقیق دارای ماهیت ترکیبی از دو بعد زمانی و مقطعی می‌باشند، که می‌توان آن‌ها را بر مبنای دو رویکرد تلفیقی یا تابلویی، تجزیه و تحلیل کرد. برای تعیین نوع ترکیب داده‌ها جهت تخمین مدل از آزمون F لیمر استفاده شده است. فرضیه صفر آزمون F لیمر نشان دهنده یکسان بودن عرض از مبداها و فرضیه یک بیانگر ناهمگونی آن‌هاست. در صورت تأیید فرضیه صفر، داده‌ها بصورت تلفیقی و بر مبنای رگرسیون معمولی تخمین زده می‌شوند و در صورت تأیید فرضیه یک، نوع داده‌ها تابلویی است. جهت تخمین داده‌های تابلویی بر اساس نوع روش اثرات ثابت و تصادفی عرض از مبداها، از آزمون هاسمن[xxv] استفاده می‌گردد.همچنین یکی از پیش فرض‌های کلاسیک برای تخمین مدل رگرسیونی، عدم همخطی میان متغیرهای مستقل تحقیق می‌باشد. که برای بررسی این موضوع از عامل تورم واریانس(VIF) بهره گرفته می‌شود. بعنوان یک قاعده تجربی اگر مقدار VIF بزرگ‌تر از 10 باشد، همخطی شدید می‌باشد. در جدول‌های 5، 8، 11 و14 نتایج حاصل از این آزمون، نشان دهنده عدم همخطی میان متغیرهای مستقل تحقیق می‌باشد.

 

6-2-1-آزمون فرضیه اول

قبل از آزمون فرضیه فوق، به انتخاب الگوی مناسب برای مدل رگرسیونی پرداخته شده است. نتایج آزمون F لیمر در جدول  3 ارائه شده است. مقدار احتمال آماره F لیمر کمتر از سطح 5 درصد بوده و لذا، برای آزمون فرضیه‌های فوق، استفاده از روش داده‌های تلفیقی منتفی است.

 

جدول  3- انتخابداده‌هایتلفیقیدربرابرداده‌هایترکیبی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی	مقدار آماره آزمون	نوع آزمون
0000/0	9،681	8472/4	F لیمر

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به دلیل عدم انتخاب مدل داده‌های تلفیقی در برابر داده‌های ترکیبی به انجام آزمون هاسمن، به منظور انتخاب الگوی اثرات ثابت ترکیبی در برابر الگوی اثرات تصادفی ترکیبی پرداخته شده است. نتیجه آزمون هاسمن در جدول 4 ارائه شد. مقدار احتمال آماره هاسمن کمتر از 5 درصد است، لذا از الگوی اثرات ثابت برای آزمون فرضیه استفاده می‌کنیم.

 

جدول  4- انتخابالگویاثراتثابتدربرابرالگویاثراتتصادفی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی خی دو	مقدار آماره خی دو	نوع آزمون
0000/0	6	3455/43	هاسمن

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج مربوط به آزمون فرضیه اول بر اساس مدل1 در جدول 5 ارائه شده است. ضریب شاخص هرفیندال هیرشمن و منفی بودن آن نشان می‌دهد که هرچقدر شاخص هرفیندال هیرشمن کمتر(رقابت در بازار محصول بیشتر)، خطای سود پیش بینی شده بیشتر خواهد بود. بنابراین رقابت در بازار محصول تأثیر مثبتی بر خطای سود پیش بینی شده دارد. اما این رابطه معنادار نیست.در نتیجه فرضیه اول تحقیق پذیرفته نمی‌شود، همچنین نتایج مربوط به آماره F نشان می‌دهد که مدل در حالت کلی معنی‌دار بوده و با توجه به آماره دوربین واتسون[xxvi]، فاقد مشکل خود همبستگی است. علاوه بر این، نتایج مربوط به ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که طی دوره پژوهش، حدود 1216/0 درصد از تغییرات متغیر وابسته ، توسط متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می‌شود.

جدول  5- نتایج آزمون فرضیه اول

متغیرها	نماد متغیر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t	معناداری	VIF
ضریب ثابت	C	1061/0	0667/0	5915/1	1120/0	-
شاخص هرفیندال هیرشمن	PMC	0294/0-	0468/0	6289/0-	5296/0	2004/1
اندازه شرکت	SIZE	0067/0	0054/0	2483/1	2123/0	1833/1
متغیر گزارش زیان***	DLOSS	1025/0	0200/0	1090/5	0000/0	2118/1
شاخص رشد**	PTB	0085/0-	0033/0	5448/2-	0112/0	2805/1
بازده دارایی	ROA	0627/0	0433/0	4470/1	1483/0	7741/1
اهرم مالی***	LEV	1010/0	0234/0	3049/4	0000/0	4092/1
آماره  F	4261/7		احتمال آماره  F		0000/0
دوربین-واتسون	0460/2		ضریب تعیین تعدیل شده		1216/0
علامت‌های *** ، ** و * به ترتیب نشاندهنده معنادار بودن متغیر مستقل در سطح اطمینان 99 درصد، 95 درصد و90 درصد هستند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

