Authors
Abstract
Keywords
مقدمه
دستیابی به رشد بلندمدت اقتصادی نیازمند تخصیص بهینه‌ی منابع در سطح ملی است که بدون کمک بازارهای مالی به‌ویژه بازار سرمایه‌ی کارا به سهولت امکان‌پذیر نیست. کارکرد مناسب بازار سرمایه می‌تواند کارایی، سرمایه‌گذاری و رشد را افزایش دهد (چیانگ، 2005). همچنین قادر است از طریق کاهش نگهداری دارایی‌های نقدی و افزایش نرخ رشد سرمایه‌ها در بلندمدت، رشد اقتصادی را افزایش دهد (سینایی و داودی، 1388). در طول سالیان اخیر، سیاست‌گذاران در رابطه با عملکرد مدیران ارشد و پاداش دریافتی آن‌ها و اینکه آیا پاداش‌های پرداخت شده به مدیران مطابق با منافع سهامداران هست یا خیر، پژوهش‌هایی را انجام داده‌اند (جنسن و مورفی، 1990؛ هال و لیبمن، 1998؛ ببچاک وفرد، 2004؛ جونگ، 2011). با توجه به مغایر بودن نتایج مطالعات پیشین با نتیجه‌ی عملکرد مدیران ارشد، مطالعاتی نیز تمرکز خود را بر توانایی مدیریت درباره‌ی وظایف محوله و پاداش دریافتی و همسو بودن آن با منافع سهامداران قرار داده‌اند (مورفی، 1999؛ کور وهمکاران، 2006؛ جنسن وهمکاران، 2004؛ دیورس و همکاران، 2007؛ جونگ، 2011). به‌منظور کاهش مشکلات نمایندگی ناشی از احتمال عدم همسویی منافع بین مدیران و سهامداران، بایستی بر تابع مطلوبیت هر یک از دو طرف و نحوه‌ی تسهیم منافع و مخاطره، بین آنان تمرکز نمود. بدین طریق، می‌توان مدیران را در به‌کارگیری توانایی‌ها و مهارت‌هایشان در راستای منافع مالکان ترغیب نمود و در آن‌ها ایجاد انگیزه کرد. پرداخت پاداش به مدیران به‌عنوان جزیی از حق‌الزحمه‌ی ان‌ها، یکی از روش‌های مطرح جهت انگیزش مدیران و یکی از ابزارهای رایج به‌منظور همسو نمودن دیدگاه‌ها و عملکرد آن‌ها در راستای افزایش ثروت سهامداران است. حقوق و مزایای مدیران شرکت‌ها شامل حقوق ثابت، پاداش نقدی عملکرد و مزایای غیرنقدی است. از بعد نظری، انتظار بر آن است پاداش نقدی پرداختی به مدیران، مبتنی بر عملکرد آن‌ها باشد؛ بدین معنی که همسویی عملکرد مدیران با منافع حاصله برای سهامداران، منجر به تشویق آن‌ها و بهره‌مندی از پاداش گردد (نمازی و مرادی، 1384). نتایج اکثر پژوهشهای تجربی صورت پذیرفته بیان‌گر آن است طرح‌های پاداش بلندمدت که به نحوی سهیم کردن مدیران در مالکیت شرکت را به‌طور واقعی و یا به‌طور شبیه‌سازی در بر دارد باعث افزایش ثروت سهامداران می‌شود. اما همواره این سوال مطرح است که چه میزان پاداش برای مدیران مناسب است که از یک سو باعث انگیزش مدیران و از سوی دیگر باعث تلاش بیشتر آن‌ها برای افزایش ثروت سهامداران شود. واقعیت این است که دیدگاه سرمایه‌داری همواره بر افزایش ثروت سهامداران و سرمایه‌گذاران تاکید دارد، ازاینرو، بایستی همواره به این موضوع توجه داشت که کارایی و اثربخشی مدیران بنگاه‌های اقتصادی حائز اهمیت است و با تشویق مدیران موفق، می‌توان افزایش ثروت سهامداران را تسهیل و سرعت بخشید (شیخ‌الاسلامی، 2001؛ سجادی و زارع زاده‌ی مهریزی، 1390). قانون وجود منابع کمیاب بیان می‌کند منابع مادی و انسانی برای تامین احتیاجات، چه در یک کشور و چه در یک موسسه محدود می‌باشد. بنابراین برای بالا بردن سطح درآمد یا رسانیدن سود شرکت و به‌تبع آن ثروت سهامداران به حداکثر ممکن، لازم است بهترین و موثرترین استفاده از این منابع به‌عمل آید که لازمه‌ی آن داشتن مدیرانی با انگیزه و قوی است. قراردادهای موثر و کارا در زمینه‌ی پاداش، در مدیران این انگیزه را ایجاد می‌کند که ارزش شرکت و ثروت سهامداران را به حداکثر رساند. با توجه به اینکه عملکرد مدیران شرکت‌ها و صنایع می‌تواند در تبیین کلی راهبردهای سرمایه‌گذاری توسط سهامداران در بازار سرمایه بسیار موثر باشد به نظر می‌رسد لازم است در این زمینه مطالعه‌ا‌ی در بورس اوراق بهادار تهران انجام شود. از طرفی با مراجعه به پژوهشهای حوزه‌ی حسابداری و مالی می‌توان جای خالی این رویکرد را در مطالعه‌ی بازار سرمایه‌ی کشوردرک نمود. هدف این پژوهش، مطالعه و بررسی طرح‌های پاداش مدیران ارشد (طی دوره‌ی تصدی ان‌ها) در قالب نظریه‌ی نمایندگی و ارتباط آن با رشد و به‌تبع آن افزایش ثروت سهامداران در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. این مقاله ابتدا به تبیین مبانی نظری و پیشینه‌ی پژوهش، ارایه‌ی فرضیه و متغیرهای پژوهش می‌پردازد. سپس آزمون فرضیه‌ها و بیان یافته‌های آن و در نهایت ارایه‌ی نتیجه‌گیری، پیشنهادات و محدودیت‌های پژوهش بیان خواهد شد.
