Information Asymmetry and Corporate Governance Mechanisms

Authors

Abstract

This research examines the effects of a firm’s asymmetric information on its choice of two mechanisms of corporate governance: the board monitoring intensity and CEO incentive alignment. The sample consists of 112 firms listed in Tehran Stock Exchange during 2006-2010. Data has been collected using Rahavard Novin software and Tehran Stock Exchange archive. The statistic analysis has been done by multivariate regression. The results show that firms facing greater asymmetric information tend to use less intensive board monitoring but rely on more CEO incentive alignment.

Keywords

Full Text

مقدمه

نظریه نمایندگی1 به موضوعاتی اشاره دارد که در زمان چشم­پوشی کارگماران (مالکان) ازکنترل­ شرکت، به­وسیله کارگزارانی (مدیرانی) به­وجود می­آیند که برای اداره شرکت منصوب می‌شوند. جدایی مالکیت از مدیریت، باعث ایجاد تضاد منافع بین کارگمار (مالکان) و نماینده (هیئت مدیره) می‌شود، زیرا اهداف آنها دقیقاً بر هم منطبق نیست. مشکلات نمایندگی ناشی از جدایی مالکیت و کنترل، به­علت عدم تقارن اطلاعات2 در قراردادهای کارگمار و نماینده رخ می­دهد (صفری و همکاران، 2010).

 حاکمیت شرکتی3 در برگیرنده کنترل­ها و رویه­هایی است که اطمینان می‌دهد مدیریت در مسیر منافع سهامداران حرکت می­کند و احتمال حرکت در جهت منافع شخصی را کاهش می­دهند (کاناگارتنام و همکاران، 2007). حاکمیت شرکتی، از تعدادی ساز و کار داخلی و خارجی تشکیل شده است. همان­گونه که جنسن (1993)؛ جان و سنبت (1998) و اشلیفر و ویشنی (1997) بیان کرده­اند، این ساز و کارها در تعامل با یکدیگر، محیط حاکمیتی شرکت را شکل می­دهند. تعاملات بین ساز و کارهای حاکمیت شرکتی نشان می­دهند عناصر منحصر به­فرد ساختار حاکمیت شرکتی، به­طور مستقل تعیین و انتخاب نمی­شوند. این انتخاب نه تنها به مزایای کنترلی ناشی از آنها بستگی دارد، بلکه به هزینه­های تحمیلی به مدیران و سهامداران نیز بستگی دارد. از آنجا که مشکلات نمایندگی در بین شرکت‌های مختلف متفاوت است، هزینه و منافع ناشی از ساز و کارهای حاکمیت شرکتی برای کنترل این مشکلات نیز متفاوت است. بنابراین، مصالحه هزینه– منفعت بهینه این ساختارها به شرایط خاص شرکت از جمله فرصت­های سرمایه­گذاری، محیط رقابتی، اطلاعاتی و قانونی شرکت بستگی دارد. یعنی شرکت‌ها تلاش می­نمایند با استفاده از ساز و کارهای متفاوت حاکمیت شرکتی، بهای تمام شده نظارت را کاهش دهند. (گیلان و همکاران، 2003). یکی از عوامل موثر در انتخاب ساز و کارهای حاکمیت شرکتی، محیط اطلاعاتی شرکت است. اطلاعاتی که افراد دارند و تصمیماتی که بر اساس این اطلاعات می­گیرند، مهم است (مارسل و همکاران، 2010). درصورتی که اطلاعات مورد نیاز به­صورتی نامتقارن بین افراد توزیع شود، می­تواند نتایج متفاوتی را نسبت به موضوعی واحد سبب شود (قائمی و وطن پرست، 1384).

بعضی محققان این سؤال را مطرح می­کنند که آیا حاکمیت همسان برای همه مناسب است و می­توان الزامات حاکمیت شرکتی یکسانی را به همه شرکت‌ها تجویز کرد؟ دمستز (1983) و دمستز و لهن (1985) نشان دادند شرکت‌ها به­طور بهینه، ساختار مالکیت خود را به­عنوان یک ساز و کار حاکمیتی و بر اساس ویژگی­های شرکت تعیین می­کنند. مطالعات اخیر، شواهد بیشتری را فراهم می‌کنند که نشان می‌دهد حاکمیت به­طور درونی تعیین می‌شود و یک نوع حاکمیت برای همه قابل تجویز نیست (کای و همکاران، 2009).

