بررسی تأثیرپذیری مکانیزم‌های نظام راهبری شرکتی و مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت از اختلالات رفتاری مدیرعامل

تئوری‌های رفتاری نقش بسیار مهمی در رسیدن شرکت‌ها به اهدافشان دارند و موجب می‌شوند حوزة تصمیم‌گیری مدیران، به‌عنوان یکی از رکن‌های متعادل‌کنندة عملکرد شرکت‌ها، به سمت رعایت اخلاق حرفه‌ای به‌خصوص در زمانی هدایت شود که نقش او به‌عنوان یک نماینده در چارچوب‌های تئوری نمایندگی تعریف می‌شود [3].

 مبانی تئوریک نشان می‌دهد نگرش و ادراک مدیران بر نحوة تصمیم‌گیری آنها تأثیرگذار است [12]. همه مدیران، به حکم آنکه مدیرند، به یک روش عمل نمی‌کنند و مانند سایر افراد جامعه تفاوت‌های فردی گوناگونی دارند و از دانش، ادراک و نظام ارزشی متفاوتی برخوردارند. این تفاوت‌ها به ظاهر ممکن است جزئی باشند، اما هنگامی که از فرایندهای واسطه‌شناختی افراد عبور می‌کنند، به تفاوت‌های بسیار بزرگ و نتایج رفتاری کاملاً متفاوت می‌انجامند. چنین تفاوت‌هایی عمدتاً از تفاوت‌های ناشی از نگرش هریک از افراد سرچشمه می‌گیرد که به‌صورت اختلالات رفتاری خود را نشان می‌دهند [16]. تحقیقات تجربی در چارچوب ادبیات مالی رفتاری نیز نشان می‌دهد عوامل احساسی و خطای شناختی مانند سوگیری‌های رفتاری نقش محوری در فرایند تصمیم‌گیری دارند [2].

 ادراک مدیرعامل زمانی به افزایش ارزش شرکت منجر می‌شود که نظام راهبری شرکت نیز قوی باشد. نظام راهبری شرکتی یکی از سازوکارهای مناسبی است که مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران را بهبود می‌بخشد. در نگاه کلی نظام راهبری شرکتی، شامل ترتیبات حقوقی، فرهنگی و نهادی می‌شود که سمت‌وسوی حرکت و عملکرد شرکت‌ها را تعیین می‌کند. عناصری که در این صحنه حضور دارند عبارت‌اند از سهامداران و ساختار مالکیتشان، اعضای هیئت‌مدیره و ترکیب‌هایشان و مدیریت شرکت که توسط مدیرعامل هدایت می‌شود [5]. تأثیر تصمیم‌های مدیرعامل بر سازوکارهاى نظام راهبری شرکتى اهمیت فراوانى دارد. مدیران در اجرای برنامه‌های خود از توان انتخاب راهبردهای مختلف مدیریتی برخوردارند که هریک از اینها به جریان مختلفی منجر خواهند شد و درنهایت کارایی مدیریت، مستلزم انتخاب بهترین راهبرد است که به بالاترین ارزش مورد انتظار بیانجامد [3].

 یکی از اهدف این پژوهش ارائۀ ابعاد رفتاری و روان‌شناختی مدیرعامل و ارتباط آنها با سطح مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت است. درواقع، نظریة رفتاری بر اهمیت مشخصات روان‌شناختی، برای درک بهتر تصمیم‌های راهبردی شرکت تأکید می‌کند [36]. الشمری و همکاران [30] رابطة مثبت بین خودشیفتگی مدیرعامل و مسئولیت اجتماعی شرکت را نشان دادند و دریافتند با اینکه خودشیفتگی مدیران با CSR بیرون‌محور رابطة مثبتی دارد، رابطة بین خودشیفتگی مدیران و CSR درون‌محور منفی است، اما چندان چشمگیر نیست.

بیشتر عوامل ‌سازمانی بر التزام مسئولیت‌پذیری اجتماعی اثر می‌گذارند و نقش مدیرعامل از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است. نکتة جالب اینکه این نظریه تصریح می‌کند مدیران نقش مهمی در روند تصمیم‌گیری دارند و ازاین‌رو ویژگی‌های آنها بر CSR نیز اثر می‌گذارد [45]. در متون پژوهشی اخیر مشخص شده است شخصیت مدیریتی تأثیر زیادی بر عملکرد RSE دارد و این مدیران را به محیط اجتماعی بیشتر متعهد می‌کند [40].

 بنابراین، مسئلۀ مهم در این پژوهش، با در نظر گرفتن ویژگی‌های اختلالات رفتاری مدیرعامل ‌که به کنش‌ها و تصمیم‌گیری‌های متفاوتی منجر می‌شود، میزان تأثیرپذیری برخی از مکانیزم‌های نظام راهبری شرکتی و مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت از این اختلالات است. یافته‌های پژوهش علاوه بر اینکه موجب بسط مبانی نظری پژوهش‌های گذشته در کشورهای درحال توسعه ازجمله ایران می‌شود، می‌تواند مورد استفادة سرمایه‌گذاران، قانون‌گذاران بازار سرمایه و سایر استفاده‌کنندگان اطلاعات حسابداری قرار گیرد و در امر تصمیم‌گیری آنان راهگشا باشد.

 

مبانی نظری و پیشینة پژوهش

اختلالات رفتاری مدیریت

 اختلالات رفتاری مدیرعامل متأثر از حالات روانی آنها در وضعیت‌های طبیعی و غیرطبیعی است که بر کیفیت تصمیم‌گیری‌های آنها تأثیر می‌گذارد و باعث شود مسیر تصمیم‌ها به انحراف و سوگیری کشیده شود. اختلالات ایجادشده در رفتار مدیران به‌صورت خطاهای ادراکی معمولاً به‌صورت فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی در راستای استراتژی‌های شرکت‌ها و اتخاذ تصمیم‌های شرکت در رابطه با افزایش یا تمایل‌نداشتن به افزایش ثروت سهامداران در بازارهای رقابتی رخ نشان می‌دهد [7]، [18].

خوش‌بینی مدیریت

 خوش‌بینی مدیریت یکی از مهم‌ترین یافته‌های علم روانشناسی در حوزۀ قضاوت و تصمیم‌گیری و یکی از مهم‌ترین مفاهیم مالی رفتاری مدرن است که نشان می‌دهد اشخاص به دانش و توانایی‌هایشان بیشتر از آن چیزی که هست اعتماد دارند. معمولاً پیش‌بینی افراد از احتمال وقوع پدیده‌ها یا خیلی افراطی یا خیلی تفریطی است و همچنین زمانی که قابلیت پیش‌بینی کم است یا شواهد و مدارک مبهم‌اند، مدیران و متخصصان بیشتر از افراد عادی در معرض خوش‌بینی قرار می‌گیرند؛ به‌طوری‌که خوش‌بینی باعث می‌شود مدیران به دنبال راههایی باشند که پیامدهای تصمیم‌گیری‌های خود را توجیه کنند و به این ترتیب بتوانند احترام دیگران را به خودشان جلب کنند [59]. دشماخ و همکاران [42] معتقدند مدیران خوش‌بین در مقایسه با سایر مدیران، تمایل کمتری به پرداخت سود تقسیمی دارند.

 هواندگ و همکاران [48] رابطۀ هزینۀ نمایندگی، خوش‌بینی بیش از حد مدیران و حساسیت جریان‌های نقدی را بررسی کردند و دریافتند هزینۀ نمایندگی و خوش‌بینی بیش از حد مدیران در حساسیت جریان‌های نقدی سرمایه‌گذاری تأثیر معنادار و مثبتی دارد. بومن [33] معتقد است بازار به تغییرات سود سهامی که مدیران خوش‌بین اعلام کرده‌اند، واکنش مثبت‌تری نشان می‌دهد تا آنچه مدیران منطقی اعلام کرده‌اند. باروس و سیلویرا [34] در مطالعات خود مشاهده کردند شرکت‌هایی که افراد خوش‌بین اداره می‌کنند، تمایل بیشتری به انتخاب ساختارهای مالی اهرمی‌تر از خود نشان می‌دهند.

فرااعتمادی مدیریت

 فرااعتمادی یکی از تورش‌های رفتاری است که افراد به آن مبتلا هستند. فرااعتمادی باعث می‌شود انسان دانش و مهارت خود را بیش از حد و ریسک را کمتر از حد تخمین بزند. این تورش رفتاری همچنین باعث می‌شود احساس کنیم روی مسائل کنترل داریم؛ درحالی که ممکن است درواقع اینگونه نباشد. گفتنی است هرچه دانش و مهارت فرد در حوزه‌ای بیشتر باشد، اعتماد فرد به دانش خود نیز بیشتر خواهد شد [17]. مدیران فرااعتماد نیز تمایل دارند بازده سرمایه‌گذاری‌ها را بیش از اندازه و احتمال و دامنة تغییرات شوک‌های منفی را کمتر از اندازه برآورد کنند؛ برای مثال، اسچراند و زچمن [60] دریافتند یک تعصب خوش‌بینانة اولیه در سود، هرچند عمدی نباشد، به ارائه نادرست سود دورة آتی توسط مدیران بیش‌اعتماد می‌تواند منجر شود [17]. علاوه بر این، پژوهش‌های اخیر بیش‌اعتمادی مدیران را با حسابداری محافظه‌کارانة کمتر [31][17]، افزایش احتمال تعصب خوش‌بینانه نسبت به سود [22]، کنترل‌های داخلی بی‌اثر [39]، حساسیت سرمایه‌گذاری و اجتناب مالیاتی [20] مرتبط دانسته‌اند.