مبانی نظری پژوهش
هدف مدیریت بنگاه‌های اقتصادی با توجه به پارادایم‌های نوین مالی، خلق ارزش برای مالکان است. ارزش و ارزش آفرینی برای مالکان و سهامداران به هدف کسب و حداکثر کردن ثروت آن‌ها صورت می‌پذیرد. در این راستا ارزیابی عملکرد از مسایل مهم در فرآیند مدیریت و ارزش آفرینی محسوب می‌شود. ارزیابی منطقی عملکرد به شناخت و به‌کارگیری شاخص‌های مالی و غیرمالی بستگی دارد (رهنمای رودپشتی و همکاران، 1385). بر اساس نظریه‌ی نمایندگی، سازمان مجموعه‌ای از قراردادهاست. موجودیت یک واحد تجاری بر مبنای قراردادهای منعقده‌اش می‌باشد. این قراردادها می‌توانند مکتوب و نوشته (مانند قراردادهای پاداش مدیران، قراردادهای استقراض، قراردادهای پاداش بهره‌وری و...) و یا نانوشته باشند (مانند روش‌های کاری مکتوب نشده، طرح‌های پاداش اعلام شده از سوی سهامداران و...). قرارداد و یا طرح پاداش بین سهامداران عمده و مدیران شرکت، یکی از مهمترین این قراردادها است. (نمازی و سیرانی، 1383). موضوع نظریه‌ی نمایندگی، مطالعه‌ی تعارض بین صاحبکار و عامل (کارگمار و کارگزار) است که از تفکیک مالکیت از مدیریت ناشی می‌شود. این تضاد ناشی از متفاوت بودن اهداف آن‌ها است به گونه‌ای که در رابطه‌ی نمایندگی فرض بر این است هر یک از طرفین سعی در حداکثر و بهینه کردن منافع خویش دارند (برلی و مینز، 1932؛ جنسن و مک لینگ، 1976؛ جونگ، 2011). مورفی (1999) بیان می‌کند دامنه و وسعت پاداش مدیران در دوره‌ی تصدی مدیریت در راستای جبران خدمات بر مبنای سهام بایستی شامل اختیارهای سهام، سهام فانتوم، سهام محدود شونده و... باشد. همچنین یافته‌های هال و لایبمن (1998) بیان‌گر این است متوسط ثروت مدیران به‌واسطه‌ی قرار گرفتن در معرض افزایش سه برابری قیمت‌های سهام بین سال‌های 1980 تا 1994 شکل گرفت. مطالعه‌های پیشین صورت گرفته مبنی بر رابطه بین عملکرد و پاداش مدیران بابت جبران خدمات نیز شاهدی بر این ادعاست (جونگ، 2011). پژوهشی‌که توسط جنسن و مورفی (1990) صورت گرفت، نشان داد تغییرات صورت پذیرفته در ثروت مدیران با نسبت 25/3 دلار به 1000 دلار به‌واسطه‌ی تغییر در ثروت سهامدار می‌باشد. در مطالعه‌ی دیگری که توسط آگاروال و سام‌ویک، (1999) صورت پذیرفت یافته‌ها حکایت از این دارد که متوسط حساسیت ثروت مدیران با نسبت 52/14 دلار به 1000 دلار در نتیجه‌ی تغییر در ثروت سهامدار می‌باشد. با این حال یافته‌های سایر مطالعات نیز بعضا بیان‌گر تاثیر و ارتباط منفی و بی‌معنی پاداش بر عملکرد مدیران می‌باشد. لارکر (2003) در پژوهشی، مجددا پژوهش هانلون و همکاران (2003) را مورد مطالعه قرار داد و به این نتیجه رسید ارتباط منفی یا مثبت پاداش با عملکرد مدیران مرتبط با مدل‌های اقتصادی استفاده شده می‌باشد. یافته‌های کوپر و همکاران بیان کردند نوع صنعت و میزان تعدیلات صورت پذیرفته در رابطه با پاداش مدیران در طول دوره‌ی تصدی مدیریت ارتباط منفی با بازده‌های سهام غیرعادی آتی دارد. به‌طور خلاصه می‌توان گفت توافق کلی در مورد ارتباط مثبت و منفی پاداش مدیران در طول دوره‌ی تصدی مدیریت و افزایش ثروت سهامداران وجود ندارد. یکی از مزایای بررسی پاداش مدیران ارشد و ثروت سهامداران در بلندمدت، کاهش مشکلات مربوط به تصفیه حساب مدیران می‌باشد. طبق مطالعات پیشین، این مشکل زمانی افزایش می‌یابد‌که به مدیران از جریان‌های نقدی مورد انتظار تحقق نیافته پاداشی پرداخت شود. به‌عنوان مثال اگر به مدیران شرکت بابت یک قرارداد منعقد شده پاداشی پرداخت شود ولی بعدا به هر علتی قرارداد لغو شود، سهامداران نمی‌توانند پاداش پرداختی را از محل جریان‌های نقدی تحقق نیافته از مدیران باز پس گیرند ولی ثروت مدیران دریافت‌کننده‌ی پاداش به‌رغم عدم بازگرداندن پاداش بعد از لغو قرارداد در منابع حقوق صاحبان سهام کاهشی به میزان پاداش را نشان خواهد داد. زمانی‌که به مدیران پاداشی در قالب سهام پرداخت شود، مشکلات به وجود آمده برای سهامدارن به میزان قابل توجهی کاهش می‌یابد (لئون و همکاران، 2006). از اینرو بر اساس نظریه‌ی قراردادها و همچنین مشکلات نمایندگی انتظار بر آن است ثروت سهامداران به انگیزه‌ی مدیران حساس باشد. انگیزه‌ی مدیران نیز در قالب پاداش جبران خدمات و درصد مالکیت سهام آن‌ها در شرکت می‌باشد. بنابراین، پاداش مدیران با ثروت سهامداران رابطه خواهد داشت.
پیشینه‌ی پژوهش
اغلب متخصصین مالی و اقتصادی بر این باورند که طرح‌های پاداش و سهیم کردن مدیران در مالکیت شرکت دارای منافع اقتصادی است و باعث افزایش ثروت سهامداران می‌شود. اما نظریه‌های متناقضی هم توسط پژوهش‌گران ارایه شده که بیان می‌کنند چنین طرح‌هایی باعث منتفع شدن مدیران به هزینه سهامداران می‌شود (بروکمن و همکاران، 2010). پژوهشهای مرتبط متفاوتی در این زمینه صورت پذیرفته است که اهم پژوهشهای انجام شده به‌وسیله‌ی پژوهش‌گران خارجی و ایرانی به شرح ذیل است:
یافته‌های حاصل از پژوهش مورفی (2010) بیان‌گر این است پرداخت پاداش به مدیران اجرایی با عملکرد دارای همبستگی مثبت و معنی‌دار است و حتی اگر بین پرداخت پاداش و عملکرد رابطه‌ای نباشد باز هم منابع مدیران اجرایی از طریق ابزارهایی مانند حق اختیار سهام، طرح‌های عملکردی بلندمدت و مهم‌تر از همه، مالکیت سهام به عملکرد شرکت وابسته است. همچنین یافته‌های پژوهش نشان داد طرح‌های انگیزشی حق‌الزحمه اعم از کوتاه‌مدت و بلندمدت، نه‌تنها به ضرر سهامداران نیست بلکه آن‌ها را نیز منتفع می‌کند. رایسه‌من و همکاران، (2008) در پژوهشی به مطالعه‌ی این موضوع پرداختند که آیا ثروت سهامدارن در صورت پرداخت پاداش به مدیران بر مبنای ارزش افزوده‌ی اقتصادی افزایش می‌یابد؟ یافته‌های پژوهش نشان داد عملکرد مدیران دریافت‌کننده‌ی پاداش بر مبنای ارزش افزوده‌ی اقتصادی به مراتب بهتر از عملکرد مدیران دریافت‌کننده‌ی پاداش به‌صورت سنتی است و همین امر باعث افزایش ثروت سهامدارن می‌شود. آلفرد و بورسین، (2006) در پژوهشی به مطالعه‌ی بین ساختار مالکیت و پاداش مدیران پرداختند. یافته‌های پژوهش نشان داد پاداش مدیران به‌دلیل مساله‌ی نظریه‌ی نمایندگی، باعث کاهش قابل توجه سود شرکت و به‌تبع آن باعث کاهش ثروت سهامداران می‌شود. از سوی دیگر کنترل کمتر مالکان، مدیران را قادر به افزایش میزان پاداش می‌کند. هارفورد و لی، (2005) به مطالعه‌ی پرداخت‌های انجام شده به مدیر عامل، در زمان انجام سرمایه‌گذاری‌های عمده توسط شرکت‌ها (شامل تحصیل سهام سایر شرکت‌ها و انجام محارج سرمایه‌ای) پرداختند. یافته‌های پژوهش مزبور بیان‌گر دریافت پاداش توسط مدیر عامل بابت توسعه‌ی شرکت به‌ویژه از طریق تحصیل سایر شرکت‌ها بود. آن‌ها نشان دادند حتی در مواردی که ثروت سهامداران کاهش می‌یابد، وضعیت مدیر عامل تا سه برابر بهتر می‌شود. ایتنر و پیزینی، (2003) در پژوهشی با عنوان پاداش بر مبنای عملکرد در شرکت‌های خدمات تخصصی به این نتیجه رسیدند حساسیت پرداخت مدیران نسبت به عملکرد، متناسب با افزایش تنوع وظایف، اندازهی شرکت و میزان تخصص حرفه‌ای به میزان با اهمیتی افزایش می‌یابد. به‌علاوه هر چه شرکت بزرگ‌تر باشد، احتمال اختلاف در حق‌الزحمه‌ی مدیران آن با سایر شرکت‌ها بیشتر خواهد بود؛ چرا که اندازهی شرکت بر دقت نظارت و آگاهی‌دهی معیارهای سنجش عملکرد (نسبت پیام‌دهی به عدم دقت1) تاثیر می‌گذارد.