6-2-2-آزمون فرضیه دوم

قبل از آزمون فرضیه فوق، به انتخاب الگوی مناسب برای مدل رگرسیونی پرداخته شده است. نتایج آزمون F لیمر در جدول6 ارائه شده است. مقدار احتمال آماره F لیمر کمتر از سطح 5 درصد بوده و لذا، برای آزمون فرضیه فوق، استفاده از روش داده‌های تلفیقی منتفی است.

 

جدول  6- انتخابداده‌هایتلفیقیدربرابرداده‌هایترکیبی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی	مقدار آماره آزمون	نوع آزمون
0000/0	9،679	0365/5	F لیمر

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به دلیل عدم انتخاب مدل داده‌های تلفیقی در برابر داده‌های ترکیبی به انجام آزمون هاسمن، به منظور انتخاب الگوی اثرات ثابت ترکیبی در برابر الگوی اثرات تصادفی ترکیبی پرداخته شده است. نتیجه آزمون هاسمن در جدول 7 ارائه شده است. مقدار احتمال آماره هاسمن کمتر از 5 درصد می‌باشد، لذا از الگوی اثرات ثابت برای آزمون فرضیه استفاده می‌کنیم.

 

جدول  7- انتخابالگویاثراتثابتدربرابرالگویاثراتتصادفی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی خی دو	مقدار آماره خی دو	نوع آزمون
0000/0	8	1520/45	هاسمن

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج مربوط به آزمون فرضیه دوم بر اساس مدل2 در جدول 8 ارائه شده است. معناداری ضریب شاخص هرفیندال هیرشمن (0338/0sig=) و منفی بودن آن نشان می‌دهد که هرچقدر شاخص هرفیندال هیرشمن کمتر(رقابت در بازار محصول بیشتر)، خطای سود پیش بینی شده بیشتر خواهد بود. با توجه به ضریب شاخص  هرفیندال هیرشمن در جدول 8، می‌توان نتیجه گرفت به ازای هر واحد افزایش در شاخص هرفیندال هیرشمن(کاهش هر واحد رقابت در بازار محصول)، خطای سود پیش بینی شده 7270/0  واحد کاهش می‌یابد. یعنی رقابت در بازار محصول باعث افزایش خطای سود پیش بینی شده می‌شود. همچنین معناداری و مثبت بودن ضریب متغیر هرفیندال هیرشمن و راهبری شرکتی(0266/0sig=)، بیانگر این موضوع است که راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و خطای سود پیش بینی شده تأثیر منفی گذاشته است.این نتیجه حاکی از آن است که فرضیه پژوهش مبنی بر اینکه، سازو کارهای راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و خطای سود پیش بینی شده توسط مدیریت، اثر تعدیل کننده دارد، رد نمی‌شود. با توجه به ضریب مثبت این متغیر می‌توان دریافت که در شرکت‌هایی که دارای درجه بالایی از لحاظ مکانیزم‌های راهبری شرکتی هستند، رابطه مثبت بین رقابت در بازار محصول و خطای سود پیش بینی شده کاهش می‌یابد. همچنین نتایج مربوط به آماره F نشان می‌دهد که مدل در حالت کلی معنی دار بوده و با توجه به آماره دوربین واتسون[xxvii]، فاقد مشکل خود همبستگی است. علاوه بر این، نتایج مربوط به ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که طی دوره پژوهش، حدود 1256/0 درصد از تغییرات متغیر وابسته، توسط متغیرهای مستقل و کنترلی توضیح داده می‌شود.

 