یکی از ویژگی­­های مؤثر در انتخاب ساز و کار­های حاکمیت شرکتی، عدم تقارن اطلاعات است. طبق شواهد موجود (راهجا (2005)، هریس و راویو (2008)، گیلان و همکاران (2003)، بونه و سایرین (2007)، لینک و همکاران (2008)، هالمن و همکاران (2009)، کای و همکاران (2009) و ویلسون (2011)، با گسترش اطلاعات نامتقارن شدت نظارت هیئت مدیره کاهش یافته و به­جای آن، از همگرایی انگیزه مدیر عامل استفاده می‌شود. بر این اساس، نوع ساز و کارهای حاکمیت شرکتی بکار رفته در یک شرکت به شرایط خاص آن شرکت از جمله محیط اطلاعاتی آن شرکت بستگی دارد، به گونه‌ای که با افزایش عدم تقارن اطلاعات، هزینه­های نظارت مستقیم افزایش می‌یابد و از نظارت غیرمستقیم استفاده می‌شود. (فرضیه بهای تمام شده نظارت)

هدف اصلی این پژوهش، فراهم کردن شواهدی در این باره است که چگونه عدم تقارن اطلاعات بر ساز و کارهای حاکمیت شرکتی شرکت‌ها اثر می‌گذارد و بهای تمام شده نظارت‌شان را کاهش می‌دهد.

پیشینه پژوهش

هالمن و همکاران (2009) به تجزیه و تحلیل دو ابزار انگیزشی مدیران، شامل شدت نظارت هیئت مدیره و استفاده از پرداخت بر مبنای عملکرد مدیر عامل پرداختند. نتایج به­دست آمده حاکی از این است این دو ساز و کار جایگزین یکدیگر هستند، به علاوه اطلاعات نامتقارن­تر منجر به کاهش نظارت هیئت مدیره و پرداخت بیشتر به مدیر عامل بابت عملکرد می­شود.

جی کای وهمکاران (2009) به مطالعه اثر اطلاعات نامتقارن بر سه ساز و کار اصلی حاکمیت شرکتی (شدت نظارت هیئت مدیره، بازار کنترل شرکت و همگرایی انگیزه مدیر عامل) پرداختند. آنها دریافتند شرکت‌های دارای عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر، به استفادة کمتر از نظارت هیئت مدیره، کنترل بیشتر بازار و همگرایی انگیزه بالاتر گرایش دارند. این نتایج با فرضیه بهای تمام شده منطبق است، به این معنی که عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر، هزینه نظارت مستقیم را بالا برده و باعث استفاده از راهکارهای نظارت غیرمستقیم جهت پایین آوردن بهای تمام شده نظارت می‌شود.

ویلیام ویلسون (2011) دریافت شرکت‌هایی که با عدم تقارن اطلاعات بالاتری مواجه هستند، تمایل دارند که هیئت مدیره استقلال کمتری داشته باشد و به احتمال بیشتری مدیر عامل عضو هیئت مدیره است. نتایج نشان داد در صورت وجود عدم تقارن اطلاعات بالا، مالکیت مدیر عامل جایگزین نظارت هیئت مدیره می‌شود.

فرضیه­های تحقیق

فرضیه­های تحقیق به پشتوانه ادبیات پژوهش، به­صورت زیر تدوین شدند:

فرضیه اول: عدم تقارن اطلاعات با ساز و کار شدت نظارت هیئت مدیره، رابطه منفی و معناداری دارد.

فرضیه دوم: عدم تقارن اطلاعات با ساز و کار همگرایی انگیزه مدیر عامل، رابطه مثبت و معناداری دارد.

روش تحقیق

تحقیق حاضر با توجه به هدف، کاربردی است، چون نظریه­های حاصل از تحقیق برای استفاده عملی به­کار برده می­شود. از آنجا که این پژوهش بر روابط بین متغیرها متمرکز است و همچنین بر جمع­آوری و دسته­بندی اطلاعات در قالب آمارهای توصیفی تأکید دارد، لذا رویکرد این تحقیق، توصیفی- همبستگی می­باشد.