سجادی و زارع زاده‌ی مهریزی (1390) رابطه بین طرح‌های پاداش مدیران و معیارهای اقتصادی ارزیابی عملکرد در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران را طی دوره‌ی زمانی 1388-1383 مورد مطالعه قرار دادند یافته‌های پژوهش حاکی از رابطه‌ی معنی‌دار بین پاداش پرداختی به مدیران با معیارهای اقتصادی (ارزش افزوده‌ی اقتصادی، ارزش افزوده‌ی بازار و ارزش افزوده‌ی اقتصادی تعدیل شده) ارزیابی عملکرد بود. رهنمای رودپشتی و محمودی (1388) در پژوهشی به بررسی و ارزیابی ارزش افزوده‌ی اقتصادی و ارزش افزوده‌ی بازار در مدیریت ارزش افزوده‌ی سهامداران پرداختند. یافته‌های حاصل از پژوهش حاکی از وجود ارتباط معنی‌دار معیارهای سنجش عملکرد مبتنی بر ارزش‌آفرینی با ارزش افزوده‌ی سهامداران بوده؛ در نتیجه آن‌ها مناسب بودن استفاده از ارزش افزوده‌ی اقتصادی و ارزش افزوده‌ی بازار را به‌عنوان متغیرهای پیش‌بینی کننده و جایگزین در راستای شناسایی و اندازه‌گیری ارزش افزوده‌ی سهامداران پیشنهاد دادند. نمازی و سیرانی (1383) در پژوهشی با عنوان بررسی تجربی سازه‌های مهم در تعیین قراردادها، شاخص‌ها و پارامترهای پاداش مدیران عامل شرکت‌ها در ایران با استفاده از نظریه‌ی نمایندگی به مطالعه‌ی دو موضوع پرداختند: نخست ارتباط پاداش مدیران عامل شرکت‌ها در ایران با سود حسابداری، رشد سود و رشد ارزش افزوده‌ی بازار و دوم، بررسی سازه‌های مهم در تعیین پاداش مدیران عامل. یافته‌های پژوهش بیان‌گر آن بود افزایش مدت زمان قرارداد و افزایش ثبات آن، ارزش شرکت و به‌تبع آن ثروت سهامداران افزایش خواهد یافت. جهانخانی و ظریف‌فرد (1375) در پژوهشی با عنوان شیوه‌های مالی هدایت دیدگاه‌ها و عملکرد مدیران در جهت افزایش ثروت سهامداران بیان کردند مهمترین راه‌حل برای سهیم کردن مدیران در مالکیت شرکت، به‌وجود آوردن تساوی حقوق در واحدهایی است که اداره می‌کنند. بدین معنی که بر اساس ارزشی که مدیران به‌وجود می‌آورند در چارچوب فرمول مناسبی حق (پاداش) آن‌ها داده شود.
فرضیههای پژوهش
- پاداش نقدی ضرورتا تنها روش و فرصت پرداخت به مدیران بابت ارایه‌ی خدمات می‌باشد. اگر مدیران توانسته باشند ثروت سهامداران را افزایش دهند یا به‌عبارت بهتر برای سهامداران ارزش‌آفرینی کنند بدین معنی است که آن‌ها توانسته‌اند از این فرصت به نفع سهامداران و همچنین به نفع خود (از طریق تمدید قرارداد خدمت) استفاده مطلوب نمایندنهآنها (جونگ، 2011). فاما، (1980) پیشنهاد می‌کند پاداش پرداختی به مدیران بابت عملکرد بایستی برای یک دوره‌ی طولانی‌مدت باشد. به‌عبارت دیگر معیاری مانند سودآوری عملکرد کوتاه‌مدت را نشان می‌دهد و در بلندمدت مدیران باید ثروت سهامداران را افزایش دهد. ارزش افزوده‌ی سهامدار نخستین بار توسط راپاپورت، به‌عنوان یکی از معیارهای ارزش سهام معرفی شد. ارزش افزوده‌ی سهامدار2 همچنین در غالب معیاری برای ارزشیابی عملکرد مدیریت مبتنی بر ارزش3، در نظر گرفته شده است. این مقیاس ارزش سهام را در مقایسه با هزینه‌ی میانگین موزون سرمایه نشان می‌دهد. الگوی ارزش افزوده‌ی سهامدار ریشه در مدل جریان نقدی تنزیل شده دارد. ایده‌ی کلی ارزش افزوده‌ی سهامدار این است مبلغی که سهامدار در سهام سرمایه‌گذاری می‌کند بایستی بازدهی بیشتر از آن‌چه که سهامدار می‌توانست در دارایی‌های دیگر با همان سطح مخاطره سرمایه‌گذاری کند، به‌دست آورد (صمدی لارگانی و همکاران، 2012). در رابطه با مباحث ارزش افزوده، پابلو فرناندز، (2002) معتقد است حسابداری بر مبنای معیارهایی مانند ارزش افزوده‌ی اقتصادی، سود اقتصادی و ارزش افزوده‌ی نقدی ماهیتا نمی‌تواند معیار پیش‌بینی کننده‌ی مناسبی در شناسایی ارزش ایجاد شده (خلق ارزش) باشد. به‌عبارت دیگر پاداش مدیران باید بر این خلق ارزش تاثیر داشته باشد. این اساس، فرضیه‌ی اول به شرح زیر مطرح شد:
فرضیه‌ی 1) مجموع پاداش نقدی مدیران با مجموع ارزش افزوده‌ی سهامدار در طول دوره‌ی تصدی مدیران، رابطه مثبت و معنی‌داری دارد.
- در فرآیند پاداش‌دهی به مدیران دو نظریه رقیب وجود دارد. نظریه‌ی قرارداد خوش‌بینانه4، که توسط اقتصاد دانان مالی پشتیبانی می‌شود (مانند جنسن و مک‌لینگ، 1976؛ کوره و گوای، 1999). این نظریه بیان می‌کند امتیازدهی شرکت‌ها به مدیران بابت ارایه‌ی خدماتشان، مشکلات خطر اخلاقی راکاهش می‌دهد. فرضیه‌ی توان مدیریت5، که توسط پژوهش‌گرانی مانند بپچوک و فراید (2004) پشتیبانی می‌شود. این نظریه نیز بیان می‌کند هیات‌مدیره بایستی نظارت دقیق و کافی بر فعالیت‌های مدیران داشته باشند و میزان مزایای پرداختی را تنظیم کنند. فانگ و همکاران، (2010) در پژوهشی به مقایسه‌ی میزان پرداختی‌ها به مدیران (کمتر و بیشتر) پرداختند و به این نتیجه رسیدند مدیران دریافت کننده‌ی پاداش بیشتر، تلاش بیشتری را برای افزایش سود شرکت می‌‌نمایند. بنابراین افزایش پاداش منجر به خلق ارزش در کوتاه‌مدت و حداقل در دوره تصدی مدیران می‌شود. این پاداش می‌تواند پاداش غیر نقدی باشد که مدیران را غیر‌مستقیم در سودآوری شرکت سهیم می‌کند (از طریق سود سهام و قیمت سهام) و در بلندمدت نیز باعث افزایش ثروت بلندمدت سهامداران می‌گردد. بر این اساس فرضیه‌ی دوم پژوهش به شرح زیر طرح‌ریزی شد:
فرضیه‌ی 2) مجموع پاداش غیرنقدی مدیران با مجموع ارزش افزوده‌ی سهامدار در طول دوره‌ی تصدی مدیران، رابطه مثبت و معنی‌داری دارد.