کوته‌بینی مدیریت

 لغت ﮐﻮﺗﻪ‌ﺑﯿﻨﯽ را نخستین‌ﺑﺎر ﺗﺌﻮدور ﻟﻮﯾﺖ در ﺳﺎل 1960 ﺑﺎ ﻋﻨﻮان ﮐﻮﺗـﻪ‌ﺑﯿﻨـﯽ ﺑﺎزارﯾﺎﺑﯽ ﺑﻪ ﮐﺎر ﺑﺮد. ﺗﻌﺮﯾﻒ رایج ﮐﻮﺗﻪ‌ﺑﯿﻨﯽ نشان از آن دارد ﮐﻪ ﮐﻮﺗﻪ‌ﺑﯿﻨﯽ، ﺷـﮑﻠﯽ از ﺳـﻮﮔﯿﺮی ﯾـﺎ ﭘـﯿﺶ‌داوری ﭘﺎﯾﺪار اﺳﺖ ﮐﻪ در ارتباط ﺑﺎ دﯾﺪ اﻓﺮاد و سازمان‌ها ﺑﻪ دﻧﯿﺎ ﺛﺎﺑﺖ ﺷﺪه اﺳﺖ [51]. ﺷـﻨﺎﺧﺖ اﺷـﮑﺎل گوناگون ﮐﻮﺗـﻪ‌ﺑﯿﻨـﯽ در ﺟﻠﻮﮔﯿﺮی از اﻧﺠﺎم رﻓﺘﺎرﻫﺎی ﮐﻮﺗﻪ‌ﺑﯿﻨﺎﻧﻪ می‌تواند کارساز واﻗﻊ ﺷﻮد [56]. ﺣﻮزة ﺣﺴﺎﺑﺪاری ﻧﯿﺰ ﮐﻮﺗﻪ‌ﺑﯿﻨﯽ را ﻓﻌﺎﻟﯿﺖ ﻣﺎﻟﯽ ﮐﻮﺗﺎه‌ﻣﺪت و ﺑﻪ ﺑﯿﺎن دﯾﮕﺮ، ﮐﻮﺗﻪ‌ﻧﮕﺮ عنوان کرده است [53]. فعالیت‌های ﮐﻮﺗﺎه‌ﺑﯿﻨﺎﻧﻪ دارای پیامدهای ﻣﻮﻗﺖ و ﻣﻄﻠﻮﺑﯽ است و نتایج ﻣﻨﻔﯽ آن در ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﻧﻤﺎﯾﺎن می‌شود؛ زﯾـﺮا ﺑﺎزارﻫـﺎی ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ توان درک ﺻﺤﯿﺢ ﭘﯿﺎﻣﺪﻫﺎی ﮐﻮﺗﺎه‌ﺑﯿﻨﯽ در زﻣﺎن وﻗﻮع را ندارند. ﻣﺪﯾﺮان ﺑﺎ ﻧﮕﺮش ﮐﻮﺗﺎه‌ﺑﯿﻦ، زﻣﺎﻧﯽ ﮐﻪ ﺑﺎ ﺳﻮد ﮐﻤﺘﺮ از ﺳﻮد ﻣﻮرد اﻧﺘﻈﺎر روبه‌رو می‌شوند، امکان دارد ﺑﺎ ﻗﻄﻊ ﻣﺨﺎرج ﺗﺤﻘﯿﻖ، ﺗﻮﺳﻌﻪ و ﺑﺎزارﯾﺎﺑﯽ اﯾﻦ ﻧﻘﺺ را ﺑﻪ‌ﻃﻮر ﻣﻮﻗﺖ ﻣﺮﺗﻔﻊ کنند؛ اما در ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت اﯾﻦ ﻧﻮع دﺳﺖ‌کاری‌ها ﻣﺆﺛﺮ ﻧﺨﻮاﻫﺪ ﺑﻮد [4][54].

نظام راهبری شرکتی و اختلالات رفتاری مدیرعامل

نظام راهبری شرکتی به‌عنوان مجموعه‌ای از سازوکارهای کنترلی درونی و بیرونی شرکتی تعریف می‌شود که وظیفة برقراری تعادل مناسب میان حقوق صاحبان سهام و همچنین نیازها و اختیارات هیئت‌مدیره را بر عهده دارد. در ادبیات مالی استاندارد تصور می‌شود نظام راهبری شرکتی یک راه‌حل خوب و مناسب برای حل مشکلات نمایندگی است که ممکن است ناشی از تضاد منافع بین مدیران و سهامداران (براساس نظریة نمایندگی) یا ذینفعان (براساس نظریة ذینفعان) باشد [44].

وﯾﮋﮔﯽﻫﺎی ﻓﺮدی ﻣﺪﯾﺮان ﻋﺎﻣﻞ، ازﺟﻤﻠﻪ ﺗﻮاﻧﺎﯾﯽ و داﻧﺶ ﻣﺎﻟﯽ، بر رﻓﺘﺎر و ﻧﻮع تصمیم‌های آﻧﻬﺎ در ﺳﺎزﻣﺎن و ﺑﻪ ﻣﻮﺟﺐ آن بر ﺷﻔﺎﻓﯿﺖ ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺎﻟﯽ تأثیر می‌گذارد؛ اما برعکس، سوگیری‌های ادراکی و رفتاری مدیران عامل در ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺎﻟﯽ و دﯾﮕﺮ اﺷﮑﺎل ﺳﻮء‌ﻣﺪﯾﺮﯾﺖ، ﺗﻬﺪﯾﺪی ﻣﻬﻢ ﺑﺮای ﻣﻮﺟﻮدﯾﺖ و ﮐﺎراﯾﯽ بازارﻫﺎی سرمایه‌ای ﻣﺤﺴﻮب می‌شود. اﯾﻦ اختلالات رﻓﺘﺎری ﺑﻪ اﻋﺘﻤﺎد ﺑﯿﻦ اﻓﺮاد درﮔﯿﺮ در اﻣﻮر ﺗﺠﺎری آﺳﯿﺐ می‌رساند؛ درﻧﺘﯿﺠﻪ، ﺑﻪ ﺗﻀﻌﯿﻒ ﻧﻘﺶ اﺳﺎﺳﯽ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ برای ﺗﺨﺼﯿﺺ ﮐﺎرآیی ﻣﻨﺎﺑﻊ ﻣﺎﻟﯽ ﺧﻮاﻫﺪ اﻧﺠﺎﻣﯿﺪ [24].

سیستم نظام راهبری شرکتی، سازوکاری نظارتی است که وظیفة اعمال کنترل رفتارهای مالی و مدیریتی را بر عهده دارد و هماهنگ با نظام حقوقی و فرهنگی هر شرکت (سازمان) تدوین می‌شود. اگر این اجزا و سازوکارها به درستی اعمال شوند، نظارت و کنترل صحیح نیز تحقق می‌یابند [15]. نظام راهبری شرکتی با استفاده از مکانیزم‌های درونی، بیرونی و محیطی، همچون 1- ساختار مالکیت که باعث کاهش استفادة فرصت‌طلبانة مدیران از منابع شرکت می‌شود، 2- تمرکز مالکیت که امکان کنترل بهتر بر عملکرد مدیران و ترویج اقدامات اصلاحی را موجب می‌شود، 3- کیفیت حسابرسی مستقل که فرایند نظارت و کنترل برای تضمین عملکرد مدیر شرکت، مطابق با منافع سهامداران را ایجاد می‌کند و 4- رقابت در بازار محصول که سبب بهبود عملکرد و گرفتن بهترین تصمیم در مورد آینده است، با کنترل و نظارت بر مدیر و رفتار او، بر کاهش رفتارهای فرصت‌طلبانة او اثر می‌گذارد [2]. همچنین به‌عنوان یکی از سازوکارهای کنترلی برون شرکتی تعریف می‌شود که وظیفة برقراری تعادل مناسب میان حقوق صاحبان سهام را بر عهده دارد و در پی نظارت مؤثر بر عملکرد مدیران و کاهش رفتارهای فرصت‌طلبانة آنان برای رسیدن به ایجاد توازن بین منافع مدیران و سهامداران است [3].

مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت و اختلالات رفتاری مدیرعامل

 ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ ﯾﮏ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪﮔﺬاری ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﺑﺎ ﺧﺮوﺟﯽ ﺑﺴﯿﺎر ﻣﺒﻬﻢ اﺳﺖ؛ بنابراین، ﻣﺪﯾﺮاﻧﯽ ﮐﻪ دارای ﺗﻮاﻧﺎﯾﯽ ﻣﺪﯾﺮﯾﺘﯽ کمی ﻫﺴﺘﻨﺪ، ﺑﻪ‌دﻟﯿﻞ ﻧﮕﺮاﻧﯽﻫﺎی ﺷﻐﻠﯽ، ﺑﻪ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪﮔﺬاری ﮐﻤﺘﺮ در ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ تمایل دارﻧﺪ. همچنین، ﻣﺪﯾﺮان ﻋﺎﻣﻞ با قدرت ﻣﺪﯾﺮﯾﺘﯽ ﺑﺎﻻ و دورﻧﻤﺎی ﺷﻐﻠﯽ برتر، دیدگاههای ﺑﻠﻨﺪﻣﺪتﺗﺮی دارﻧﺪ؛ بنابراین، آنها اﻧﮕﯿﺰة ﺑﯿﺸﺘﺮی ﺑﺮای ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ‌ﮔﺬاری در ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ دارﻧﺪ؛ زﯾﺮا ﻣﻨﺎﻓﻊ ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖپذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ، ﺧﻮاه ازﻧﻈﺮ ﻣﺎﻟﯽ ﺧﻮاه از ﺑﻌﺪ ﮐﺎﻫﺶ رﯾﺴﮏ، ﺑﺮای آنها ﻣﻬﻢ ﺧﻮاﻫﺪ ﺑﻮد [43]. یافته‌های ﭘﮋوﻫﺶ ﻣﮏ ﮐﺎرﺗﯽ و ﻫﻤﮑﺎران [57] ﻧﯿﺰ بیان می‌کند ﻣﺪﯾﺮان دارای ﺑﯿﺶ‌اﻃﻤﯿﻨﺎﻧﯽ، ﮐﻤﺘﺮ ﺧﻮد را درﮔﯿﺮ ﻓﻌﺎﻟﯿﺖﻫﺎی ﻣﺮﺑﻮط ﺑﻪ ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ می‌کنند و اﯾﻦ اﻣﺮ ﺑﻪ‌ﻧﻮﺑﻪ‌ﺧﻮد ﭘﯿﺎﻣﺪﻫﺎﯾﯽ را ﺑﺮای ارزش ﺷﺮﮐﺖ در ﭘﯽ دارد. حاجی هاشمی ورنوسفادرانی و عبدلی [13] نیز بیان می‌کنند بین بیش‌اطمینانی مدیران و میزان افشای اطلاعات به‌صورت داوطلبانه و مسئولیت‌پذیری اجتماعی ارتباط معناداری وجود دارد.

 صلحی [61] در پژوهشی رابطة بین سوگیری‌های روان‌شناختی مدیر اجرایی، حاکمیت شرکتی و مسئولیت اجتماعی شرکت را بررسی کرده است. نتایج نشان دادند افزایش اعتماد به مدیران اجرایی، عامل مهمی در تعیین انگیزه‌های شرکت برای قبول فعالیت‌های مسئولیت اجتماعی است. علاوه بر این، نشان داده شد شیوه‌های مؤثر حاکمیت شرکتی به میزان چشمگیری به تعدیل رفتار مدیر اجرایی در رابطه با تسهیم مسئولیت اجتماعی شرکت منجر می‌شود. لی و همکاران [52] در پژوهشی با عنوان «چه زمانی قدرت مدیران اجرایی سودمند است؟» این موضوع را بررسی کردند که در این بازارها، سرمایه‌گذاران نسبت به اعطای قدرت بیشتر به مدیران عامل واکنش نشان می‌دهند و قدرت بیشتر با ارزش بازار بالقوه، رشد فروش، سرمایه‌گذاری و تبلیغات و معرفی محصولات جدیدتر ارتباط دارد؛ بنابراین، احتمال بیشتری وجود دارد که شرکت‌های دارای مدیران اجرایی قدرتمند در بازارهایی تقاضای بالایی داشته باشند که شرکت‌ها با تهدیدهای ورود مواجه‌اند. کرونوپولوس و سیگل [38] در پژوهشی پیامدهای پیش‌بینی داوطلبانه را به‌عنوان ابزاری مهم در دستیابی به استراتژی‌های سرمایه‌گذاری و همچنین تأثیر خطای مدیریت (مدیران بدبین در مقابل مدیران خوش‌بین) نسبت به پایداری ارقام واقعی گزارش‌شده را بررسی کردند. با توجه به یافته‌ها، پیش‌بینی مدیریت نشان‌دهندة ارقام حسابداری با کیفیت بالای گزارشگری است؛ به‌طوری‌که مدیران بدبین نسبت به مدیران خوش‌بین ارقام حسابداری پایدارتری را ارائه می‌کنند. همچنین، پیش‌بینی‌ها نشان‌دهندة پیامدهای کیفی متفاوتی برای پیش‌بینی‌کنندگان است که زمینه‌های لازم را برای ایجاد مجموعه سرمایه‌گذاری سودآور فراهم می‌کنند. شاه‌علی و عبدلی [18] در پژوهشی تأثیرپذیری چسبندگی چشم‌انداز درآمد آتی از اختلالات ادراکی مدیرعامل را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان دادند بین هر سه معیار اختلالات ادراکی مدیرعامل بر چسبندگی چشم‌انداز درآمد آتی تأثیر معناداری وجود دارد. این تأثیر دربارة فرااعتمادی، منفی و در دو مورد خوش‌بینی و کوته‌بینی مثبت بوده و ازنظر شدت تأثیر، خوش‌بینی در بین سه معیار از بقیه تأثیر بیشتری بر چسبندگی چشم‌انداز درآمد آتی داشته است. تهرانی و دلشاد [7] در پژوهشی تأثیر کوته‌بینی مدیران بر عملکرد مالی آتی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس ‌اوراق‌ بهادار تهران را بررسی کردند. نتایج پژوهش، تأثیر مثبت و معنادار کوته‌بینی مدیران بر عملکرد مالی آتی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را نشان دادند. به بیان دیگر، در صورت وجود کوته‌بینی مدیران، عملکرد مالی آتی شرکت‌های نمونه بهبود یافته است. موسوی شیری و همکاران [25] در پژوهشی شواهد تجربی از نقش خوش‌بینی مدیریت بر بازده سهام را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان دادند بین رشد مخارج سرمایه‌ای با بازده سهام، رابطة منفی و معنادار و بین مقدار سرمایه‌گذاری مازاد در دارایی‌ها با بازده سهام رابطة مثبت و معنادار وجود دارد؛ اما بین اختلاف سود پیش‌بینی‌شدة هر سهم با سود واقعی با بازده سهام هیچ رابطة معناداری یافت نشد.

 

فرضیه‌های پژوهش

فرضیه‌های اصلی

اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر سازوکارهای نظام راهبری شرکتی تأثیر معناداری دارد.

اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر مسئولیت‌پذیری اجتماعی تأثیر معناداری دارد.

فرضیه‌‌های فرعی

اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.

اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر میزان مالکیت نهادی تأثیر معناداری دارد.

اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر تمرکز مالکیت تأثیر معناداری دارد.

 

روش پژوهش

 جامعۀ آماری پژوهش متشکل از شرکت‌‌های پذیرفته‌‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌‌های 1391 تا 1398 است. با توجه به نگاره 1، درنتیجة اعمال شرایط و محدودیت‌ها به‌صورت حذف سیستماتیک 110 شرکت از 17 صنعت به‌عنوان نمونه انتخاب شده‌اند. دورة تحقیق 8 سال متوالی است؛ بنابراین، حجم نمونة نهایی 880 سال - شرکت (110*8) است که در این بین، فقط 34 شرکت هزینة تحقیق و توسعه داشته‌اند.

داده‌‌های پژوهش حاضر با مراجعه به صورت‌‌های مالی و یادداشت‌‌های توضیحی شرکت‌‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران موجود در سامانۀ کدال، نرم‌‌افزار ره‌‌آورد نوین و پایگاه اینترنتی بورس اوراق بهادار استخراج شدند. تجزیه و تحلیل نهایی داده‌‌ها با نرم‌‌افزار اقتصادسنجی Eviews10 و Stata14 صورت گرفت.

 

 

نگاره 1. روند انتخاب نمونۀ آماری

ردیف	محدودیت‌ها	تعداد شرکت‌‌ها
1	کل شرکت‌‌هایی که تا پایان سال 1398عضو بورس بوده‌اند.	558
2	از ابتدای سال1391 در بورس اوراق بهادار پذیرفته نشده باشد.	67
3	سال مالی آن‌‌ منتهی به پایان اسفندماه نباشد.	79
4	تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی 98-91 در بورس فعال نبوده‌اند.	98
5	تغییر سال مالی یا تغییر فعالیت داده باشد.	52
6	جزء شرکت‌‌های سرمایه‌‌گذاری و واسطه‌‌گری مالی باشد.	130
7	داده‌های مورد نیاز برای محاسبة متغیرهای پژوهش برای شرکت در دسترس نیستند.	22
8	تعداد نمونۀ آماری انتخاب‌‌شده	110

مدل‌های پژوهش

مدل‌های استفاده‌شده در پژوهش به شرح زیر هستند. برای آزمون مدل‌ها از تکنیک رگرسیون خطی چندمتغیره استفاده شده است.

AUD_it = β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it +

β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it  (1)

                                                                        

INST_it = β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it +β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it    (2)                                                                       

 

CON_it = β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it +β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it  (3)     

                                                                    

 

CSR_it = β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it +β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it       (4)                                                                     

در این مدل‌ها، AUD_it کیفیت حسـابرسی مستقل شرکت i در سال t، OC.CEO_it فرااعتمادی مدیرعامل شرکت i در سال t، OPTIMISM_IT خوش‌بینی مدیرعامل شرکت i در سال t؛ MYOPIA_IT کوته‌بینی مدیرعامل شرکت i در سال t، SIZE_it اندازة شرکت i در سال t، FA_it نسبت دارایی‌های ثابت شرکت i در سال t، MTB_it ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت i در سال t، ROA_it بازده دارایی‌های شرکت i در سال t، DIV_it نسبت تقسیم سود شرکت i در سال t، inst_it میزان مالکیت نهادی شرکت i در سال t، CON_it تمرکز مالکیت شرکت i در سال t، CSR_it مسئولیت اجتماعی شرکت i در سال t است.