دراین پژوهش، برای جمع­آوری داده­ها و اطلاعات، از روش کتابخانه­ای استفاده شده است. داده­های پژوهش، با مراجعه به صورت‌های مالی، یادداشت­های توضیحی، گزارش­های بورس اوراق بهادار و با استفاده از نرم­افزارهای رهاورد نوین و تدبیرپرداز جمع آوری شده است.

متغیرهای این پژوهش با استفاده از نرم افزار Excel محاسبه شده و آزمون فرضیه­ها با استفاده از نرم افزار spss انجام شد.

به منظور آزمون فرضیه اول، از معادله (1) ­زیر استفاده می‌شود:

معادله (1)

BI = β0 + β1 AI + β2 D AI High + β3 D AI Low + β4 Q Residual + β5 Assets Residual + ei

جهت آزمون فرضیه دوم، نیز از معادله (2) استفاده می‌شود:

معادله (2)

CEO PPS = β0 + β1 AI + β2 D AI High + β3 D AI Low + β4 Q Residual + β5 Assets Residual + ei

D AI Low: متغیر مصنوعی، در صورتی که عدم تقارن اطلاعات پایین باشد، یک و در غیر این صورت صفر

D AI High: متغیر مصنوعی، درصورتی که عدم تقارن اطلاعات بالا باشد، یک و در غیر این صورت صفر

 با استفاده از چارک اول و آخر متغیر عدم تقارن اطلاعات محاسبه شد.

AI: عدم تقارن اطلاعات، که با استفاده از رتبه­بندی درصدی متغیرهای زیر محاسبه می‌شود:

  • ·       اندازه شرکت7: شرکت‌های کوچک به دلیل برخورداری از افراد درونی (محرم) کمتر، اطلاعات محرمانه بیشتری را برای خود حفظ کرده و در نتیجه محیط اطلاعاتی نامتقارن­تری دارند (اتیگ و همکاران، 2009). در این تحقیق، اندازه شرکت به دو طریق سنجیده می‌شود: 1- لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی‌ها و 2- لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام.
  • Q توبین8: مشکل عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌های با فرصت رشد بیشتر، شدیدتر است. بنابراین برای اندازه­گیری عدم تقارن اطلاعات از شاخص‌های سنجش فرصت­های سرمایه­گذاری شرکت استفاده می‌شود. که از جمله آنها، Q توبین است (کای و همکاران، 2009). اگر شاخص Q توبین محاسبه شده برای شرکت، بزرگ­تر از یک باشد، شرکت انگیزه زیادی برای سرمایه­گذاری و رشد دارد. اگر نسبت Q توبین کوچک­تر از یک باشد، نشان ­دهنده آن است که شرکت وضعیت مطلوبی ندارد و سرمایه­گذاری در آن متوقف خواهد شد (حیدرپور و مستوفی، 1388).

معادله (3)

Q = (ارزش دفتری دارایی‌ها - ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام + ارزش بازار حقوق صاحبان سهام) /ارزش دفتری دارایی‌ها

خطاهای پیش­بینی سود9: اشتباهات پیش­بینی­های تحلیل­گران درباره سود شرکت، می­تواند نماینده وسعت اطلاعات نامتقارن بین افراد درون شرکت و خارج از شرکت باشد. (گیلسان و سایرین (1997) و کریشناسوامی و سابرحمانیام (1999)، کای و همکاران، 2009). خطاهای پیش‌بینی با استفاده از معادله زیر محاسبه می‌شود:

معادله (4)

خطاهای پیش­بینی سود= (سود واقعی به ازای هر سهم– سود پیش‌بینی شده به ازای هر سهم) /سود واقعی به ازای هر سهم

BI: شدت نظارت هیئت مدیره

در ادبیات نظری، دو دیدگاه متضاد از نقش اندازه هیئت مدیره بر عملکرد شرکت ارائه شده است. دیدگاه اول بیان می‌کند هیئت مدیره کوچک­تر، عملکرد شرکت را ارتقا می‌دهد. دیدگاه دوم نیز بیان می‌کند هیئت مدیره بزرگ‌تر به علت برخورداری از مزیت­ها و پیشنهادهای تخصصی و متنوع، کارایی بیشتری دارد.