روش پژوهش
این پژوهش از نظر ماهیت و محتوایی از نوع همبستگی و از نظر هدف کاربردی است. انجام پژوهش در چارچوب استدلال‌های قیاسی- استقرایی صورت می‌پذیرد. بدین معنی که مبانی نظری و پیشینه‌ی پژوهش از راه کتابخان‌های، مجلات و سایر سایت‌های معتبر در قالب قیاسی، و گردآوری داده‌ها برای تایید و رد فرضیه‌ها از راه استقرایی انجام شد. به‌دلیل نوع داده‌های مورد مطالعه، مقایسه‌ی هم‌زمان داده‌های مقطعی و طولی از روش الگوهای داده‌های ترکیبی برای برآورد ضرایب و آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است. ابتدا برای تعیین روش به‌کارگیری داده‌های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن بودن آن‌ها از آزمون چاو و هاسمن استفاده شده است.
متغیرها و مدل‌های پژوهش
متغیروابسته، ارزش افزوده‌ی سهامدار که با استفاده از دو شاخص اندازه گیری شد (جونگ، 2011):
- مجموع تغییرات ارزش بازار سرمایه شرکت و سود نقدی پرداخت شده در طی دوره تصدی مدیر به سهامداران برای اینکه ارقام با دوره‌های تصدی متفاوت قابل مقایسه باشند جمع تغییر ارزش بازار سرمایه در طی دوره‌های تصدی تقسیم برتعداد سال‌های تصدی شده است و از رابطه‌ی زیر محاسبه شد:
1) سال‌های تصدی/]سود نقدی پرداخت شده + (ارزش بازار سهام در ابتدای دوره - ارزش بازار سهام در انتهای دوره)[
لازم به توضیح است نمونه‌ی پژوهش تنها شرکت‌هایی را در بر می‌گیرد که مدیران آن‌ها در طول یک دوره مالی تغییر نکرده باشند تا بتوان عملکرد یک سال را تنها به یک مدیر نسبت داد. برای اطمینان از عدم تغییر مدیر در طی یک دوره‌ی مالی به صورت‌های مالی میان دوره ای و یادداشت‌های همراه مراجعه گردیده است.
- برای شاخص دوم از بازده سهام غیرعادی انباشته استفاده می‌شود. از طریق مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای محاسبه شد به اینصورت که بازده مورد انتظار از بازده واقعی کسر گردید. بازده مورد انتظار با استفاده از مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای به‌دست می‌آید که در آن ضریب β با استفاده از بازده‌های سال‌های پیشین برآورد می‌شود (ثقفی و سلیمی، 1384).
2) ARij = Rij - [Rf + β (Rmj – Rf) ]
متغیرهای مستقل، پاداش پرداختی به مدیران ارشد که با استفاده از دو شاخص اندازه گیری شد:
- مزایای نقدی هیات مدیره از نسبت مجموع مزایای نقدی هیات مدیره به کل حقوق و مزایای سالانه کارکنان برای این متغیر استفاده شده است. (جایارامان و میلبورن، 2012)
- مزایای غیرنقدی هیات‌مدیره که درصد مالکیت سهام هیات‌مدیره به کل سهام منتشر شده است (سجادی و زارع‌زاده‌ی مهریزی، 1390).
متغیرهای کنترل:
الف) اندازهی شرکت: مطالعات پیشین همبستگی مثبت را بین ارزش بازار و اندازهی شرکت تایید کرده‌اند (بهرام‌فر و شمس‌عالم، 1383؛ احمدپور و فیروزجایی، 1386). اگر سهام شرکت به صورت منطقی قیمت گذاری شود، تفاوت در متوسط بازده با تفاوت در ریسک شرکت مرتبط می‌شود (فاما و فرنچ، 1995). انتظار می‌رود شرکت‌های بزرگ‌تر بتوانند تاثیر بیشتری بر بازار بگذارند و ارزش بازار را بهتر تحت تاثیر عملکرد خود قرار دهند (بهرام‌فر و شمس‌عالم، 1383) ودر نتیجه ارزش افزوده‌ی سهامنیز بالاتر خواهد بود. اندازهی شرکت از طریق لگاریتم میزان فروش کل شرکت اندازه‌گیری می‌شود. (جونگ، 2011؛ جایارامان و میلبورن، 2012)
ب) فرصت‌های رشد: یافته‌های پژوهش اسمیت و واتس (1992) و گاور (1993) و جونگ (2011) بیان‌گر این است میزان پاداش مدیران مرتبط با عملکرد ان‌های می‌باشد. به‌گونه‌ای که ارتباط مستقیم بین عملکرد و پاداش وجود دارد. مدیر زمانی عملکرد خوبی دارد که میزان سرمایه‌گذاری و فرصت‌های رشد شرکت بیشتر باشد. فرصت‌های رشد از طریق نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام محاسبه شد. همچنین یافته‌های الایانومیر، (2001) نشان داد بین نسبت کیو توبین (یکی از معیارهای فرصت رشد) و ارزش بازار سهام (به عنوان معیاری از ارزش افزوده سهامدار) رابطه معنی داری وجود دارد. از اینرو از نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام برای اندازه‌گیری فرصت‌های رشد نیز استفاده شد.
پ) ریسک شرکت: با افزایش ریسک، بازده بیشتر به‌دست می‌آید. به عبارتی ریسک و بازده با هم ارتباط مستقیمی دارند. در حالت کلی ریسک بیشتر مستلزم فرصت‌های بیشتر برای اختیارات مدیریت است و به‌تبع آن سطوح مورد نیاز انگیزه‌های مدیریتی را افزایش می‌دهد. ریسک با حساسیت بازده شرکت (β) بتا نسبت به بازده بازار رابطه دارد و بنابراین بر ثروت سهامدار تاثیر دارد (سجادی و زارع زاده، 1390). از سوی دیگر ریسک شرکت با بازده غیر عادی سهام رابطه دارد (بهرام‌فر و شمس‌عالم، 1383). ریسک شرکت از طریق انحراف معیار قیمت‌های روزانه‌ی سهام در دوران تصدی مدیر محاسبه و اندازه‌گیری شده است (کوره و گوای، 1999؛ جونگ، 2011).
ث) دوره‌ی تصدی مدیرعامل: دو دلیل عمده و بنیادی را می‌توان در توضیح علت وجود همبستگی بین دوره‌ی تصدی مدیر عامل و ارزش افزوده‌ی سهامداران بیان کرد. نخست، پاداش مدیران و ارزش افزوده‌ی سهامداران در مجموع چیزی بیش از دوره‌ی تصدی مدیر عامل است. دوم، دوره‌ی تصدی طولانی‌مدت مدیرعامل و حضور فعال وی در اکثر پروژه‌ها باعث افزایش ارزش شرکت و به‌تبع افزایش ثروت سهامداران می‌شود. البته در صورتی‌که نظارت کامل و دقیق بر فعالیت‌های وی صورت گیرد (گونگ، 2011؛ ببچوک و همکاران، 2009).