 

متغیرهای پژوهش‌

متغیرهای وابسته: مکانیزم‌های نظام راهبری شرکتی و مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت

سه معیار برای سنجش نظام راهبری شرکتی انتخاب شدند که شامل موارد زیر هستند:

• کیفیت حسابرسی مستقل:

کیفیت حسابرسی که به‌صورت مستقیم با حاکمیت شرکتی و سازوکارهای نظارتی در ارتباط است، یک ساختار پنهان و چندبعدی دارد؛ بنابراین، تعریف جامعی از کیفیت حسابرسی وجود ندارد که دربرگیرندة همه انواع حسابرسی و حسابرس باشد [19]. دی‌آنجلو تعریف متداولی از کیفیت حسابرسی ارائه کرده است. او کیفیت حسابرسی را «ارزیابی (استنباط) بازار» احتمال وقوع این موضوع تعریف کرده است که حسابرس: 1- موارد تحریفات با اهمیت در صورت‌های مالی یا سیستم حسابداری صاحب‌کار را کشف کند و 2- تحریف با اهمیت کشف‌شده را گزارش کند. احتمال اینکه حسابرس موارد تحریفات با اهمیت را کشف کند، به شایستگی حسابرس و احتمال اینکه حسابرس موارد تحریفات با اهمیت کشف‌شده را گزارش کند به استقلال حسابرس بستگی دارد [27]. برای اندازه‌گیری این متغیر مطابق پژوهش مجتهدزاده و بابایی [26] از معیار تخصص حسابرس در صنعت و رویکرد سهم بازار بهره گرفته شد. ﻫﺮﭼﻪ ﺳﻬﻢ ﺑﺎزار ﺣﺴﺎﺑﺮس بیشتر ﺑﺎﺷﺪ، ﺗﺨﺼﺺ ﺻﻨﻌﺖ و ﺗﺠﺮﺑة ﺣﺴﺎﺑﺮس ﻧﺴﺒﺖ ﺑﻪ ﺳﺎﯾﺮ رﻗﯿﺒﺎن بیشتر اﺳﺖ. داﺷﺘﻦ ﺳﻬﻢ ﻏﺎﻟﺐ ﺑﺎزار ﺑﻪ اﯾﻦ ﻣﻌﻨﺎﺳﺖ که ﺣﺴﺎﺑﺮس ﺑﻪﻃﻮر ﻣﻮﻓﻘﯿﺖآﻣﯿﺰی ﺧﻮد را از ﺳﺎﯾﺮ رﻗﯿﺒﺎن از ﻟﺤﺎظ ﮐﯿﻔﯿﺖ ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﯽ ﻣﺘﻤﺎﯾﺰ ﮐﺮده اﺳﺖ. ﺳﻬﻢ ﺑﺎزار ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﺎن ازﻃﺮﯾﻖ ﻓﺮﻣﻮل زﯾﺮ اﻧﺪازهﮔﯿﺮی می‌شود:

 

ﻣﺆﺳﺴﺎﺗﯽ در اﯾﻦ ﭘﮋوﻫﺶ ﺑﻪﻋﻨﻮان ﻣﺘﺨﺼﺺ ﺻﻨﻌﺖ در ﻧﻈﺮ ﮔﺮﻓﺘﻪ می‌شوند ﮐﻪ ﺳﻬﻢ ﺑﺎزارﺷﺎن (ﯾﻌﻨﯽ ﻣﻌﺎدﻟة بالا) ﺑﯿﺶ از ﻣﻘﺪار [ )] باشد (6)

ﭘﺲ از ﻣﺤﺎﺳﺒة ﺳﻬﻢ ﺑﺎزار ﯾﮏ ﻣﺆﺳﺴة ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﯽ، اﮔﺮ ﻣﻘﺪار ﺑﻪدﺳﺖآﻣﺪه از ﻣﻘﺪار ﻣﻌﺎدﻟة بالا بیشتر ﺑﺎﺷﺪ، ﻣﺆﺳﺴة ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﯽ در آن ﺻﻨﻌﺖ ﻣﺘﺨﺼﺺ اﺳﺖ. اﮔﺮ ﺣﺴﺎﺑﺮس ﻣﺘﺨﺼﺺ ﺻﻨﻌﺖ ﺑﺎﺷﺪ، SPL ﻋﺪد ﯾﮏ و در ﻏﯿﺮ اﯾﻦ ﺻﻮرت ﺑﺮاﺑﺮ ﺻﻔﺮ ﻓﺮض می‌شود [58][26].

• میزان سهامداران نهادی:

سهامداران نهادی شامل بانک‌ها، شرکت‌های بیمه، صندوق‌های بازنشستگی، شرکت‌های سرمایه‌گذاری و سایر مؤسسه‌هایی‌اند که حجم بالایی از اوراق بهادار را خرید و فروش می‌کنند. در ادبیات نظام راهبری شرکتی، سرمایه‌گذاران نهادی یکی از سازوکارهای خارجی مؤثر در نظارت بر شرکت شناخته می‌شوند [5]. در این پژوهش برای محاسبة میزان سهامداران نهادی، مطابق پژوهش بادآور نهندی و همکاران [5] از فرمول زیر استفاده شده است::

(7) کل سهام منتشرة شرکت / مجموع سهام در مالکیت سهامداران نهادی=  میزان مالکیت نهادی

• میزان تمرکز مالکیت:

تمرکز مالکیت عبارت است از چگونگی توزیع سهام بین سهامداران یک شرکت که هرچه تعداد سهامداران کمتر باشد، مالکیت متمرکزتر خواهد بود [5]. درواقع تمرکز مالکیت به حالتی اطلاق می‌شود که میزان چشمگیری از سهام شرکت در دست سهامداران عمده باشد و نشان می‌دهد چه درصدی از سهام شرکت به عدة محدودی تعلق دارد [1]. در این پژوهش، برای اندازه‌گیری میزان تمرکز مالکیت، از شاخص هرفیندال هیرشمن، مطابق پژوهش بادآور نهندی و همکاران [5] استفاده شد:

HHI= ²    (8)                            

عددی که از محاسبة این فرمول به دست می‌آید اگر به سمت یک میل کند، تمرکز مالکیت و اگر به سمت صفر میل کند، عدم تمرکز مالکیت رخ داده است.

• مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت:

با توجه به معیارهایی اندازه‌گیری می‌شود که مؤسسة آمریکایی معروف به KLD هر ساله سازمان‌ها را براساس معیارهای اجتماعی و زیست‌محیطی رتبه‌بندی می‌کند. مسئولیت‌پذیری اجتماعی در این پژوهش چهار بعد دارد؛ هر بعد آن دارای نقاط قوت و ضعف مخصوص است که با تفاضل نقاط قوت از نقاط ضعف مربوطه نمرة آن بعد به دست می‌آید؛ درنهایت، با جمع تمام ابعاد فوق یک نمرة کلی برای مسئولیت‌پذیری اجتماعی به دست خواهد آمد. گفتنی است در صورت وجود هر نقطه ضعف یا نقطه قوت مربوطه، عدد یک و در صورت نبود آنها عدد صفر در نظر گرفته خواهد شد. همچنین امتیاز مسئولیت اجتماعی به‌صورت نسبت بیان می‌شود [11]. مطابق با پژوهش حاجیها و سرفراز [11] اطلاعات لازم برای این متغیرها در گزارش هیئت‌مدیرة شرکت‌ها افشا می‌شود. در پژوهش حاضر برای معرفی هریک از ابعاد، با توجه به ماهیت افشاگری در ایران، از شاخص‌های مسئولیت‌پذیری اجتماعی در ایران و همچنین از گواهی‌نامه‌های ISO9001 سیستم مدیریت کیفیت، ISO14001 مدیریت زیست‌محیطی و OHSAS18001 استاندارد ایمنی و بهداشت استفاده شده است؛ بنابراین، در این پژوهش صرفاً از مدل KLD استفاده نشده است؛ بلکه معیارها مطابق با استاندارد ایران‌اند؛ همان‌طور که در گزارش هیئت‌مدیره افشا می‌شود. مدل حاضر مدل عینی و کمی معروفی است که تاکنون ازطریق نهادهای رسمی در بسیاری از کشورها برای اندازه‌گیری مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکتی استفاده شده است. مطابق با پژوهش حاجیها و سرفراز [11] مدل به‌صورت زیر است:

CSR-s = CSR-COM-S + CSR-EMP-S + CSR-ENV-S + CSR-PROs (9)

CSR-s = نمرة مسئولیت‌پذیری اجتماعی، CSR-COM-S = نمرة افشای مشارکت اجتماعی که از تفاضل نقاط قوت و ضعف خاص خود به‌صورت زیر محاسبه می‌شود:

CSR-COM-S =∑ Strengths -∑ Concerns (10)             

 همین‌طور می‌توان نمره‌های ابعاد دیگر مسئولیت‌پذیری اجتماعی، همچونCSR-EMP-S  (نمرة افشای روابط کارکنان)، CSR-ENV-S (نمرة افشای محیط زیست) و CSR-PRO-S (نمرة افشای ویژگی محصولات) را با روش ذکرشده در بالا محاسبه کرد. پاره‌ای از نقاط قوت و ضعف ابعاد مسئولیت‌پذیری اجتماعی به‌طور خلاصه در نگاره 2 ارائه شده‌اند [11].