جدول  8- نتایج آزمون فرضیه دوم

متغیرها	نماد متغیر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t	معناداری	VIF
ضریب ثابت	C	0391/0	0928/0	4220/0	6731/0	-
شاخص هرفیندال هیرشمن**	PMC	7270/0-	3418/0	1266/2-	0338/0	9180/4
راهبری شرکتی**	CG	0086/0-	0042/0	0436/2-	0414/0	9355/3
هرفیندال هیرشمن و راهبری شرکتی**	PMC*CG	0573/0	0258/0	2218/2	0266/0	5508/4
اندازه شرکت	SIZE	0045/0	0056/0	7918/0	4287/0	3737/1
متغیر گزارش زیان***	DLOSS	1007/0	0200/0	0218/5	0000/0	2119/1
شاخص رشد***	PTB	0089/0-	0033/0	6589/2-	0080/0	2875/1
بازده دارایی	ROA	0704/0	0434/0	6224/1	1052/0	7864/1
اهرم مالی***	LEV	0948/0	0237/0	9958/3	0001/0	4411/1
آماره  F	8821/6		احتمال آماره  F		0000/0
دوربین-واتسون	0460/2		ضریب تعیین تعدیل شده		1256/0
علامت‌های *** ، ** و * به ترتیب نشاندهنده معنادار بودن متغیر مستقل در سطح اطمینان 99 درصد، 95 درصد و90 درصد هستند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-2-3- آزمون فرضیه سوم

قبل از آزمون این فرضیه هم، به انتخاب الگوی مناسب برای مدل رگرسیونی پرداخته شده است. مقدار احتمال آماره  Fلیمر در جدول9 کمتر از سطح معنادار 5 درصد بوده و لذا برای آزمون فرضیه فوق هم، استفاده از روش داده‌های تلفیقی منتفی است.

جدول  9- انتخابداده‌هایتلفیقیدربرابرداده‌هایترکیبی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی	مقدار آماره آزمون	نوع آزمون
0000/0	9،681	1594/9	F لیمر

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

مقدار آماره هاسمن در جدول10 کمتر از سطح معنی دار 5 درصد می‌باشد، لذا دلیل کافی برای رد الگوی اثرات ثابت ترکیبی نداریم. و برای آزمون فرضیه سوم نیز از الگوی اثرات ثابت ترکیبی استفاده می‌کنیم.

 

جدول  10- انتخابالگویاثراتثابتدربرابرالگویاثراتتصادفی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی خی دو	مقدار آماره خی دو	نوع آزمون
0000/0	6	5868/80	هاسمن

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول11 آماره تحلیلی فرضیه سوم را مورد بررسی قرار می‌دهد. با توجه به احتمال آماره F(0000/0)، معناداری مدل تأیید می‌شود. ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که به طور متوسط 3018/0 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین می‌شود. آماره دوربین واتسون نیز به میزان 9507/1 ، نشان از عدم خود همبستگی بین خطاها می‌باشد.

معناداری ضریب شاخص  هرفیندال هیرشمن(0112/0sig=) و مثبت بودن آن نشان می‌دهد که شاخص هرفیندال هیرشمن با دقت پیش بینی سود مدیریت رابطه مثبت دارد. بنابراین فرضیه سوم تحقیق پذیرفته می‌شود. با توجه به ضریب شاخص هرفیندال هیرشمن در جدول11، می‌توان نتیجه گرفت به ازای هر واحد افزایش در شاخص هرفیندال هیرشمن(هر واحد کاهش در رقابت بازار محصول)، دقت سود پیش بینی شده  1884/0  واحد افزایش می‌یابد.

 

جدول  11- نتایج آزمون فرضیه سوم

متغیرها	نماد متغیر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t	معناداری	VIF
ضریب ثابت	C	2294/0	1056/0	1713/2	0302/0	-
شاخص هرفیندال هیرشمن**	PMC	1884/0	0741/0	5420/2	0112/0	2004/1
اندازه شرکت	SIZE	0122/0-	0085/0	4221/1-	1554/0	1833/1
متغیر گزارش زیان***	DLOSS	3499/0-	0317/0	0080/11-	0000/0	2118/1
شاخص رشد***	PTB	0187/0	0053/0	5083/3	0005/0	2805/1
بازده دارایی***	ROA	2423/0-	0686/0	5300/3-	0004/0	7741/1
اهرم مالی***	LEV	2257/0-	0371/0	0722/6-	0000/0	4092/1
آماره  F	0652/21		احتمال آماره  F		0000/0
دوربین-واتسون	9507/1		ضریب تعیین تعدیل شده		3018/0
علامت‌های *** ، ** و * به ترتیب نشاندهنده معنادار بودن متغیر مستقل در سطح اطمینان 99 درصد، 95 درصد و90 درصد هستند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

6-2-4-آزمون فرضیه چهارم

قبل از آزمون این فرضیه هم، به انتخاب الگوی مناسب برای مدل رگرسیونی پرداخته شده است. مقدار احتمال آماره F لیمر در جدول 12 کمتر از سطح معنادار 5 درصد بوده و لذا برای آزمون فرضیه فوق هم، استفاده از روش داده‌های تلفیقی منتفی است.