ج) حاکمیت شرکتی: حاکمیت شرکتی با پاداش مدیران شرکت (کوره و همکاران، 1999) و بازده سهام (گومپرس و همکاران، 2003) همبستگی دارد. برای حاکمیت شرکتی از چهار معیار استفاده شده که به شرح زیر می‌باشد:
Control: متغیر مصنوعی که اگر شخص یا شرکتی مالکیت بیش از 50 درصد سهام دارای حق رای شرکت را داشته باشد مقدار 1 در غیر اینصورت مقدار صفر را می‌گیرد؛
Res Brd Size: تعداد اعضای هیات‌مدیره؛
Dual: اگر مدیر عامل، رئیس و نایب رئیس هیات‌مدیره نیز باشد به این وضعیت دوگانگی وظیفه‌ی مدیر عامل گفته می‌شود و در این حالت مدیر عامل اختیارات بیشتری دارد. عدم تفکیک وظایف مدیر عامل و رئیس هیات‌مدیره می‌تواند موجب کاهش اثربخشی نقش نظارتی هیات‌مدیره شود و زمینه‌‌سازی تضییع حقوق ذی‌نفعان را در پی داشته باشد. بر اساس پژوهشهای صورت‌پذیرفته، تفکیک وظایف مدیر عامل و رئیس هیات‌مدیره موجب استقلال بیشتر هیات‌مدیره و در نتیجه کاهش مشکلات نمایندگی و افزایش کیفیت گزارش‌گری مالی می‌شود (ببچوک و همکاران، 2009). اگر در شرکتی مدیر عامل، رئیس یا نایب رئیس هیات‌مدیره باشد، از عدد یک و اگر مدیر عامل، رئیس یا نایب رئیس هیات‌مدیره نباشد، از عدد صفر استفاده می‌شود (جونگ، 2011).
Inst Block: متغیر مصنوعی، اگر سهامدار نهادی بیش از 5 درصد سهام عادی شرکت را دارا باشد مقدار 1 و در غیر اینصورت مقدار صفر لحاظ شده است.
مدل‌های این پژوهش برای آزمون فرضیههای اول و دوم به ترتیب به شکل روابط 3 و 4 می‌باشد:
Shareholder value added = a0 + a1 Cashcomp + a2 Size + a3 Growth opportunity + a4 Risk + a5 Tenure + a6 Corporate governance + εi. t3)
Shareholder value added = b0 + b1Manage stock + b2Size + b3Growth opportunity + b4Risk + b5Tenure + b6Corporate governance + εi. t4)
جامعه و نمونه‌ی آماری پژوهش
جامعه‌ی آماری این پژوهش کلیه‌ی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. دوره‌ی زمانی پژوهش از سال 1385 تا سال 1390 در نظر گرفته شده است. همچنین نمونه آماری براساس معیارهای زیر انتخاب شده است:
الف) با توجه به دوره‌ی زمانی دسترسی به اطلاعات (1390- 1385)، شرکت قبل از سال 1385 در بورس اوراق بهادار پذیرفته شده باشد و نام آن تا پایان سال 1390 از فهرست شرکت‌های یاد شده حذف نشده باشد؛
ب) به‌منظور افزایش توان هم‌سنجی و همسان‌سازی شرایط شرکت‌های انتخابی، سال مالی شرکت‌ها باید به پایان اسفند ماه هر سال منتهی شود؛
پ) به‌دلیل شفاف نبودن مرزبندی بین فعالیت‌های عملیاتی و تامین مالی شرکت‌های مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی و...)، این شرکت‌ها از نمونه حذف شده‌اند؛
ت) شرکت‌هایی که اطلاعات آن‌ها برای محاسبه‌ی متغیرهای اولیه‌ی صورت‌های مالی ناقص بوده‌اند از نمونه حذف شده‌اند؛
ث) شرکت‌ها نباید توقف فعالیت و زیان عملیاتی داشته و دوره‌ی فعالیت خود را تغییر داده باشند.
بر این اساس 81 شرکت به عنوان نمونه آماری انتخاب شدند
آمار توصیفی پژوهش
در نگاره‌ی 1 میانگین، انحراف معیار، واریانس، چولگی و کشیدگی از جمله شاخص‌های مرکزی و پراکندگی به‌صورت کلی محاسبه شده است.
نگاره (1): آمار توصیفی داده‌های پژوهش
|
نوع متغیر |
نام متغیر |
تعداد |
میانگین |
انحراف‌معیار |
واریانس |
چولگی |
کشیدگی |
|
متغیروابسته: ارزش‌افزوده‌ی‌سهامدار |
تغییرات ارزش بازار |
486 |
35/2715 |
229/4857 |
7E363/2 |
928/2 |
1/13 |
|
بازده سهام غیر عادی انباشته |
486 |
840/1 |
171/4 |
634/15 |
027/0 |
471/0 |
|
|
متغیر‌مستقل: پاداش |
پاداش نقدی |
486 |
031/0 |
241/0 |
039/0 |
527/19 |
24/387 |
|
پاداش غیرنقدی |
486 |
415/63 |
719/25 |
174/597 |
627/0- |
419/0- |
|
|
متغیرهای کنترلی |
اندازهی شرکت |
486 |
823/5 |
642/0 |
362/0 |
518/0 |
741/0 |
|
فرصت رشد |
486 |
267/4 |
351/4 |
927/16 |
851/3 |
768/23 |
|
|
مخاطره |
486 |
121/865 |
321/1344 |
5/1807874 |
718/6 |
930/61 |
|
|
دوره‌ی تصدی مدیر |
486 |
127/2 |
311/1 |
475/1 |
945/0 |
187/0- |
|
|
اندازهی هیات‌مدیره |
486 |
274/5 |
492/0 |
195/0 |
254/2 |
164/10 |
با توجه به میانگین میزان پاداش هیات‌مدیره در نگاره‌ی 1، پاداش پرداختی به هیات مدیره به‌طور میانگین 1/3 درصد از کل حقوق و مزایای کارکنان بوده است؛ این در حالی است که تنها 4/63 درصد سهام شرکت مربوط به آن‌ها بوده است. دوره‌ی تصدی مدیران به‌طور متوسط حدود دو سال است که دوره کوتاهی است و مجال عملکرد مناسب بلندمدت در شرکت را نمی‌دهند. تغییرات ارزش بازار و بازده سهام به ترتیب متوسطی به مبلغ 35/2715 و 1. 84 درصد داشته‌اند، که پراکندگی بالایی در نمونه‌ی پژوهش دارند.
نتایج آزمون چاو و هاسمن
نتایج این آزمون در نگاره‌ی 2 ارایه شده است:
نگاره (2): نتایج حاصل از آزمون چاو و هاسمن
|
فرضیه‌ی اول |
|||||
|
معیار اول ارزش افزوده‌ی سهامدار |
معیار دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار |
||||
|
فرضیه‌ی صفر |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
فرضیه‌ی صفر |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
|
اثرات مقطعی و زمانی معنی‌دار نیستند |
0001/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
اثرات مقطعی و زمانی معنی‌دار نیستند |
0004/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
|
فرضیه‌ی دوم |
|||||
|
اثرات مقطعی و زمانی معنی‌دار نیستند |
000/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
اثرات مقطعی و زمانی معنی‌دار نیستند |
000/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
|
فرضیه‌ی اول |
|||||
|
استفاده از مدل اثرات تصادفی |
000/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
استفاده از مدل اثرات تصادفی |
000/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
|
فرضیه‌ی دوم |
|||||
|
استفاده از مدل اثرات تصادفی |
000/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
استفاده از مدل اثرات تصادفی |
000/0 |
فرضیه‌ی صفر رد می‌شود |
نتایج آزمون چاو نشان می‌دهد احتمال به‌دست آمده (سطح معنی‌داری) کمتر از 5 درصد است. بنابراین برای آزمون این فرضیه داده‌ها به‌صورت پانلی استفاده شد. جهت تعیین روش تخمین پارامترهای مدل به صورت اثرات ثابت یا تصادفی از آزمون هاسمن استفاده شد. از آن‌جایی که سطح معنی‌داری آزمون هاسمن شاخص اول متغیر وابسته کمتر از 5 درصد است بنابراین فرضیه‌ی صفر آزمون هاسمن رد شد و برای تخمین پارامترهای معادله‌ی رگرسیون چند متغیره‌ی پژوهش از مدل اثرات ثابت استفاده شد.