 

 

نگاره 2. ابعاد مسئولیت‌پذیری اجتماعی همراه با نقاط قوت و ضعف آنها

نقاط قوت	نمره	نقاط ضعف	نمره	ابعاد مسئولیت اجتماعی
1- کمک‌های خیریه 2- کمک‌های نوآورانه (کمک به سازمان‌های غیرانتفاعی و مشارکت در طرح‌های عمومی)		1- اثر منفی اقتصادی (تأثیر منفی بر کیفیت زندگی) تعطیلی کارخانه 2- عدم پرداخت مالیات		مشارکت اجتماعی
جمع نمرة میزان افشای مشارکت اجتماعی
1- به اشتراک گذاشتن سود نقدی 2- مزایای بازنشستگی		1- ضعف بهداشت و ایمنی 2- کاهش نیروی کار		روابط کارکنان
جمع نمرة میزان افشای روابط کارکنان
1- انرژی پاک (استفاده از سوخت با آلودگی کمتر) 2-کنترل آلودگی هوا و کاهش گاز گلخانه‌ای		1- تولید زباله‌های خطرناک 2- پرداخت جریمه به‌دلیل نقض مدیریت زباله		محیط زیست
جمع نمرة میزان افشای محیط زیست
1- کیفیت محصول 2- ایمنی محصول		1- پرداخت جریمه در مورد ایمنی محصول  2- پرداخت جریمه برای تبلیغات منفی		ویژگی محصولات
جمع نمرة میزان افشای ویژگی محصولات
جمع نمره‌ها

متغیر مستقل: اختلالات ادراکی مدیرعامل

برای سنجش متغیر مستقل از سه عامل به شرح زیر استفاده شده است:

• فرااعتمادی (CEO)

ﺑﺮای ﻣﺤﺎﺳﺒة ﻓﺮااﻋﺘﻤﺎدی ﻣﺪﯾﺮان از دو شاخص مطابق پژوهش ثریا و همکاران [9] به شرح زیر استفاده شد:

اﻟﻒ) ﻧﺴﺒﺖ ﻣﺨﺎرج سرمایه‌ای (CAPEX): ﻣﺘﻐﯿﺮ ﻣﺠﺎزی اﺳﺖ ﮐﻪ ﻃﺒﻖ ﭘﮋوﻫﺶ دﯾﻮﻟﺎﻣﺎن و ﻫﻤﮑﺎران [41] اﮔﺮ ﻧﺴﺒﺖ ﮐﻞ ﻣﺨﺎرج ﺳﺮﻣﺎﯾﻪای شرکت i در سال  tبه ﻣﯿﺎﻧﮕﯿﻦ ﮐﻞ دارایی‌ها، بزرگ‌تر از ﻧﺴﺒﺖ ﮐﻞ ﻣﺨﺎرج ﺳﺮﻣﺎﯾﻪای ﺻﻨﻌﺖ ﺑﻪ ﻣﯿﺎﻧﮕﯿﻦ ﮐﻞ دارایی‌های ﺻﻨﻌﺖ ﺑﺎﺷﺪ، ارزﺷﯽ ﺑﺮاﺑﺮ ﺑﺎ ﯾﮏ و در ﻏﯿﺮ اﯾﻦ ﺻﻮرت ارزﺷﯽ ﺑﺮاﺑﺮ ﺑﺎ ﺻﻔﺮ ﺧﻮاﻫﺪ داﺷﺖ [17].

ب) ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ‌ﮔﺬاری ﺑﯿﺶ از ﺣﺪ (Over-Invest): ﯾﮏ ﻣﺘﻐﯿﺮ ﻣﺠﺎزی اﺳﺖ ﮐﻪ مطابق ﺑﺎ ﭘﮋوﻫﺶ اﺣﻤﺪ و دوﺋﻤﻠـﻦ [31] و اﺳﺠﺮاﻧﺪ و زوزﭼﻤﻦ [60] ازﻃﺮﯾﻖ ﻣﺤﺎﺳﺒة ﺑﺎﻗﯽ‌مانده‌های مدل 11 ﺑه دﺳﺖ می‌آید. برآورد این مدل به‌صورت ترکیبی و برای شرکت i در سال t تخمین زده شده است. درواﻗﻊ اﮔﺮ ﺟﺰء ﺧﻄﺎی ﻣﺜﺒﺖ ﺑﺎﺷﺪ، ﻧﺸﺎن‌دﻫﻨﺪة ﺳﺮﻣﺎﯾﻪﮔﺬاری ﺑﯿﺶ از ﺣﺪ شرکت  iدر سال t است و ارزش ﯾﮏ می‌گیرد و در ﻏﯿﺮ اﯾﻦ ﺻﻮرت ﺻﻔﺮ ﻣﯽﮔﯿﺮد [9].

Investmentit = α + β1∆ salseit + Ԑ₀    (11) 

Investment ﻋﺒﺎرت اﺳﺖ از ﻣﺨﺎرج ﺳﺮﻣﺎﯾﻪای ﮐﻪ از ﯾﺎدداﺷﺖ داراﯾﯽ ﺛﺎﺑﺖ ﺻﻮرت ﺗﺮازﻧﺎﻣﻪ اﺳﺘﺨﺮاج می‌شود. salse ∆ ﻋﺒﺎرت اﺳﺖ از ﺗﻔﺎوت ﻓﺮوش ﺳﺎل ﺟﺎری و ﻓﺮوش ﺳﺎل ﻗﺒﻞ.

• خوش‌بینی (Optimism)

خوش‌بینی مدیریتی در شرکت i در سال t، با تعدیل شاخص‌های به کار گرفته شده در پژوهش یحیی‌زاده فر و همکاران [29] براساس تعداد روزهای افزایش قیمت سهام محاسبه می‌شود؛ به‌گونه‌ای‌که اگر در طول سال مالی، تعداد روزهای افزایش قیمت سهام بیشتر از تعداد روزهای کاهش قیمت سهام باشد، فرض خوش‌بینی مدیریت بیشتر است و به آن عدد یک تعلق می‌گیرد؛ در غیر این صورت به آن عدد صفر داده می‌شود.

• کوته‌بینی (Myopia)

زمانی که مدیریت شرکت کوته‌بین باشد، برای بهبود وضعیت کوتاه‌مدت شرکت، از آیندة بلندمدت شرکت هزینه می‌کنند و به عبارتی وضعیت کوتاه‌مدت شرکت را فدای آیندة بلندمدت آن می‌کنند. در شرکت‌های با مدیریت کوته‌بین، باوجود موفقیت‌های مالی و داشتن فرصت و منابع لازم برای سرمایه‌گذاری در دارایی‌های بلندمدت، از این کار امتناع می‌کنند؛ بنابراین، شرکت‌هایی که به‌طور همزمان بازدهی (سودآوری) بیش از حد معمول و هزینه‌های بازاریابی، تحقیق و توسعه‌ای کمتر از حد مورد انتظار را گزارش می‌کنند، به احتمال زیاد مشمول ویژگی مدیریت کوته‌بینانه خواهند بود. برای شناسایی و تعیین شرکت‌های کوته‌بین، ابتدا لازم است سطح مورد انتظار بازده دارایی و هزینة بازاریابی، تحقیق و توسعه برای شرکت i در دورة t مطابق پژوهش مردادی و باقری (1393) و نقیبی اصفهانی و عبدلی [28] با استفاده از روابط (12)، (13) و (14) برآورد شود [32]

ROAi,t= β0 + β1 ROAi,t-1 + εi,t    (12)                                          

Mktgi,t = β0 + β1Mktgi,t−1 + εi,t   (13)

R&𝐷i,t = β0 + β1R&𝐷i,t−1 + εi,t   (14)

:ROAi,t نرخ بازده دارایی‌هاست که براساس نسبت سود خالص به جمع دارایی‌ها سنجیده می‌شود. Mktgi,t: نسبت هزینه‌های بازاریابی و فروش به جمع دارایی‌ها.R & Di,t : نسبت هزینه‌های تحقیق و توسعه به جمع دارایی‌ها. با توجه به اینکه تعداد داده‌های در دسترس برای اجرای مدل هزینة تحقیق و توسعه به اندازة کافی نبود، اجرای این مدل در سطح صنعت میسر نشد؛ بنابراین، به‌منظور استخراج ضرایب مدل و برآورد باقی‌مانده‌های معادله‌های سودآوری و هزینه‌های بازاریابی در سطح صنعت و معادلة هزینه‌های تحقیق و توسعه در سطح کل شرکت‌ها اجرا شده است. پس از محاسبة مقادیر برآوردی بازده دارایی‌ها، هزینة بازاریابی و هزینة تحقیق و توسعه با استفاده از مدل‌های بالا، مقادیر پیش‌بینی‌شدة حاصل از مدل با مقادیر واقعی مقایسه شدند و با توجه به میزان تفاوت موجود (i,t)، شرکت‌های نمونه در چهار گروه اصلی به شرح نگاره 3 تقسیم‌بندی می‌شوند.