 

جدول  12- انتخابداده‌هایتلفیقیدربرابرداده‌هایترکیبی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی	مقدار آماره آزمون	نوع آزمون
0000/0	9،679	9894/8	F لیمر

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

مقدار آماره هاسمن در جدول13 کمتر از سطح معنی‌دار 5 درصد می‌باشد، لذا دلیل کافی برای رد الگوی اثرات ثابت ترکیبی نداریم. و برای آزمون فرضیه چهارم نیز از الگوی اثرات ثابت ترکیبی استفاده می‌کنیم.

 

جدول  13- انتخابالگویاثراتثابتدربرابرالگویاثراتتصادفی

احتمال آماره آزمون	درجه آزادی خی دو	مقدار آماره خی دو	نوع آزمون
0000/0	8	8493/80	هاسمن

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول14 آماره تحلیلی فرضیه چهارم را مورد بررسی قرار می‌دهد. با توجه به احتمال آماره F(0000/0)، معناداری مدل تأیید می‌شود. ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که به طور متوسط 3046/0 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین می‌شود. آماره دوربین واتسون نیز به میزان 9530/1 ، نشان از عدم خود همبستگی بین خطاها می‌باشد.

معناداری ضریب شاخص  هرفیندال هیرشمن(0747/0sig=) و مثبت بودن آن نشان می‌دهد که شاخص هرفیندال هیرشمن با دقت پیش بینی سود مدیریت رابطه مثبت دارد. همچنین معناداری ضریب متغیر هرفیندال هیرشمن و راهبری شرکتی(0312/0sig=) و منفی بودن آن بیان گر این موضوع است که راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و دقت سود پیش بینی شده توسط مدیریت تأثیر مثبت دارد. بنابراین فرضیه چهارم پژوهش پذیرفته می‌شود. با توجه به ضریب منفی این متغیر می‌توان دریافت که در شرکت‌هایی که دارای رتبه بالایی از لحاظ مکانیزم‌های راهبری شرکتی هستند، رابطه منفی بین رقابت در بازار محصول و دقت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، کاهش می‌یابد. همچنین از جدول14می‌توان دریافت که راهبری شرکتی دارای رابطه مثبت با دقت سود پیش بینی شده می‌باشد.که مطابق با، پژوهش بات و همکاران(2006، 715) که معتقد بودند راهبری شرکتی با دقت سود پیش بینی شده رابطه مثبت و معنادار دارد، مطابق می‌باشد.

 

جدول  14- نتایج آزمون فرضیه چهارم

متغیرها	نماد متغیر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t	معناداری	VIF
ضریب ثابت	C	0211/0	1471/0	1437/0	8857/0	-
شاخص هرفیندال هیرشمن*	PMC	9668/0	5417/0	7847/1	0747/0	9180/4
راهبری شرکتی*	CG	0112/0	0066/0	6748/1	0944/0	9355/3
هرفیندال هیرشمن و راهبری شرکتی**	PMC*CG	0882/0-	0408/0	1587/2-	0312/0	5508/4
اندازه شرکت	SIZE	0076/0-	0090/0	8491/0-	3961/0	3737/1
متغیر گزارش زیان***	DLOSS	3480/0-	0317/0	9494/10-	0000/0	2119/1
شاخص رشد***	PTB	0192/0	0053/0	5902/3	0004/0	2875/1
بازده دارایی***	ROA	2525/0-	0687/0	6717/3-	0003/0	7864/1
اهرم مالی***	LEV	2142/0-	0376/0	6972/5-	0000/0	4411/1
آماره  F	9356/18		احتمال آماره  F		0000/0
دوربین-واتسون	9530/1		ضریب تعیین تعدیل شده		3046/0
علامت‌های *** ، ** و * به ترتیب نشاندهنده معنادار بودن متغیر مستقل در سطح اطمینان 99 درصد، 95 درصد و90 درصد هستند.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