مفروضات کلاسیک رگرسیون
- آزمون کولموگروف – اسمیرنوف (نرمالیته)
قبل از برازش مدل، نرمال بودن متغیر وابسته نیز بررسی می‌شود. لازم به ذکر است که نرمال بودن باقیمانده‌های مدل، شرط لازم برای اعتبار رگرسیونی است. ولی در صورتی‌که متغیر وابسته نرمال باشد، باقیماندهها نیز نرمال خواهند بود. فرض صفر و فرض مقابل در این آزمون به‌صورت زیر نوشته می‌شود:
H0: داده‌ها برای متغیر وابسته از توزیع نرمال پیروی می‌کند.
H1: داده‌ها برای متغیر وابسته از توزیع نرمال پیروی نمی‌کند.
آزمون کولموگروف_اسمیرنوف برای بررسی فرض صفر بالا به‌کار رفته است. در صورتی‌که نرمال نباشند، مدل‌های رگرسیونی و پانلی از اعتبار ساقط خواهند بود. اگر در این آزمون مقدار احتمال از سطح معنی داری 5 درصد کمتر باشد، توزیع نرمال نیست و در غیر اینصورت توزیع نرمال خواهد بود. نتایج این آزمون برای متغیرهای وابسته‌ی این پژوهش به‌صورت زیر می‌باشد:
نگاره (3): نتایج حاصل از آزمون کولموگروف - اسمیرنوف
|
معیار اول ارزش افزوده‌ی سهامدار |
معیار دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار |
||||
|
فرضیه‌ی صفر |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
فرضیه‌ی صفر |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
|
متغیر وابسته از توزیع نرمال پیروی می‌کند |
079/0 |
فرضیه‌ی صفر پذیرفته می‌شود |
متغیر وابسته از توزیع نرمال پیروی می‌کند |
418/0 |
فرضیه‌ی صفر پذیرفته می‌شود |
با توجه به اینکه سطح معنی‌داری بیشتر از 5% است، است بنابراین فرضیه‌ی صفر مبنی بر نرمال بودن متغیر وابسته پذیرفته می‌شود. پس با اطمینان 95 درصد توزیع مشاهدات متغیر ارزش افزوده‌ی سهامدار نرمال است.
- آزمون پایایی متغیرهای پژوهش
نتایج آزمون پایایی به شرح نگاره‌ی 4 است:
نگاره (4): نتایج آزمون پایایی
|
متغیرهای پژوهش |
نوع آزمون |
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
|
تغییرات ارزش بازار |
ریشه واحد |
11935/14- |
000/0 |
|
بازده سهام |
ریشه واحد |
10846/10- |
000/0 |
|
پاداش نقدی |
ریشه واحد |
21505/20- |
000/0 |
|
پاداش غیرنقدی |
ریشه واحد |
77349/15- |
000/0 |
|
اندازهی شرکت |
ریشه واحد |
51415/17- |
000/0 |
|
فرصت‌های رشد |
ریشه واحد |
34191/19- |
000/0 |
|
ریسک شرکت |
ریشه واحد |
29507/20- |
000/0 |
به‌دلیل اینکه سطح معنی‌داری کمتر از 5% است، متغیرها طی دوره‌ی پژوهش در سطح پایا بوده‌اند. بدین معنی که میانگین و واریانس (پراکندگی) آن‌ها در طول زمان ثابت بوده است.
-نتایج آزمون صفر بودن میانگین جمله‌ی خطا (پسماندها)
نتایج این آزمون به شرح نگاره (5) است:
نگاره (5): نتایج آزمون صفر بودن میانگین جمله‌ی خطا (پسماندها)
|
فرضیه‌ی اول |
|||||
|
معیار اول ارزش افزوده‌ی سهامدار |
معیار دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار |
||||
|
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
|
15- E06/7 |
000/1 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
15- E25/4 |
000/1 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
|
فرضیه‌ی دوم |
|||||
|
14- E26/1 |
000/1 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
15- E25/7 |
000/1 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
بر اساس آماره‌ی آزمون و سطح معنی‌داری آن، فرضیه‌ی صفر مبنی بر صفر بودن میانگین پسماندها پذیرفته می‌شود.
-نتایج آزمون ثابت بودن واریانس جمله‌ی خطا (پسماندها)
نتایج آزمون این فرض به شرح نگاره (6) است:
نگاره (6): نتایج آزمون ثابت بودن واریانس جمله‌ی خطا (پسماندها)
|
فرضیه‌ی اول |
|||||
|
معیار اول ارزش افزوده‌ی سهامدار |
معیار دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار |
||||
|
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
نتیجه‌ی آزمون |
|
152624/0 |
6962/0 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
163169/0 |
6865/0 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
|
فرضیه‌ی دوم |
|||||
|
023463/0 |
8783/0 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
12888/0 |
7198/0 |
پذیرش‌فرضیه‌ی‌صفر |
سطح معنی‌داری(معناداری) آماره که بیشتر از 5% است، فرضیه‌ی صفر مبنی بر ثابت بودن واریانس پسماندها پذیرفته می‌شود.
نتایج آزمون فرضیههای پژوهش
آزمون فرضیه‌ی اول
نتیجه‌ی آزمون فرضیه‌ی اول در نگاره‌ی 7 ارایه گردیده است.