از دیدگاه نظریه نمایندگی، حضور مدیران غیرموظف (غیراجرایی) مستقل در هیئت مدیره شرکت‌ها و عملکرد نظارتی آنان به­عنوان افرادی مستقل، به کاهش تضاد منافع موجود میان سهامداران و مدیران شرکت کمک شایانی می­کند (حساس یگانه و باغومیان، 1385). عامل مهم دیگر در ساختار هیئت مدیره، جدایی رییس هیئت مدیره و مدیر عامل شرکت می­باشد. به­طور خلاصه، نتایج تحقیقات تجربی بیانگر این موضوع است که هیئت مدیره­های کوچک با حضور اکثریت مدیران غیرموظف، باعث ایجاد ظرفیت­های نظارتی قوی می‌شود (گیلان و همکاران، 2009).

در این تحقیق متغیر شدت نظارت هیئت مدیره، با استفاده از میانگین رتبه­بندی درصدی متغیرهای زیر محاسبه شده است (کای و همکاران، (2009) ):

  • ·       اندازه هیئت مدیره10: که با تعداد اعضای آن سنجیده می­شود.
  • درصد استقلال هیئت مدیر11: با تقسیم تعداد اعضای غیرموظف هیئت مدیره بر تعداد کل اعضای هیئت مدیره محاسبه می­شود.
  • دوگانگی مدیر عامل و رییس هیئت مدیره12: در صورت جدا بودن رییس هیئت مدیره و مدیر عامل متغیر مصنوعی برابر با 1 و در غیر این صورت، متغیر مصنوعی برابر با 0 است.

 (CEO PP): همگرایی انگیزه مدیر عامل

حساسیت پرداخت به مدیر عامل بابت عملکرد، به صورت جمع سهام در اختیار او تقسیم بر تعداد سهام منتشره محاسبه می‌شود (کای و همکاران، 2009).

Q residual: باقیمانده Q توبین که با استفاده از باقیمانده رگرسیون متغیر Q توبین و عدم تقارن اطلاعات محاسبه می‌شود.

Asset residual: باقیمانده دارایی‌ها که از باقیمانده رگرسیون متغیر اندازه شرکت و عدم تقارن اطلاعاتی محاسبه می‌شود.

شرکت‌های بزرگ تمایل دارند هیئت مدیره بزرگ­تر، ولی مستقل­تری داشته باشند (بونه و همکاران (2007) ). به علاوه، به علت محدودیت­ها و ناسازگاری ریسک ثروت مدیر عامل، به همگرایی انگیزه مدیر عامل تمایل کمتری دارند (اسچیفر (1998) ). به­طور مشابه، فرصت­های سرمایه­گذاری (که Q توبین نماینده آن است) و قانونگذاری، بر محیط عمومی شرکت اثر گذاشته و ممکن است دربردارنده دلایلی از انتخاب­های حاکمیتی شرکت باشد (کای و همکاران، 2009).

جامعه آماری و نمونه پژوهش

جامعه آماری این تحقیق، شامل کلیه شرکت‌های پذیرفته­ شده در بورس اوراق بهادار تهران می­باشد. نمونه شامل کلیه شرکت‌هایی است که دارای معیارهای زیر باشند:

  1. جزء شرکت‌های صنایع واسطه­گری، سرمایه­گذاری، لیزینگ، بانک­ها وشرکت‌های بیمه نباشد.
  2. پیش از سال 1385 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد.
  3. به دلیل افزایش قابلیت مقایسه، دوره مالی آنها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.
  4. طی سال‌های مالی 85 تا 89، تغییر فعالیت یا دوره مالی نداده باشد.
  5. اطلاعات مورد نیاز به منظور استخراج داده­ها در دسترس باشد.

برای انجام این پژوهش، از روش نمونه­گیری در دسترس استفاده شده است. نمونه نهایی، شامل 112 شرکت در فاصله سال‌های 1385 تا 1389می­باشد.

یافته­های پژوهش

آمار توصیفی

نگاره (1) آمار توصیفی متغیرها را نشان می­دهند.