 

 

نگاره 3. دسته‌بندی شرکت‌ها از منظر بازده دارایی پیش‌بینی‌شده و واقعی

گروه 1	گروه 2	گروه 3	گروه 4
اختلاف مثبت بین بازده دارایی پیش‌بینی‌شده و واقعی	اختلاف مثبت بین بازده دارایی پیش‌بینی‌شده و واقعی	اختلاف مثبت بین بازده دارایی پیش‌بینی‌شده و واقعی	اختلاف منفی بین بازده دارایی پیش‌بینی‌شده و واقعی
اختلاف منفی هزینه‌های بازاریابی، تحقیق و توسعه پیش‌بینی‌شده و واقعی	فقط اختلاف یکی از هزینه‌های بازاریابی، تحقیق و توسعه منفی	اختلاف مثبت هزینه‌های بازاریابی، تحقیق و توسعه پیش‌بینی‌شده و واقعی

 

 

 

در این جدول، گروه 1 به‌عنوان شرکت‌های دارای مدیریت کوته‌بین در نظر گرفته می‌شوند؛ زیرا با داشتن عملکرد مثبت مالی و افزایش بازده دارایی‌ها، هزینه‌های بازاریابی، تحقیق و توسعة شرکت کاهش یافته است؛ بنابراین، به شرکت‌های گروه 1، عدد یک و به شرکت‌هایی که چنین ویژگی ندارند و در سایر گروه‌ها قرار می‌گیرند، عدد صفر تعلق می‌گیرد [28].

 

متغیرهای کنترلی

SIZE_it: معادل لگاریتم طبیعی کل دارایی‌های شرکت است. اﻧﺪازة شرکت‌ها ﻋﺎﻣﻞ ﻣﻬﻤﯽ در ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ ﺑﻪ‌دﻟﯿﻞ ﻣﻨﺎﺑﻊ ﻣﺎﻟﯽ ﯾﺎ ﻓﺸﺎرﻫﺎی ﻋﻤﻮﻣﯽ اﺳﺖ [55].FAit : از نسبت دارایی‌های ثابت به کل دارایی‌های شرکت محاسبه می‌شود. ﺑﻪ‌ﻋﻨﻮان ﻣﻌﯿﺎر ﻣﺤﯿﻄﯽ در ارﺗﺒﺎط ﺑﺎ ﺗﺄثیر ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ‌ﮔﺬاری در داراﯾﯽﻫﺎی ﺛﺎﺑﺖ اﯾﻦ اﺳﺘﺪﻻل وﺟﻮد دارد که شرکت‌های دارای ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ‌ﮔﺬاری ﺑﯿﺸﺘﺮ در اﯾﻦ ﺑﺨﺶ، از تجهیزات و اﻣﮑﺎﻧﺎت به‌روزتری اﺳﺘﻔﺎده می‌کنند و آﻻﯾﻨﺪﮔﯽ ﮐﻤﺘﺮی ﺑﺮای ﻣﺤﯿﻂ زﯾﺴﺖ دارند [10]. MTBit: از نسبت ارزش بازار سهام به ارزش دفتری سهام شرکت محاسبه می‌شود. اﺻﻮل ﻣﺤﺎﻓﻈﻪﮐﺎراﻧة ﺣﺴﺎﺑﺪاری و اﺻﻞ ﺗﺤﻘﻖ ﺑﺎﻋﺚ می‌شوند اﻧﺪازهﮔﯿﺮی داراﯾﯽ و درآﻣﺪﻫﺎ از سوی مدیریت شرکت ﮐﻤﯽ ﻏﺮض‌ورزاﻧﻪ ﺑﺎﺷﺪ. دو ﻧﻮع ﺣﺴﺎﺑﺪاری ﻣﺤﺎﻓﻈﻪ‌ﮐﺎراﻧﻪ وجود دارد؛ ﺷﺮﻃﯽ و ﻏﯿﺮﺷﺮﻃﯽ [35]. در ﺣﺎﻟﺖ ﻏﯿﺮﺷﺮﻃﯽ، دارایی‌های ﻧﺎﻣﺸﻬﻮد ﻣﺎﻧﻨﺪ ﻋﺎﻣﻞ رﺷﺪ، ﻧﺎم ﺗﺠﺎری، ﺳﻬﻤﯽ ﮐﻪ از ﺑﺎزار دارد و R&D در ﺗﺮازﻧﺎﻣﻪ توسط مدیریت شرکت ﻧﺎدﯾﺪه ﮔﺮﻓﺘﻪ می‌شود. در ﺣﺎﻟﺖ ﺷﺮﻃﯽ، ارزش ﺳﻬﺎم در ﺷﺮاﯾﻂ ﻧﺎﻣﺴﺎﻋﺪ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ می‌شود؛ اما ﺑﺮای ﺷﺮاﯾﻂ ﻣﺴﺎﻋﺪ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ نمی‌شود. ROAit: از نسبت سود بعد از مالیات شرکت به کل دارایی‌های شرکت محاسبه می‌شود. ﯾﮑﯽ از ﮐﺎرﺑﺮدﻫﺎی ﻣﻬﻢ ﻧﺮخ ﺑﺎزده دارایی‌ها اﯾﻦ اﺳﺖ ﮐﻪ ﻣﺪﯾﺮان را ﺑﻪ ﮐﻨﺘﺮل داراﯾﯽﻫﺎی ﻋﻤﻠﯿﺎﺗﯽ وادار می‌کند و ﻫﻤﻮاره ﺑﺎ ﮐﻨﺘﺮل ﻫﺰﯾﻨﻪﻫﺎ، ﻧﺮخ ﺳﻮد ﺧﺎﻟﺺ و ﺣﺠﻢ ﻓﺮوش، داراﯾﯽﻫﺎی ﻋﻤﻠﯿﺎﺗﯽ ﻧﯿﺰ ﮐﻨﺘﺮل می‌شوند. اﻣﺮوزه ﻧﺮخ ﺑـﺎزده دارایی‌ها ﯾﮑﯽ از ﻣﻬﻢﺗﺮﯾﻦ ﻣﻌﯿﺎرﻫﺎ ﺑﺮای ﺳﻨﺠﺶ ﮐـﺎراﯾﯽ ﻣـﺪﯾﺮان ﺑـﻪوﯾﮋه ﺑـﺮای ﻧﻈـﺎرت ﺑـﺮ ﻣﺮاﮐـﺰ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪﮔﺬاری اﺳﺖ. همچنین شرکت‌ها ﺑﺎ ﻋﻤﻠﮑﺮد ﻣﺎﻟﯽ ﺑﻬﺘﺮ اﺣﺘﻤﺎﻻً ﻣﻨﺎﺑﻊ ﻣﺎﻟﯽ ﺑﯿﺸﺘﺮی برای ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ دارند [8]. DIVit: از درصد سود تقسیمی شرکت محاسبه می‌شود. سرمایه‌گذاری نقدی توسط مدیران در حاکمیت شرکتی ضعیف در آینده موجب کاهش سودآوری و درصد سود تقسیمی شرکت می‌شود که مبنایی برای قیمت‌گذاری شرکت‌ها است [47]. این نتایج درست جایگزین فرضیة جریان نقد جنسن [50] و نظریة عمومی مسئله نمایندگی است. براساس فرضیات جنسن [50] و استولز [62] سهامداران تمایل دارند دسترسی مدیران به جریانات نقدی آزاد را برای جلوگیری از سوء‌استفادة مدیران از منابع شرکت محدود کنند.

 

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگاره 4 نشان داده شده است.

 

نگاره 4. شاخص‌های آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر	میانگین	میانه	حداکثر	حداقل	انحراف معیار	چولگی	کشیدگی	مشاهدات
تخصص حسابرس در صنعت	6500/0	1	1	0	4772/0	6289/0-	3956/1-	880
مسولیت‌پذیری اجتماعی	5668/0	5833/0	8333/0	250/0	1186/0	2740/0-	5516/2	880
مالکیت نهادی	518/68	170/68	930/99	410/33	136/13	0324/0-	642/2	880
تمرکز مالکیت	2812/0	2812/0	9890/0	0	2106/0	5018/0-	7339/2	880
فرااعتمادی مدیرعامل	2590/0	0	1	0	4383/0	0998/1	2093/2	880
خوش‌بینی مدیرعامل	3625/0	0	1	0	4809/0	2720/0	3130/1	880
کوته‌ببینی مدیرعامل	0582/0	0	1	0	2181/0	1294/4	0526/18	880
اندازة شرکت	596/14	436/14	77/19	67/10	541/1	6378/0	6941/3	880
نسبت دارایی‌های ثابت	2611/0	3136/0	9329/0	0005/0	1926/0	9361/0	1336/3	880
بازده دارایی‌ها	1312/0	1212/0	7494/0	5349/0-	1522/0	1891/0	5593/4	880
آرش بازار به ارزش دفتری	4928/3	0257/2	22/65	014/28-	0122/6	2099/4	1358/36	880
نسبت تقسیم سود	4419/0	4680/0	990/0	0	3445/0	0226/0	5253/1	880