6-2-5- تخمین مدل به تفکیک صنعت

در جدول15 تأثیر میزان رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود پیش بینی شده، به تفکیک صنعت ارائه شده است. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل، تأثیر رقابت در بازار محصول به تفکیک صنعت، بر کیفیت سود پیش بینی شده حاکی از آن است که  در دو صنعت مواد دارویی و سیمانی، آهک و گچ، رقابت در بازار محصول تأثیر مثبتی بر کیفیت سود پیش بینی شده دارد؛ که با یافته‌های ریس(2001، 460) و هارت(1983، 366) که معتقدند رقابت در بازار محصول، موجب کاهش اقدامات سوء مدیریت شده و بعنوان یک سازوکار نظارتی و نظم دهنده موجب به تحت کنترل درآوردن مشکلات نمایندگی و همسویی منافع مالکان و مدیران خواهد شد، همخوانی دارد. به این صورت که در این صنایع احتمال کاهش ارزش شرکت‌ها به دلیل ورود رقیب جدید باعث می‌شود که آن‌ها کمتر سود گزارش شده را مدیریت نمایند، و با نشان دادن تصویر واقعی از عملکرد شرکت، کیفیت سود پیش بینی شده را افزایش دهند. همچنین در شش صنعت فلزات اساسی، خودرو و قطعات، شیمیایی، کاشی و سرامیک، غذایی و ماشین آلات وتجهیزات، و به‌صورت سرجمع، ماهیت رقابتی در بازار محصول تأثیر منفی بر کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیران دارد. که با نتایج لی(2010، 663) و چنگ و همکاران(2013، 137) مطابقت دارد. به این دلیل که رقابت در بازار محصول موجب می‌شود تا مدیران اطلاعات ناقصی در مورد عملکرد مالی و چشم اندازهای آتی شرکت افشاء کنند،که این امر موجب کاهش کیفیت سود پیش بینی شده می‌شود. دلیل این نتایج متضاد می‌تواند بخاطر شرایط بومی ایران باشد، که شرکت‌های فعال در صنایع با رقابت کمتر(نظیر خودرو و قطعات) عمدتاً ساختار مالکیتشان بیش تر دولتی است.

 

جدول 15- تخمین مدل به تفکیک صنعت

نوع صنعت	فراوانی	ضریب رابطه بین شاخص هرفیندال هیرشمن و دقت سود پیش بینی شده	ضریب رابطه بین شاخص هرفیندال هیرشمن و خطای سود پیش بینی شده
فلزات اساسی	90	7594/2	4982/1-
مواد دارویی	120	6356/0-	4961/2
خودرو و قطعات	110	6165/0	0690/0-
شیمیایی	80	3650/0	8283/0-
کاشی و سرامیک	70	0169/1	7723/0-
غذایی بجز قندوشکر	70	2598/0	0203/0-
ماشین آلات و تجهیزات	60	5542/0	0873/0-
سیمان، آهک وگچ	100	0518/4-	3305/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

7- بحث و نتیجه گیری

هدف این پژوهش بررسی تأثیر راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده  در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده است. برای انجام این پژوهش تعداد 70 شرکت در هشت صنعت، طی دوره زمانی 1384 تا 1393 مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد که شاخص هرفیندال هیرشمن با خطای سود پیش بینی شده رابطه منفی دارد و این نتیجه، نشان از رابطه مثبت بین رقابت در بازار محصول و خطای سود پیش بینی شده می‌باشد. همچنین معناداری و مثبت بودن ضریب شاخص هرفیندال هیرشمن و راهبری شرکتی، بیانگر این موضوع است که راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و خطای سود پیش بینی شده تأثیر منفی گذاشته است. که با نتایج علی و همکاران(2009)، لی(2010) و آلمیدا و دالمیسو(2015) مطابقت دارد. همچنین نتایج نشان می‌دهد که بین شاخص هرفیندال هیرشمن و دقت پیش بینی سود مدیریت رابطه معنادار مثبت وجود دارد، که این امر نشان از رابطه معکوس بین رقابت در بازار محصول و دقت سود پیش بینی شده می‌باشد. همچنین معناداری و منفی بودن ضریب متغیر هرفیندال هیرشمن و راهبری شرکتی، بیانگر این موضوع است که راهبری شرکتی بر رابطه بین رقابت در بازار محصول و دقت سود پیش بینی شده توسط مدیریت تأثیر مثبت گذاشته است. با توجه به ضریب منفی این متغیر می‌توان دریافت که در شرکت‌هایی که دارای درجه بالایی از لحاظ مکانیزم‌های راهبری شرکتی هستند، رابطه معکوس بین رقابت در بازار محصول و دقت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، کاهش می‌یابد و موجب بهبود کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت می‌شود.این نتایج با یافته‌های علی و همکاران(2009)، لی(2010) و آلمیدا و دالمیسو(2015) مطابقت دارد. بنابراین بر اساس این نتایج می‌توان اذعان کرد که رقابت در بازار محصول سبب افزایش جریان اطلاعات به بازار می‌شود و زمانی که با ساختار راهبری شرکتی ترکیب شود، سبب همسویی منافع مدیران و ذینفعان و همچنین کاهش هزینه‌های نمایندگی خواهد شد. این یافته‌ها بر این دیدگاه نظری دلالت دارد که در محیط‌های رقابتی کیفیت اطلاعات اهمیت ویژه ای پیدا می‌کند. در همین راستا مدیران برای گمراه کردن رقبای خود در بازار، به افشا نشانه‌هایی به بازار می‌پردازند، که در نتیجه این نشانه‌های گمراه کننده، بر اطلاعات ارائه شده شرکت‌ها اثر داشته و کیفیت پیش بینی‌های سود را نیز تحت تأثیر خود قرار می‌دهد. به بیان دیگر، شرکت‌های موجود در صنایع رقابتی، برای گمراه کردن رقبای خود در بازار، اطلاعات مبهم و غیر شفافی به بازار ارائه می‌دهند، که در نتیجه، این موارد گمراه کننده، پیش بینی سود مدیران را نیز شامل می‌شود. اما در شرکت‌هایی که دارای رتبه بالایی از لحاظ مکانیزم‌های راهبری شرکتی می‌باشند، رابطه معکوس بین رقابت در بازار محصول و دقت سود پیش بینی شده کاهش می‌یابد و مانع از ارائه اطلاعات مبهم به بازار می‌شود. در نتیجه چنین انتظار می‌رود که در بازارهای رقابتی، با تقویت مکانیزم‌های راهبری شرکتی بتوان موجب بهبود محیط اطلاعاتی و افزایش کیفیت گزارشگری مالی شد.