نگاره (7): نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ی اول
|
معیار نخست ارزش افزوده‌ی سهامدار |
معیار دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار |
|||||||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
انحراف استاندارد |
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
ضریب‌متغیر |
انحراف استاندارد |
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
|
مقدار‌ثابت |
6/24694- |
99/6932 |
562/3- |
0004/0 |
577/19- |
626/7 |
567/2- |
0107/0 |
|
پاداش نقدی |
578/20- |
61/1364 |
0151/0- |
988/0 |
694/0- |
501/1 |
462/0- |
6444/0 |
|
اندازه شرکت |
87/4596 |
6/1124 |
08/4 |
0001/0 |
723/2 |
237/1 |
201/2 |
0285/0 |
|
فرصت رشد |
43/59- |
22/62 |
96/0- |
3402/0 |
148/0- |
068/0 |
160/2- |
0516/0 |
|
ریسک شرکت |
462/0- |
171/0 |
71/2- |
0071/0 |
0004/0 |
0002/0 |
919/1 |
0359/0 |
|
تصدی‌مدیر عامل |
36/449 |
29/192 |
34/2 |
0601/0 |
0213/0 |
212/0 |
1005/0 |
92/0 |
|
دوگانگی مدیر عامل |
34/1269 |
52/3230 |
393/0 |
6946/0 |
687/1- |
553/3 |
475/0- |
6352/0 |
|
مالکیت نهادی |
05/361 |
03/934 |
387/0 |
6993/0 |
1001/0 |
027/1 |
097/0 |
9225/0 |
|
اندازهی هیات مدیره |
74/245 |
32/742 |
331/0 |
7408/0 |
209/1 |
817/0 |
480/1 |
1398/0 |
|
مالکیت عمده
|
80/12 |
99/722 |
018/0 |
9859/0 |
399/0 |
795/0 |
501/0 |
6164/0 |
|
|
ضریب‌تبیین: 560/0 595/0 |
ضریب‌تبیین: 250/0 252/0 |
||||||
|
ضریب‌تبیین تعدیلی |
480/0 |
معیار هانان- کویین |
706/19 |
ضریب‌تبیین تعدیلی |
041/0 |
معیار هانان- کویین |
0801/6 |
|
|
خطای استاندارد |
3/3502 |
معیار Akaike |
353/19 |
خطای استاندارد |
852/3 |
معیارAkaike |
728/5 |
|
|
مجموع‌مربع باقیماندهها |
09+ E86/3 |
معیار شوارتز |
243/20 |
مجموع‌مربع باقیماندهها |
81/4674 |
معیار شوارتز |
618/6 |
|
|
لگاریتم احتمال |
06/3829- |
آماره‌ی F |
186/5 |
لگاریتم احتمال |
99/1069- |
آماره‌ی F |
194/1 |
|
|
آماره‌ی‌دوربین- واتسون |
895/1 |
سطح‌خطای احتمال |
000/0 |
آماره‌ی‌دوربین- واتسون |
302/2 |
سطح‌خطای احتمال |
000/0 |
|
با توجه به ضریب تبیین تعدیل شده‌ی مدل برازش شده حدود 48/0 درصد از تغییرات ارزش افزوده‌ی سهامدار توسط متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. آماره‌ی دوربین – واتسون محاسبه شده (895/1) بین 5/2-5/1 می‌باشد که بیان‌گر عدم وجود خودهمبستگی است و استقلال باقی مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. همان‌طور که در نگاره‌ی 7 مشاهده می‌شود سطح معنی‌داری آماره‌ی t برای متغیر پاداش نقدی از سطح خطای قابل قبول 5 درصد کمتر است، از اینرو رابطه‌ی مثبت و معنی‌داری بین پاداش نقدی و ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (مجموع تغییرات ارزش بازار سرمایه شرکت و سود نقدی پرداخت شده به سهامداران) وجود ندارد و فرضیه‌ی اول برای این شاخص تأیید نمی‌شود. از بین متغیرهای کنترل فقط متغیر اندازه و ریسک شرکت با ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (مجموع تغییرات ارزش بازار سرمایه شرکت و سود نقدی پرداخت شده به سهامداران) ارتباط مستقیم و معنی‌دار مورد تایید است و سایر متغیرهای کنترل هیچگونه ارتباط معنی‌داری را تایید نمی‌کنند. فرضیه‌ی فوق یک‌بار نیز با معیار دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار (بخش بازده سهام غیرعادی انباشته) آزمون شده است که نتایج در نگاره‌ی 7 ارایه گردیده است. با توجه به ضریب تبیین تعدیل شده‌ی مدل برازش شده حدود 1/4 درصد از تغییرات ارزش افزوده‌ی سهامدار توسط متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. آماره‌ی دوربین – واتسون محاسبه شده (302/2) مبین عدم وجود خودهمبستگی شدید است و استقلال باقی مانده‌های اجزای خطا را نشان می‌دهد. سطح معنی‌داری آماره‌ی t برای متغیر پاداش نقدی از سطح خطای قابل قبول 5 درصد بیشتر است، لذا رابطه‌ی مثبت و معنی‌داری بین پاداش نقدی با ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (بازده سهام غیر عادی انباشته) مجود ندارد و فرضیه‌ی اول برای شاخص بازده سهام غیر عادی انباشته تأیید نمی‌شود. در مدل پژوهشاز بین متغیرهای کنترل فقط متغیرهای اندازه و ریسک شرکت با ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (بازدهسهام غیر عادی انباشته) ارتباط مثبت و معنی‌دار دارند.
آزمون فرضیه‌ی دوم
نتیجه‌ی آزمون فرضیه‌ی دوم در نگاره‌ی 8 ارایه گردیده است.
نگاره (8): نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ی دوم
|
معیار نخست ارزش افزوده‌ی سهامدار |
معیار دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار |
|||||||
|
متغیر |
ضریب متغیر |
انحراف استاندارد |
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
ضریب‌متغیر |
انحراف استاندارد |
آماره‌ی t |
سطح معنی‌داری |
|
مقدار‌ثابت |
96/25050- |
16/6953 |
603/3- |
0004/0 |
176/20- |
645/7 |
639/2- |
0087/0 |
|
پاداش‌غیر‌نقدی |
366/13 |
811/21 |
613/0 |
5404/0 |
022/0 |
024/0 |
925/0 |
3559/0 |
|
اندازه‌‌شرکت |
41/4528 |
02/1129 |
011/4 |
0001/0 |
595/2 |
241/1 |
091/2 |
0374/0 |
|
فرصت‌رشد |
99/62- |
39/62 |
009/1- |
3134/0 |
155/0- |
069/0 |
261/2- |
0545/0 |
|
ریسک‌شرکت |
4521/0- |
171/0 |
6438/2- |
0086/0 |
0004/0 |
0002/0 |
989/1 |
0475/0 |
|
تصدی‌مدیرعامل |
83/447 |
49/191 |
339/0 |
624/0 |
011/0 |
211/0 |
051/0 |
9592/0 |
|
دوگانگی‌مدیر |
83/1184 |
24/3231 |
367/0 |
7141/0 |
845/1- |
553/3 |
52/0- |
6035/0 |
|
مالکیت‌نهادی |
837/480 |
73/953 |
504/0 |
6145/0 |
297/0 |
049/1 |
284/0 |
777/0 |
|
اندازه‌ی‌هیات مدیره |
24/218 |
341/742 |
294/0 |
769/0 |
181/1 |
816/0 |
447/1 |
1488/0 |
|
مالکیت عمده |
73/24 |
786/722 |
0342/0 |
9727/0 |
422/0 |
795/0 |
531/0 |
596/0 |
|
|
ضریب‌تبیین: 590/0 590/0 |
ضریب‌تبیین: 255/0 255/0 |
||||||
|
ضریب‌تبیین تعدیلی |
481/0 |
معیار هانان- کویین |
704/19 |
ضریب‌تبیین تعدیلی |
043/0 |
معیار هانان- کویین |
079/6 |
|
|
خطای‌‌استاندارد |
22/3500 |
معیارAkaike |
352/17 |
خطای استاندارد |
85/3 |
معیارAkaike |
726/5 |
|
|