نگاره (1): آمار توصیفی متغیرها

متغیر

میانگین

میانه

حداقل

حداکثر

انحراف معیار

دارایی‌ها

21/13

10/13

88/9

79/17

33/1

ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

54/12

30/12

31/9

46/18

53/1

Q توبین

37/1

14/1

47/0

46/6

72/0

خطاهای ‌پیش‌بینی سود

50/25

47/10

0

58/222

23/40

شاخص عدم تقارن اطلاعات

47/48

43/47

87/33

22/72

78/6

اندازه هیئت مدیره

04/5

5

4

7

29/0

درصد استقلال هیئت مدیره

26/65

60

0

100

63/19

شاخص هیئت مدیره

12/85

66/86

67/46

100

26/8

حساسیت پرداخت بابت عملکرد مدیر عامل

02/1

0

0

54/31

55/3

باقیمانده دارایی‌ها

0

17/0-

53/2-

81/4

12/1

باقیمانده Q توبین

0

19/0-

22/1-

84/4

71/0

نتایج حاصل از آزمون فرضیه­ها

نتایج حاصل از آزمون فرضیه­­ها در نگاره­های (2) و (3) آمده است.

نگاره (2): نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول

متغیر

ضرایب

آماره t

معنی­داری

β0

مقدار ثابت

001/99

222/32

000/0

AI

عدم تقارن اطلاعات

250/0-

824/3-

000/0

D AI High

متغیر مصنوعی عدم تقارن اطلاعات در سطح بالا

049/0-

658/2-

080/0

D AI Low

متغیر مصنوعی عدم تقارن اطلاعات در سطح پایین

132/0-

412/7-

000/0

Q Residual

باقیمانده Q توبین

775/0

756/1

000/0

Assets Residual

باقیمانده دارایی‌ها

287/1

436/5

008/0

آماره F: 824/30 معنی­داری: 000/0 R2: 218/0 R2تعدیل شده: 211/0

آماره دوربین- واتسون: 857/1

با توجه به اینکه سطح معناداری آماره F کمتر از 05/0 است، فرض معناداری رگرسیون پذیرفته می‌شود. آماره دوربین- واتسون نیز با مقداری بین 5/1 و 5/2، صحت استقلال خطاهای بین متغیرها را تأیید می­کند. بنابراین فرضیه اول پژوهش تأیید می‌شود. معادله نهایی به­صورت زیر است:

معادله (5)

BI = 99. 001 – 0. 250 AI + 1. 287 Assets Residual – 0. 132 D AI Low – 0. 049 D AI High + ei

نگاره (3): نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم

متغیر

ضرایب

آماره t

معنی­داری

β0

مقدار ثابت

715/6-

746/4-

000/0

AI

عدم تقارن اطلاعات

149/0

958/4

000/0

D AI High

متغیر مصنوعی عدم تقارن اطلاعات در سطح بالا

131/0

288/7

000/0

D AI Low

متغیر مصنوعی عدم تقارن اطلاعات در سطح پایین

049/0

024/6

000/0

Q Residual

باقیمانده Q توبین

259/0-

276/1-

202/0

Assets Residual

باقیمانده دارایی‌ها

398/0-

648/3-

000/0

آماره F: 562/23 معنی­داری: 000/0 R2: 175/0 R2تعدیل شده: 168/0

آماره دوربین- واتسون: 958/1

سطح معناداری آماره F کمتر از 05/0 است، بنابراین فرض معناداری رگرسیون پذیرفته می­شود. مقدار آماره دوربین- واتسون به­دست آمده نیز قابل قبول می­باشد. از اینرو فرضیه دوم پژوهش نیز تأیید می­شود. معادله نهایی به­صورت زیر نشان داده می­شود:

معادله (6)

CEO PPS = -6. 715 + 0. 149 AI - 0. 398 Assets Residual + 0. 049 D AI Low + 0. 131 D AI High +ei

آزمون مقایسه تأثیر عدم تقارن اطلاعات در سطح بالا و عدم تقارن اطلاعات در سطح پایین بر متغیرهای وابسته

برای مقایسه تأثیر عدم تقارن اطلاعات در سطح بالا و عدم تقارن اطلاعات در سطح پایین بر متغیرهای وابسته، از آزمون وونگ استفاده می­کنیم. برای هر فرضیه دو مدل را تعریف می­نماییم که در یکی متغیر مصنوعی شاخص عدم تقارن اطلاعات در سطح پایین وارد می­شود و در دیگری متغیر مصنوعی شاخص عدم تقارن اطلاعات در سطح بالا وارد می­شود، سپس ضرایب تعیین (R2) این مدل‌ها را با هم مقایسه می­کنیم. این مدل‌ها برای فرضیه اول به­صورت زیر می­باشند:

معادله (7)

BI = β0 + β1 AI + β2 DAILow + β3 Q Residual + β4 Assets residual

معادله (8)

BI = β0 + β1 AI + β2 DAIHigh + β3 Q Residual + β4 Assets residual

و برای فر ضیه دوم، مدل‌های آزمون وونگ به شرح زیر هستند:

معادله (7)

CEO PPS = β0 + β1 AI + β2 DAILow + β3 Q Residual + β4 Assets Residual

معادله (8)

CEO PPS = β0 + β1 AI + β2 DAIHigh + β3 Q Residual + β4 Assets Residual

جدول خلاصه آماری مدل‌های آزمون وونگ در نگاره (4) ارائه شده است:

 

 

 

 

 

نگاره (4): خلاصه مدل آزمون وونگ

فرضیه

مدل

R

R2

R2تعدیل شده

خطای استاندارد برآورد

دوربین- واتسون

فرضیه اول

1

374/0

140/0

134/0

692/7

945/1

2

456/0

208/0

202/0

384/7

858/1

فرضیه دوم

1

348/0

121/0

115/0

487/3

088/2

2

416/0

173/0

167/0

383/3

948/1

برای هر دو فرضیه، ضریب تعیین مدل در حالتی که فقط دارای متغیر مصنوعی عدم تقارن اطلاعات در سطح بالا باشد، بیشتر از وقتی است که فقط دارای متغیر مصنوعی عدم تقارن اطلاعات در سطح پایین باشد، یعنی متغیر مصنوعی دارای عدم تقارن اطلاعات در سطح بالا، تأثیر بیشتری بر قدرت توضیحی مدل دارد. رابطه منفی بین عدم تقارن اطلاعات و شدت نظارت هیئت مدیره و رابطه مثبت بین عدم تقارن اطلاعات و همگرایی انگیزه مدیر عامل، در شرکت‌های دارای سطح بالای عدم تقارن اطلاعات، در مقابله با شرکت‌های دارای سطح پایین عدم تقارن اطلاعات قوری‌تر است.

نتیجه­گیری و پیشنهادها

طبق ادبیات موجود و تحقیقات انجام شده، ویژگی­های درونی شرکت بر انتخاب ساز و کارهای حاکمیت شرکتی اثر دارد، یکی از این ویژگی­ها عدم تقارن اطلاعات است که با تأثیری که بر بهای تمام شده نظارت دارد، باعث استفاده از ساز و کارهای متفاوت حاکمیت شرکتی می‌شود تا بدین وسیله بهای تمام شده نظارت کاهش یابد.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول، بیانگر تأثیر منفی و معنادار شاخص عدم تقارن بر شاخص هیئت مدیره است. بنابراین، می­توان چنین نتیجه گرفت با افزایش عدم تقارن اطلاعات، شدت نظارت هیئت مدیره کاهش می­یابد، یعنی شرکت‌هایی که عدم تقارن اطلاعات بالاتری دارند، کمتر از نظارت هیئت مدیره استفاده می­کنند و بالعکس. نتایج آزمون وونگ نیز حاکی از این است که رابطه منفی بین عدم تقارن اطلاعات و شدت نظارت هیئت مدیره در شرکت‌های دارای سطح بالای عدم تقارن، قوی­تر از این رابطه در شرکت‌های دارای سطح پایین عدم تقارن است.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم هم بیانگر اثر مثبت و معنادار عدم تقارن اطلاعات بر همگراییعملکرد مدیر عامل استاز اینرو، می­توان چنین نتیجه گرفت با افزایش عدم تقارن اطلاعات، حساسیت پرداخت بابت عملکرد مدیر عامل افزایش می­یابد، یعنی شرکت‌هایی که عدم تقارن اطلاعات بالاتری دارند، بیشتر از ساز و کار همگرایی انگیزه مدیر عامل استفاده می­کنند. نتایج آزمون وونگ هم حاکی از این است رابطه مثبت بین عدم تقارن اطلاعات و حساسیت پرداخت بابت عملکرد مدیر عامل در شرکت‌های دارای سطح بالای عدم تقارن، در مقابله با شرکت‌های دارای سطح پایین عدم تقارن قوی‌تر است.