با توجه به تأیید تأثیر راهبری شرکتی بر ارتباط بین  رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، می‌توان پیشنهادات زیر را ارائه داد:

1)   توجه بیشتر مدیران و تحلیل گران به نقش رقابت در بازار محصول بر کیفیت اطلاعات پیش بینی شده توسط مدیران، در ارزیابی شرکت‌ها.

2)   قانون گذران نیز می‌توانند برای تخصیص بهتر منابع اقتصادی، جذب سرمایه گذران و حفاظت از سرمایه از طریق سیاست‌ها و قانون گذاری‌های جدید، شرایط رقابت در بازار محصول را توسعه بخشند.

3)   با توجه به اهمیت راهبری شرکتی در رابطه بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش بینی شده توسط مدیریت، پیشنهاد این پژوهش برای اقدام عملی، تهیه و گزارش منظمی از درجه و رتبه بندی، از وضعیت راهبری شرکت، شرکت‌های ایرانی است، و با توجه به وضع قوانین راهبری شرکتی در شرکت‌های بورسی، پیگیری‌های لازم از جهت الزامی شدن و اجرایی شدن آن قوانین بعمل آید. 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ضمیمه

 

چک لیست محاسبه شاخص راهبری شرکتی بر اساس استانداردهای ISS و تحقیق گری و گوانزالز(2008) در قالب 8 طبقه و 21 سؤال.

افشاء

آیا شرکت دعاوی حقوقی خود را مطابق نظر حسابرس افشا نموده است؟

آیا صورت‌های مالی حسابرسی شده به موقع انتشار می‌یابد؟

آیا میزان پاداش مدیران در صورت‌های مالی افشا شده است؟

اخلاق تجاری

آیا جهت ترمیم محیط زیست، به وسیلهٔ شرکت اندوختهٔ لازم در صورت‌های مالی لحاظ می‌شود؟

آموزش

آیا کارکنان و مدیران در برنامه‌های آموزشی تخصصی حضور به هم می‌رسانند؟

آیا مدیران شرکت، در کلاس‌های آموزشی مسولیت های اجتماعی شرکت می‌کنند؟

رعایت الزامات قانونی

آیا شرکت فاقد معاملات ماده 129 قانون تجارت ایران است؟

آیا شرکت قوانین ماده 129 را رعایت کرده است؟

آیا ماده 238 قانون تجارت ایران در خصوص اندوختهٔ قانونی به میزان 5 درصد سود خالص رعایت شده است؟

حسابرسی

آیا کمیته حسابرسی در شرکت وجود دارد؟

آیا گزارش حسابرس، مقبول یا مشروط است؟

مالکیت

آیا درصد سهامداران نهادی بیش از پنجاه درصد است؟

آیا درصد سهامداران عمده بیش از پنجاه درصد است؟

ساختار هیئت مدیره

آیا اکثریت اعضای هیئت مدیره از مدیران غیر موظف است؟

آیا تعداد اعضای هیئت مدیره بین پنج الی نه نفر است؟

آیا حداکثر مدیران غیر موظف چهار نفر است؟

آیا رئیس هیئت مدیره و مدیرعامل یکی نیست؟

آیا دوره مدیریت محدود شده است؟

مدیریت دارایی‌ها و نقدینگی

آیا بنابر گزارش حسابرس، از کلیهٔ دارایی‌های شرکت استفاده بهینه می‌شود؟

آیا بخش زیادی از مطالبات شرکت از افراد خاصی نیست؟

آیا نقدینگی شرکت کفاف ایفای تعهدات شرکت در سال جاری را می‌نماید؟ (این موضوع از طریق گزارش حسابرس تعیین می‌گردد)

 

---

1- دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه مازندران، مازندران، ایران (نویسنده اصلی مسوول مکاتبات) [e-mail]

2- دانشجوی دکتری حسابداری، دانشگاه مازندران، مازندران، ایران.     