مجموع‌مربع باقیماندهها |
09+E86/3 |
معیار شوارتز |
242/20 |
مجموع‌مربع باقیماندهها |
31/4665 |
معیار شوارتز |
616/6 |
|
|
لگاریتم‌احتمال |
81/3828- |
آماره‌ی F |
199/5 |
لگاریتم احتمال |
59/1069- |
آماره‌ی F |
204/1 |
|
|
آماره‌ی‌دوربین- واتسون |
894/1 |
سطح‌خطای احتمال |
000/0 |
آماره‌ی‌دوربین- واتسون |
304/2 |
سطح‌خطای احتمال |
000/0 |
|
با توجه به ضریب تبیین تعدیل شده‌ی مدل برازش شده حدود1/48 درصد از تغییرات ارزش افزوده‌ی سهامدار توسط متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. آماره‌ی دوربین – واتسون (894/1) بیان‌گر عدم وجود خودهمبستگی است. همان‌طور که در نگاره‌ی 8 مشاهده می‌شود سطح معنی‌داری آماره‌ی t برای متغیر پاداش غیرنقدی از سطح خطای قابل قبول 5 درصد بیشتر است، از اینرو رابطه‌ی مثبت و معنی‌داری بین پاداش غیرنقدی با ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (مجموع تغییرات ارزش بازار سرمایه شرکت و سود نقدی پرداخت شده به سهامداران) وجود ندارد و فرضیه‌ی دوم پژوهش تأیید نمی‌شود. از بین متغیرهای کنترل، اندازه و ریسک شرکت با ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (مجموع تغییرات ارزش بازار سرمایه شرکت و سود نقدی پرداخت شده به سهامداران) ارتباط مثبت و معنی‌داری دارد و سایر متغیرهای کنترل هیچگونه ارتباط معنی‌داری را تایید نمی‌کنند. فرضیه‌ی دوم پژوهش برای شاخص بازده سهام نیز آزمون شده است. با توجه به ضریب تبیین تعدیل شده‌ی، حدود 3/4 درصد از تغییرات ارزش افزوده‌ی سهامدار توسط متغیرهای مستقل و کنترل توضیح داده می‌شود. آماره‌ی دوربین – واتسون محاسبه شده (304/2) بین 5/2-5/1می‌باشد بیان‌گر عدم وجود خودهمبستگی شدید اجزای اخلال است. همان‌طور که در نگاره‌ی 8 مشاهده می‌شود سطح معنی‌داری آماره‌ی t برای متغیر پاداش غیرنقدی از سطح خطای قابل قبول 5 درصد بیشتر است، بنابراین رابطه‌ی مثبت و معنی‌داری بین پاداش نقدی با ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (بازده سهام غیر عادی انباشته) وجود ندارد و فرضیه‌ی دوم پژوهش تأیید نمی‌شود. از بین متغیرهای کنترل، فقط متغیر اندازه و ریسک شرکت و با ارزش‌افزوده‌ی سهامدار (بازده سهام غیر عادی انباشته) ارتباط مثبت و معنی‌داری دارد. چنین نتیجه‌ای را می‌توان اینگونه تفسیر کرد که افزایش اندازه و ریسک شرکت منتهی به افزایش ارزش افزوده‌ی سهامدار یا به‌عبارت بهتر منجر به افزایش ثروت سهامداران می‌شود.
نتیجه‌گیری و پیشنهادات
توافق مطلقی در مورد ارتباط مثبت یا منفی پاداش مدیران در طول دوره‌ی تصدی مدیریت و افزایش ثروت سهامداران وجود ندارد. یکی از مزایای بررسی پاداش مدیران ارشد و ثروت سهامداران در بلندمدت، کاهش مشکلات مربوط به تصفیه حساب مدیران است. طبق مطالعات پیشین، این مشکل زمانی‌که به مدیران از جریان‌های نقدی مورد انتظار تحقق نیافته پاداشی پرداخت شود، افزایش می‌یابد (جونگ، 2011). در این پژوهش، تجزیه و تحلیل جامعی روی ارتباط معنی‌داری بین ارزش افزوده‌ی سهامدار و پاداش مدیران ارشد در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه‌ی زمانی 1385 تا 1390 صورت پذیرفت. برای ارزش افزوده‌ی سهامدار از دو شاخص مجموع تغییرات ارزش بازار سرمایه شرکت و سود نقدی پرداخت شده در طی دوره تصدی مدیر و بازده سهام غیر عادی انباشته با استفاده از مدل قیمت‌گذاری دارایی‌های سرمایه‌ای استفاده شد. یافته‌های پژوهش بیان‌گر آن است بین شاخص نخست ارزش افزوده‌ی سهامدار و پاداش مدیران ارشد ارتباط مثبت و معنی‌داری وجود ندارد. تفسیر آن این است که با افزایش (کاهش) میزان پاداش مدیران ارشد ارزش افزوده‌ی سهامدار و به‌تبع آن ثروت سهامدار تغییری نمی‌کند. همچنین در رابطه با شاخص دوم ارزش افزوده‌ی سهامدار یافته‌های پژوهش ارتباطی معنی‌دار بین ارزش افزوده‌ی سهامدار و پاداش مدیران ارشد وجود ندارد و تفسیر آن این است که اگر میزان نوسانات ثروت سهامدار را بر پایه‌ی بازده سهام غیرعادی انباشته در نظر بگیریم ثروت سهامدار نمی‌تواند از میزان پاداش مدیران ارشد متاثر شود. یافته‌های حاصل از پژوهش با یافته‌های حاصل از پژوهشهای جونگ (2011)، مورفی (2010)، رایسه‌من و همکاران (2008)، هارفورد و لی (2005)، رهنمای رودپشتی و محمودی (1388)، نمازی و سیرانی (1383) مغایر است. شاید یکی از دلایل آن نظام‌های غیر‌کارآمد تخصیص پاداش به مدیران در شرکت‌های ایرانی باشد که توجه کمتری به معیارهای بلندمدت عملکرد نظیر ثروت سهامدار می‌شود. در نتیجه به فعالان بازار سرمایه و خصوصا سرمایه‌گذاران توصیه می‌شود در تصمیم‌های اقتصادی به معیارهای خلق ارزش توجه بیشتری نمایند و پاداش مدیران را معیاری کارآمد برای خلق ارزش افزوده برای سهامدار فرض نکنند. به قانون‌گذاران و نهادهای نظارتی مانند بورس اوراق بهادار نیز توصیه می‌شود به‌جای تاکید بر تخصیص پاداش مدیران بر اساس درصدی از سود حسابداری، بر معیارهای ارزش‌آفرین مانند ارزش افزوده برای تخصیص پاداش مدیران تاکید نمایند. در نهایت بر پایه‌ی یافته‌های حاصل از آزمون فرضیههای پژوهش و با در نظر گرفتن این موضوع پیشنهاد می‌شود که در پژوهشهای آتی از سایر معیارهای خلق ارزش نیز مانند ارزش افزوده اقتصادی، ارزش افزوده‌ی بازار و سایر متغیرهای موثر استفاده شود. همچنین پژوهشهای بیشتر روی پاداش مدیران مانند پژوهشهای کاربردی در صنایع مختلف و در بازه‌های زمانی مختلف می‌تواند ره‌گشای تصمیمات اقتصادی باشد.
محدودیت‌های پژوهش
این تحقیق نیز مانند بسیاری از تحقیقات دارای برخی محدودیت‌ها به شرح زیر می‌باشد:
الف) کیفیت اطلاعات: از اطلاعات گزارش‌های مالی به همان شکلی که شرکت‌ها ارایه کرده‌اند استفاده شده است. تعداد زیادی از شرکت‌ها گزارش‌های حسابرسی مشروط دارند که اغلب از این بابت تعدیلی در صورت‌های مالی انجام نمی‌دهند. اثر این تعدیلات ممکن است بر نتایج پژوهش تاثیرگذار باشد؛
ب) عدم ثبات شرایط اقتصادی: تغییر در شرایط اقتصادی به‌ویژه تورم در سال‌های مورد مطالعه ممکن است بر نتایج پژوهش تاثیر بگذارد. بورس اوراق بهادار تهران نیز به شدت تحت تاثیر شرایط اقتصادی و سیاسی است؛ زیرا سرمایه‌گذاران نسبت به این تغییرات واکنش نشان می‌دهند.
پی نوشت
|
Shareholder Value Added |
2 |
Signal to noise ratio |
1 |
|
Optimal contracting theory |
4 |
Value based management |
3 |
|
|
|
Managerial power hypothesis |
5 |
)