 همان‌طور که در نگاره 4 مشاهده می‌شود، آماره‌های توصیفی شامل میانگین، انحراف معیار، چولگی، کشیدگی، کمینه و بیشینه است. شاخص‌ها نشان می‌دهند به‌طور متوسط 56 درصد از شرکت‌های نمونه از مسئولیت اجتماعی بالایی برخوردارند. 61 درصد مالکیت شرکت‌ها در اختیار سهامداران نهادی است. تمرکز مالکیت شرکت‌ها نسبتاً پایین است و فقط 28 درصد سهام شرکت‌ها در اختیار سهامداران عمده قرار دارد. 65 درصد از شرکت‌های نمونه جزء مؤسسات حسابرسی با کیفیت و عضو جامعة حسابداران رسمی ایران هستند. 26 درصد شرکت‌های نمونه دارای مدیرانی با فرااعتمادی بالا هستند. 36 درصد شرکت‌های نمونه دارای مدیرانی با خوش‌بینی بالا هستند. حدوداً 10 درصد شرکت‌های نمونه دارای مدیران کوته‌بین‌اند. شرکت‌های مورد مطالعه طی دورة بررسی‌شده معادل 4/3 درصد رشد داشته‌اند. به‌طور متوسط قیمت هر سهم مربوط به شرکت‌های نمونه از ارزش دفتری آن بالاتر است. میانگین نسبت تقسیم سود 44/0 است که نشان می‌دهد شرکت‌ها در دورة بررسی‌شده روند رو به رشدی داشته‌اند و بازده سرمایه‌گذاری سهامداران عادی شرکت نیز در سطح نسبتاً بالایی است. میانگین اندازة شرکت نیز تقریباً برابر 15 است که نشان می‌دهد اندازة شرکت‌های نمونه در حد متوسط است. 26 درصد از شرکت‌های نمونه، میزان دارایی‌های ثابت کمی دارند. 13 درصد شرکت‌های مورد مطالعه تقریباً طی دورة بررسی‌شده به‌ازای هر ریال سرمایه‌گذاری در دارایی‌های شرکت معادل 13 درصد بازدهی داشته‌اند.

 

نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش

فرضیة اصلی اول: اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر سازوکارهای نظام راهبری شرکتی تأثیر معناداری دارد.

فرضیة فرعی 1-1: اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.

برای آزمون فرضیة پژوهش از مدل رگرسیون زیر استفاده شده است:

AUD_it = β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it + β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it                  مدل (15)                                                                     

برای بررسی این فرضیه با توجه به دو وجهی بودن متغیر وابسته (کیفیت حسابرسی) برای تخمین مدل از رگرسیون لجستیک استفاده شده است.

 

 

 

نگاره 5. رابطة اختلالات ادراکی مدیرعامل و کیفیت حسابرسی مستقل طی سال‌های 1391 تا 1398

متغیر	ضرایب	خطای استاندارد	آماره- z	سطح معناداری
عرض از مبدأ	7662/8-	9603/0	1491/9-	000/0
فرااعتمادی	4178/0-	1828/0	2850/2-	022/0
خوش‌بینی	2068/0-	1663/0	2434/1-	213/0
کوته‌بینی	3916/0	3798/0	0311/1	303/0
اندازة شرکت	6023/0	0668/0	0139/9	000/0
نسبت دارایی‌های ثابت	1986/2	4558/0	8223/4	000/0
بازده دارایی‌های	7402/0	5625/0	3157/1	188/0
ارزش بازار به ارزش دفتری	0085/0-	0125/0	6879/0	4915/0
نسبت تقسیم سود	6921/0	2323/0	9792/2	003/0
ضریب تعیین مک فادن	148/0		LR-آماره	23/169
هاسمر لمشو	249/0		سطح معناداری (LR)	0000/0
	احتمال آزمون والد		049/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

 

نتایج نگاره 5 نشان می‌دهند:

 با توجه به سطح معناداری متغیر فرااعتمادی مدیرعامل که برابر  P-Vlue= 0/0145 < 0.05است، براساس ضریب رگرسیونی می‌توان نتیجه گرفت فرااعتمادی مدیرعامل بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیر منفی و معناداری دارد. با توجه به سطح معناداری متغیر خوش‌بینی مدیرعامل که برابر  P-Vlue= 0/180 > 0.05 است، می‌توان نتیجه گرفت خوش‌بینی مدیرعامل بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیر معناداری ندارد. با توجه به سطح معناداری متغیر کوته‌بینی مدیرعامل که برابر  P-Vlue= 0/479 > 0.05 است، می‌توان نتیجه گرفت کوته‌بینی مدیرعامل بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیر معناداری ندارد؛ زیرا سطح معناداری آزمون برای متغیرهای کنترلی اندازة شرکت، نسبت دارایی‌های ثابت و نسبت تقسیم سود کمتر از 05/0 است؛ بنابراین، این متغیرها بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارند.

ضریب تعیین مک‌فادن نشان می‌دهد حدوداً 15 درصد از تغییرات متغیر وابسته، با متغیرهای توضیحی تبیین می‌شوند. مقدار احتمال هاسمر و لمشو برابر 249/0 و بیشتر از 5 درصد است که بیان‌کنندة بالابودن قدرت نیکویی برازش مدل لجستیک حاضر است. با توجه به مقدار سطح معنی‌داری آزمون والد 049/0 که کمتر از 5 درصد است، می‌توان گفت ضریب متغیر مستقل بر میزان احتمال موفقیت متغیر وابسته تأثیرگذار است. احتمال آماره LR معناداری کل مدل را رد نمی‌کند و مقدار آماره فیشر (LR) بیان می‌کند رابطه‌‌ای قوی میان متغیرها در این الگو وجود دارد؛ بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت از عوامل اختلالات رفتاری مدیرعامل متغیر فرااعتمادی بر کیفیت حسابرسی مستقل دارای تأثیر منفی و معنادار است و متغیرهای خوش‌بینی و کوته‌بینی مدیرعامل بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیرگذار نیستند.

 

فرضیة فرعی 1-2: اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر میزان مالکیت نهادی تأثیر معناداری دارد.

در بررسی این فرضیه از مدل رگرسیون خطی چندمتغیره به شرح زیر استفاده شده است:

INST_IT= β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it + β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it                     مدل (16)

قبل از انجام آزمون رگرسیون باید فروض کلاسیک بررسی شود. مفروضات مدل کلاسیک عبارت‌اند از نرمالیتی توزیع اجزای اخلال، همسانی واریانس‌ها و فرض عدم خودهمبستگی خطاهای رگرسیونی.

1- نرمالیتی توزیع اجزای اخلال

نرمال‌بودن توزیع باقی‌مانده‌ها یا خطاها یکی از مفروضات استفاده از رگرسیون خطی است. برای آزمون نرمال‌بودن توزیع اجزای اخلال، از آزمون جارک برا استفاده شده است. در صورتی که اجزای باقی‌مانده از توزیع نرمال برخوردار باشند، می‌توان ادعا کرد جامعه نیز دارای توزیع نرمال است.

 

 

 

نگاره 6. نرمال‌بودن توزیع باقی‌مانده‌ها

نرمال‌بودن جزء خطا	مدل (16)	مدل (17)	مدل (18)
آزمون جاکو - برا	488/1	711/0	575/0
سطح معنی‌داری	475/0	700/0	388/0
مشاهدات	880	880	880

براساس نتایج آزمون جارک برا، چون سطح معناداری آزمون برای همه مدل‌ها بیشتر از 05/0 است، فرض صفر یعنی نرمال‌بودن توزیع اجزای اخلال مدل‌های رگرسیونی پژوهش تأیید می‌شود.

2- همسانی واریانس (ثابت‌بودن واریانس جمله خطا)

 یکی دیگر از فروض رگرسیون خطی این است که تمامی جملات باقی‌مانده دارای واریانس برابر باشند. در این مطالعه فرض ناهمسانی واریانس باقی‌مانده‌ها ازطریق آزمون LR بررسی شد.

 

 

نگاره 7. همسانی واریانس (آزمون LR)

ردیف	نوع آماره	مقدار آماره	احتمال
مدل 16	آماره F	390/940	000/0
مدل 17	آماره F	832/950	000/0
مدل 18	آماره F	079/4052	000/0

 

 

 نتایج نگاره 7 نشان می‌دهند چون سطح معناداری آزمون LR در مدل‌های 16، 17 و 18 از 05/0 کوچک‌تر است، وجود ناهمسانی واریانس در این سه مدل پذیرفته می‌شود. در حالت ناهمسانی واریانس از روش OLS نمی‌توان برای تخمین استفاده کرد؛ بنابراین، برای رفع مشکل ناهمسانی واریانس مدل‌های 16، 17 و 18 از روش GLS استفاده شده است.

 

3- عدم خودهمبستگی خطاها

 یکی دیگر از فروض کلاسیک، فرض عدم خودهمبستگی خطاهاست. به عبارتی جزء اخلال یک مدل رگرسیون نباید تحت‌تأثیر جزء اخلال مدل دیگر قرار گیرد. برای آزمون خودهمبستگی در داده‌های پنل با اثرات ثابت از آزمون ولدریج در نرم‌افزار STATA استفاده شده است.

 

 

نگاره 8. بررسی عدم خودهمبستگی خطاها در مدل‌های پژوهش

مدل	نوع آماره	مقدار آماره	احتمال
مدل 16	آماره F	53/144	000/0
مدل 17	آماره F	222/182	000/0
مدل 18	آماره F	887/407	000/0

نگاره 8 نشان می‌دهد سطح معناداری آزمون ولدریج از 05/0 کمتر است؛ بنابراین، فرض عدم خودهمبستگی خطاها رد می‌شود. به عبارتی بین اجزا اخلال خودهمبستگی مرتبه اول وجود دارد.