---

[i]. Nurwati

[ii]. Marciukaityte and park

[iii]. Almeida and Dalmácio

[iv]. Raith

[v]. Hart

[vi]. Li

[vii]. Cheng

[viii]. La Porta

[ix]. Dyck and Zingales

[x]. Greenwald and and Stiglitz

[xi]. Nalebuff and Stiglitz

[xii]. Dhaliwal,et al.

[xiii]. Karuna

[xiv]. Bhat,et al.

[xv]. Herfindahl-Hirschman

[xvi] .Lerner

[xvii]. Excel

[xviii]. Eviews

[xix]. Herfindahl-Hirschman

[xx]. Garay and Gonzalez

[xxi]. Brown, et al.

[xxii] .Myung

[xxiii]. Chen, et al.

[xxiv]. Levin,Lin and Chu

[xxv]. Hasman

[xxvi]. Durbin-Watson

[xxvii]. Durbin-Watson

مراجع

1)     انوار رستمی، علی اصغر، حسین اعتمادی و مرضیه موحد مجد، (1392)، "بررسی تأثیر ساختارهای رقابتی محصول بر سیاست‌های تقسیم سود"، فصلنامه علمی- پژوهشی مدیریت دارایی و تأمین مالی، سال اول ، شماره دوم، صص 18-1.

2)     جامعی، رضا و آزاده رستمیان، (1395)، "تأثیر تخصص مالی اعضای کمیته حسابرسی بر ویژگی‌های سود پیش بینی شده"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال هشتم، شماره29، صص71-1.

3)     خدادی،ولی، جواد نیک کار و محسن رشیدی باغی، (1393)، "تأثیر رقابت در بازار محصول بر سیاست تقسیم سود"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی،سال ششم، شماره 24، صص32-21.

4)     خواجوی،شکرالله، غلامعلی محسنی فرد، غلامرضا رضایی و سید داوود حسینی راد، (1392)، "بررسی اثر رقابت در بازار محصول بر مدیریت سود"، فصلنامه علمی_پژوهشی مدیریت دارایی و تأمین مالی، سال اول، شماره سوم، صص 134-119.

5)     دیانتی دیلمی، زهرا و مرتضی بیاتی، (1394)، "رابطه رقابت در بازار محصول و حق الزحمهٔ حسابرس مستقل"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال 7، شماره 27، صص 38-23.

6)      صفرزاده، محمدحسین و افسانه رفیعی، (1393)، "تبیین ارتباط بین رقابت در بازار محصول و راهبری شرکتی"، مجله دانش حسابداری، سال پنجم، شماره 18، صص 48-25.

7)     فخاری، حسین و نصیبه یوسفعلی تبار، (1389)، "بررسی رابطه بین سیاست تقسیم سود و راهبری شرکتی"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره17، شماره69، صص84-69.

8)     فخاری،حسین، سید روح الله تقوی و مهدی بشیری جویباری، (1394)،"بررسی اثر شدت رقابت در بازار محصول بر ارزش گذاری بازار از نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها"، مجله علمی پژوهشی دانش حسابداری مالی، دوره دوم، شماره یک، صص65-47.

9)     قربانی،سعید، مرضیه موحدمجد و محمد منفردمهارلوئی، (1392)، "رقابت در بازار محصول، ترکیب هیئت مدیره و کیفیت افشا اطلاعات"، پژوهش حسابداری و حسابرسی، دوره چهارم، شماره نوزدهم، صص106-92.

10) مشایخ، شهناز و مریم اسماعیلی، (1385)، "بررسی رابطه بین کیفیت سود و برخی از جنبه‌های اصول راهبری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره45، صص44-25.

11) مشایخ، شهناز و سیده سمانه شاهرخی، (1386)، "بررسی دقت پیش بینی سود توسط مدیران و عوامل مؤثر بر آن"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 14، شماره 50، صص82-65 .

12) نمازی، محمد و شهلا ابراهیمی، (1391)، "بررسی ارتباط بین ساختار رقابتی بازار محصول و بازده سهام"، پژوهش‌های تجربی حسابداری مالی، شماره 1، صص27-9.

13) نمازی، محمد، غلامرضا رضایی و علیرضا ممتازیان، (1393)، "رقابت در بازار محصول و کیفیت اطلاعات حسابداری"، مجله پیشرفتهای حسابداری دانشگاه شیراز، دوره ششم، شماره دوم، صص166-131.

14) واعظ،سیدعلی، محمد حسین قلمبر و نسرین قنواتی، (1394)، "تأثیر رقابت در بازار محصول بر کیفیت سود با بهره گیری از تکنیک تحلیل عاملی"، مجله دانش حسابداری، سال ششم، شماره21، صص149-129.