به­طور کلی، نتایج حاصل از این تحقیق در تطابق با تحقیقات قبلی (هالمن و همکاران (2009)، کای و همکاران (2009) و ویلسون (2011) ) است و نشان می­دهد شرکت‌ها به­طور درونی و بهینه، ساز و کارهای حاکمیت را انتخاب می­کنند و عدم تقارن اطلاعات نقش مهمی در تصمیمات حاکمیتی شرکت‌ها بازی می­کند. شرکت‌هایی که با عدم تقارن اطلاعات بیشتری مواجه هستند، نظارت هیئت مدیره را با شدت کمتری به­کار می­برند و به­جای آن از حساسیت پرداخت بابت عملکرد مدیر عامل برای همسو کردن منافع مدیران با سهامداران استفاده می­کنند. این نتایج با فرضیه بهای تمام شده نظارت سازگار است، که بیان می­کند شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعات بالاتر، برای نظارت مستقیم بر مدیران متحمل هزینه­های بیشتری می­شوند و بنابراین بر نظارت غیرمستقیم تکیه می­کنند. یعنی شرکت‌ها در انتخاب ساز و کارهای حاکمیت شرکتی، با در نظر گرفتن ویژگی­های درونی شرکت از جمله عدم تقارن اطلاعات، به هزینه- منفعت آن ساز و کارها توجه نموده و با استفاده از ساز و کارهای جایگزین، بهای تمام شده نظارت بر مدیران را کاهش دهند.

پیشنهادهای علمی و کاربردی حاصل از این تحقیق در جهت کمک به استفاده­کنندگان به­شرح زیر می­باشد:

  • چنانچه در این تحقیق مشخص شد، شرکت‌ها بر اساس ویژگی­های درونی خود، از جمله عدم تقارن اطلاعات، نوع ساز و کار حاکمیت شرکتی خود را مشخص می­کنند. بنابراین، باید به این نکته توجه شود که نمی­توان الزامات حاکمیت شرکتی همسانی را به همه شرکت‌ها تحمیل کرد.
  • با توجه به رابطه موجود میان عدم تقارن اطلاعات و ساز و کارهای حاکمیت شرکتی، نوع سیستم حاکمیت شرکتی به­کار رفته در یک شرکت، می­تواند نشانه­ای از میزان عدم تقارن اطلاعات باشد. بنابراین، سرمایه­گذاران و دست­اندرکاران بازار سرمایه، می­توانند با توجه به نوع ساز و کار حاکمیت شرکتی در یک شرکت، برآوردی از میزان عدم تقارن اطلاعات در آن شرکت داشته باشند.
  • شرکت‌ها می­توانند با استفاده از ساز و کارهای جایگزین حاکمیت شرکتی و یا با استفاده از ترکیبی بهینه از این ساز و کارها، بهای تمام شده نظارت بر مدیران و مشکلات نمایندگی را کاهش دهند. ظاهراً، بیشتر شرکت‌ها تنها به استفاده از نظارت هیئت مدیره بسنده می­کنند و به سایر ساز و کارها توجهی ندارند، که این امر منجر به ایجاد هزینه­های نظارت قابل توجهی برای شرکت‌ها می‌شود. به­عنوان مثال، از 112 شرکت مورد بررسی، تنها حدود 40 شرکت از ساز و کار هم­راستا سازی انگیزه مدیر عامل، آن هم در سطح بسیار پایینی استفاده کرده بودند.

پی نوشت­ها

Asymmetric Information

2

Agency Theory

1

Monitoring cost hypothesis

4

Corporate Governance

3

CEO Incentive Alignment

6

Intensity of Board Monitoring

5

Tobin’s Q

8

Firm Size

7

Board Size

10

Forecast Error

9

Duality

12

Independence

11

 

 