15)   Ali, A., Klasa, S. and Yeung, E, (2009), "The Limitations of Industry Concentration Measures Constructed with Compustat Data: Implications for Finance Research", Review of Financial Studies, 22, PP. 3839–3871.

16)   Ali, A., Klasa, S., and Yeung, E, (2010), "Oligopolistic Industries and Corporate Disclosure Policy", Available from URL: SSRN Working Paper Series.

17)   Ali, A., Liu, M., Xu, D., and Yao, T, (2012), "Corporate Disclosure, Analyst Forecast Dispersion, and Stock Returns ", Available from URL: SSRN Working Paper Series.

18)   Almeida, J and Dalmácio, F, (2015), "The Effects of Corporate Governance and Product Market Competition on Analysts’bForecasts", Evidence from the Brazilian Capital Market, The International Journal of Accounting. 50:PP. 16-339.

19)   Bhat, G., Hopea, O. and Kang, T, (2006), "Does Corporate Governance Transparency Affect the Accuracy of Analyst Forecast?” Accounting and Finance, Vol. 46, PP. 715-732.

20)   Brown, L. D.; G. D. Richardson; and S. J. Schwager, (1987), "An Information Interpretation of Financial Analyst Superiority in Forecasting Earnings", Journal of Accounting Research 25, PP. 49–67.

21)   Chen, A., Kao, L., Tsao, M. and Wu, C, (2007), "Building a Corporate Governance Index from the Perspectives of Ownership and Leadership for Firms in Taiwan", Corporate Governance: An International Review, Vol. 15, PP. 251-61.

22)   Cheng, P, Man Paul, Y., and Cheong, H, (2013), "The Impact of Product Market Competition on Earnings Quality", Accounting and Finance, 53, PP. 137-162.

23)   Dalmácio, F. Z., Rezende, A. J., Lopes, A. B. and Cia, J. N. S, (2012), "The Influence of the Adoption of Differentiated Practices of Corporate Governance on the Accuracy of the Analysts’ Forecasts of the Brazilian Market", European Accounting Association 35th Annual Congress, Ljubljana, Slovenia.

24)   Dhaliwal, D., Huang, S., Khurana, I. K. and Pereira, R, (2008), "Product Market Competition and Accounting Conservatism", Dec. Working Paper Series.

25)   Dyck, A. and Zingales, L, (2004), "Private Benefits of Control: an International Comparison", Journal of Finance, 59, PP. 537-600.

26)   Garay Urbi, Gonzalez Maximilian, (2008), "Corporate Governance and Firm Value: The Case of Venezuela", Journal Compilation; 16(3), PP. 194- 209.

27)   Greenwald, B. and Stiglitz, J. E, (1990), "Asymmetric Information and The New Theory of the Firm: Financial Constraints and Risk Behavior", American Economic Review, LXXX, PP. 160-165.

28)   Hart, O. D, (1983), "The Market Mechanism as an Incentive Scheme", Bell Journal of Economics, 14, PP. 366-382.

29)   Karuna, C, (2007), "Industry Product Market Competition and Managerial Incentives", Journal of Accounting and Economics, Vol. 43, PP. 275–97.

30)   La Porta, R, Lopez-de-Silanes, F., Shleifer, A. and  Vishny, R, (2002), "Investor Protection and Corporate Valuation", The Journal of Finance, Vol. 57, PP. 1147-1170.

31)   Li, X., (2010), "The Impacts of Product Market Competition on the Quantity and Quality of Voluntary Disclosures", Review of Accounting Studies, 15, PP. 663–711.

32)   Marciukaityte, D., and Park, J. C, (2009), "Market Competition and Earnings Management", Available at SSRN 1361905.

33)   Myung gun, L., Woo jin, p., and Young mi, Seo., (2013), "The Relationship between Related Party Transactions and Management Forecasts", Korea International Accounting Review, Vol. 49, 6, PP. 49-80.

34)   Nalebuff, B. J. and Stiglitz, J. E, (1983), "Prizes and Incentives: Towards a General Theory Compensation and Competition", The Bell Journal of Economics, Vol. 14, No. 1, PP. 21-43.

35)   Nurwati, A, (2010), “Corporate Governance and Earnings Forecasts Accuracy", Asian Review of Accounting, 18, PP. 50-67.

36)   Raith, M, (2001), "Competition, Risk and Managerial Incentives", Available at SSRN 262648.

37)   Stiglitz, J. E, (2002), "Information and the Change in the Paradigm in Economics", The American Economic Review, Vol. 92, No. 3, PP. 460-501.

 

 

 

 

یادداشت‌ها