CEO pay-for-performance Sensitivity

13

References

 
حساس یگانه، یحیی؛ باغومیان، رافیک. (1385). نقش هیئت مدیره در حاکمیت شرکتی. ماهنامه حسابدار، شماره 173، ص 33-30 و 65-60.
حسینی، سید علی؛ رهبری خرازی، مهسا. (1387). حاکمیت شرکتی؛ حمایت از سهامداران. مجموعه مقالات همایش راهبری شرکتی، انتشارات شرکت بورس اوراق بهادار تهران، ص 96-83.
حیدرپور، فرزانه؛ مستوفی، حمید. (1388) بررسی رابطه بین نسبت Q توبین و ارزش افزوده اقتصادی پالایش شده در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه حسابداری مالی، شماره 1، ص 25.
سینا قدس، علی. (1387). حاکمیت شرکتی و اصلاح ساختار هیئت مدیره. ماهنامه تدبیر، شماره 195، ص 52-49.
قائمی، محمد حسین؛ وطن­پرست، محمد رضا. (1384). بررسی نقش اطلاعات حسابداری در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 41، ص 88-84.
نیک­ بخت، محمدرضا؛ سیدی، عزیر؛ هاشم الحسینی، روزبه. (1389). بررسی تأثیر ویژگی­های هیئت مدیره بر عملکرد شرکت. مجله پیشرفت­های حسابداری دانشگاه شیراز، شماره 3/58، ص 254-253.
Attig, Najah; Fong, Wal-ming; Gadhoum, Yoser; Lang, Larry H. P. (2006). Effects of Large Shareholding on Information Asymmetry and Stock Liquidity. P 15. available at: http: //www. chaire-produits-derives. uqam. ca
Boone, Audra. L; Field, Laura. C; Karpoff, janathan. m; Raheja, Charu. G. (2007). The Determination of Corporate Board Size and Composition: An Empirical Analysis. Journal of Financial Economics, Forthcoming, P 1- 62.
Cai, Jie; Liu, Yixin; Qian, Yiming. (2009). Information Asymmetry and Corporate Governance, P 1 - 35. available at: http: //www. ssrn. com
Demsetz, Harold; Lehn, Kenneth. (1985). The structure of corporate Governance: Causes and Consequences. The Journal of Political Economy, Vol 93, No6, P 1155-1177.
Denis, Diane. k; McConnell, John. (2003). International Corporate Governance, European Corporate Governance Institute (ECGI). Financial Working Paper, No 05/2003, P 2-15.
Gillan, Stuart. L; hartzell, Jay. C; Starks, Laura. T. (2003). Explaining Corporate Governance: Boards, Bylaws and Charter Provisions. Weinberg Center for Corporate Governance Working Paper, P 1-46.
Hallman, G; Hartzell, J. C; Parsons, C. (2009). Carrots and Sticks: Incentive Compensation and The Likelihood of Termination. P 1- 50. available at: http: //www. ssrn. com
Harris, Milton; Raviv, Arthur. (2008). A Theory og board Control and Size. Review of Financial Studies, Vol 21/4, P 1797-1832.
Kanagaretnam, Kiridaran; Lobo, Gerald. j; Whalen, Dennis. (2007). does Good Corporate Governance Reduce Information Asymmetry Around Quarterly Earning Announcements. P 498. available at: http: //www. ssrn. com
Linck, James. S; Netter, Jeffry. m; Yang, Tina. (2008). The Determinants of Board Structure. Journal of Financial Economics, Vol 87/2, P 308-328.
Marcel, Bolos; Ortan, Tudor; Otgan, Cristian. (2010). Information Asymmetry Theory in Corporate Governance Systems. Annals of Faculty of Economics, P 516-522.
Raheja, Charug. (2005). Determinants Of Board Size and Composition: A Theory of Corporate Boards. Journal of Financial and Quantitative analysis, Vol 40/2, P 283-306.
Safari Gerayli, Mahdi; momeni, Abolfazl; Ma’atoofi, Ali Reza. (2011). The Effect of Corporate Board Characteristics on Information Asymmetry: Case of the Iranian Listed Firms. American Journal of scientific Research. Vol 37, P 12.
Valipour, Hashem; Rostami, Vahab; Salehi, Mahdi. (2009). Asymmetric Information and Dividend policy in emerging Markets: Empirical Evidence from Iran. International Journal of Economics and Finance, Vol 1, No 1, P 203-211.
Wilson, William. F. (2011). Information Asymmetry and Corporate Governance in New Zealand. University of Otago, available at: http: //www. hdl. handle. net/10523/1696
Empirical Research in Accounting
Volume 5, Issue 4 - Serial Number 18
January 2015
Pages 167-181

Files

History

  • Receive Date: 25 April 2013
  • Revise Date: 27 December 2015
  • Accept Date: 12 January 2015

Share

How to cite

Statistics