 

آزمون‌های تشخیصی در داده‌های ترکیبی

داده‌های این پژوهش از نوع ترکیبی‌اند. برای تعیین روش داده‌های تابلویی یا تلفیقی در داده‌های ترکیبی از آزمون F لیمر و برای تعیین «اثرات تصادفی» و «اثرات ثابت» از آزمون هاسمن استفاده شده است. در مشاهداتی که احتمال آزمون آنها کمتر از 5 درصد است، از مدل اثرات ثابت و در مشاهداتی که احتمال آزمون آنها بیشتر از 5 درصد است، از مدل اثرات تصادفی برای تخمین مدل استفاده می‌شود.

 

 

نگاره 9. نتایج آزمون f لیمر و هاسمن

	آزمون اف لیمر	سطح معنی‌داری	نتیجه	آزمون هاسمن	سطح معنی‌داری	نتیجه
مدل 16	14/83	0000/0	تابلویی	55/77	000/0	اثرات ثابت
مدل 17	99/84	0000/0	تابلویی	02/7	534/0	اثرات تصادفی
مدل18	80/84	0000/0	تابلویی	93/2	983/0	اثرات تصادفی

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 نتایج نگاره 9 نشان می‌دهند مقدار احتمال آزمون F لیمر برای هر سه مدل کمتر از 05/0 است؛ بنابراین، برای تخمین مدل‌ها باید از روش داده‌های تابلویی استفاده کرد. نتایج آزمون هاسمن نشان می‌دهند سطح معناداری آزمون برای مدل 2، کمتر از 05/0 و مدل با اثرات ثابت استفاده شده است و چون سطح معناداری آزمون برای مدل 3 و 4 بزرگ‌تر از 05/0 است، از اثرات تصادفی برای تخمین مدل‌های 3 و 4 استفاده شده است. پس از بررسی فرض ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی خطاها مشخص شد مدل‌های 16 و 17 و 18 دارای ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی‌اند. بعد از مشخص‌شدن نوع روش برآورد (آزمون F لیمر و آزمون هاسمن)، برای رفع مشکل ناهمسانی واریانس و همچنین عدم خودهمبستگی مرتبه اول خطاها، تخمین مدل با استفاده از رگرسیون GLS و تکنیک تکراری کوکران اورکات انجام شده است.

 

 

نگاره 10. رابطة اختلالات اداراکی مدیرعامل و مالکیت نهادی طی سال‌های 1391 تا 1398

متغیر		ضرایب	خطای استاندارد	آماره- t	سطح معناداری	نتیجه
عرض از مبدأ		7155/2	3343/0	1223/0	000/0	مثبت
فرااعتمادی	OC.CEO	0462/0-	1216/0	3798/0	704/0	بی‌معنی
خوش‌بینی	OPTIMISM	4377/0-	0940/0	6528/0-	000/0	منفی
کوته‌بینی	MYOPIA	0813/0-	2203/0	3691/0-	712/0	بی‌معنی
اندازة شرکت	SIZE	4428/0-	3208/0	3802/1-	168/0	بی‌معنی
نسبت دارایی‌های ثابت	FA	8547/3-	7573/0	0900/5-	000/0	منفی
ارزش بازار به ارزش دفتری	MTB	0177/0-	0120/0	4682/1-	142/0	بی‌معنی
بازده دارایی‌های	ROA	9518/0-	5915/0	6091/1-	108/0	بی‌معنی
نسبت تقسیم سود	DIV	3422/0	1632/0	0974/2	036/0	مثبت
ضریب تعیین		748/0
ضریب تعیین تعدیل‌شده		703/0
F-آماره		59/16
سطح معناداری		000/0
دوربین واتسون		141/2

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

نتایج نگاره 10 نشان می‌دهند:

 با توجه به سطح معناداری متغیر فرااعتمادی مدیرعامل که برابر P-Vlue= 0/704 > 0.05 است، می‌توان نتیجه گرفت فرااعتمادی مدیرعامل بر میزان مالکیت نهادی تأثیر معناداری ندارد. با توجه به سطح معناداری متغیر خوش‌بینی مدیرعامل که برابر P-Vlue= 0/000 < 0.05 است و ضریب رگرسیونی متغیر، می‌توان نتیجه گرفت خوش‌بینی مدیرعامل بر میزان مالکیت نهادی تأثیر منفی و معناداری دارد. سطح معناداری متغیر کوته‌بینی مدیرعامل که برابر P-Vlue= 0/712 > 0.05 است، نشان می‌دهد کوته‌بینی مدیرعامل بر میزان مالکیت نهادی تأثیر معناداری ندارد. چون سطح معناداری آزمون برای متغیرهای کنترلی نسبت دارایی‌های ثابت و نسبت تقسیم سود کمتر از 05/0 است، این متغیرها بر مالکیت نهادی تأثیر معناداری دارند. ضریب تعیین نشان می‌دهد در این مدل حدوداً 75 درصد تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای توضیحی تبیین می‌شوند. احتمال آماره F بیان می‌کند کل مدل از لحاظ آماری معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 141/2 تأیید می‌کند مشکل خودهمبستگی در مدل رفع شده است؛ بنابراین، استقلال پسماندهای مدل تأیید می‌شود. با توجه به معناداری یکی از مؤلفه‌های اختلالات ادراکی مدیرعامل (خوش‌بینی) بر مالیکت نهادی می‌توان گفت با افزایش یک واحد در میزان خوش‌بینی مدیرعامل احتمال کاهش مالکیت نهادی در شرکت وجود دارد.

فرضیة فرعی 1-3: اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر تمرکز مالکیت تأثیر معناداری دارد.

در بررسی این فرضیه از مدل رگرسیون خطی چندمتغیره به شرح زیر استفاده شده است:

CON_IT= β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it + β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it                   مدل (17)

 

 

نگاره 11.رابطة اختلالات ادراکی مدیرعامل و تمرکز مالکیت طی سال‌های 1391 تا 1398

متغیر		ضرایب	خطای استاندارد	آماره- t	سطح معناداری	نتیجه
عرض از مبدأ		3821/0	06157/0	2071/6	000/0	مثبت
فرااعتمادی	OC.CEO	0443/0	0222/0	9842/1	007/0	مثبت
خوش‌بینی	OPTIMISM	0103/0-	003/0	3060/3-	001/0	منفی
کوته‌بینی	MYOPIA	0026/0	0068/0	3953/0	692/0	بی‌معنی
اندازة شرکت	SIZE	0133/0-	0044/0	9741/2-	003/0	منفی
نسبت دارایی‌های ثابت	FA	0725/-	0247/0	9318/2-	004/0	منفی
ارزش بازار به ارزش دفتری	MTB	05E-25/7-	0003/0	2546/0-	745/0	بی‌معنی
بازده دارایی‌های	ROA	0088/0	0228/0	3901/0	696/0	بی‌معنی
نسبت تقسیم سود	DIV	0063/0	0072/0	8829/0	377/0	بی‌معنی
ضریب تعیین		630/0
ضریب تعیین تعدیل‌شده		591/0
F-آماره		59/14
سطح معناداری		000/0
دوربین واتسون		86/1

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

نتایج نگاره 11 نشان می‌دهند:

 سطح معناداری متغیر فرااعتمادی مدیرعامل که برابر با P-Vlue= 0/007 < 0.05 است و ضریب رگرسیونی این متغیر نشان می‌دهند فرااعتمادی مدیرعامل بر تمرکز مالکیت تأثیر مثبت و معناداری دارد. سطح معناداری متغیر خوش‌بینی که برابر با P-Vlue= 0/001 < 0.05 است و ضریب رگرسیونی این متغیر نشان می‌دهند خوش‌بینی مدیرعامل بر تمرکز مالکیت تأثیر منفی و معناداری دارد. سطح معناداری متغیر کوته‌بینی مدیرعامل که برابر با P-Vlue= 0/692 > 0.05 است، نشان می‌دهد کوته‌بینی مدیرعامل بر تمرکز مالکیت تأثیر معناداری ندارد و فرضیة فرعی سوم پژوهش تأیید می‌شود. چون سطح معناداری آزمون برای متغیرهای کنترلی نسبت دارایی‌های ثابت و اندازة شرکت کمتر از 05/0 است، این متغیرها بر تمرکز مالکیت تأثیر معناداری دارند.

ضریب تعیین قدرت توضیح‌دهندگی متغیرهای مستقل را نشان می‌دهد که قادر است در این مدل حدوداً 63 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهد. احتمال آماره F بیان می‌کند کل مدل از لحاظ آماری معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 86/1 تأیید می‌کند مشکل خودهمبستگی در مدل رفع شده است؛ بنابراین، استقلال پسماندهای مدل تأیید می‌شود. با توجه به تأثیر معنادار مؤلفه‌های فرااعتمادی و خوش‌بینی مدیرعامل بر تمرکز مالکیت می‌توان گفت با یک واحد در افزایش میزان فرااعتمادی و خوش‌بینی مدیرعامل، به‌ترتیب میزان تمرکز مالکیت با احتمال 95 درصد افزایش یا کاهش می‌یابد. کوته‌بینی مدیران نیز تأثیری در افزایش یا کاهش تمرکز مالکیت ندارد.

فرضیة اصلی 2: اختلالات رفتاری مدیرعامل (فرااعتمادی، خوش‌بینی و کوته‌بینی) بر مسئولیت اجتماعی شرکت تأثیر معناداری دارد.

در بررسی این فرضیه از مدل رگرسیون خطی چندمتغیره به شرح زیر استفاده شده است:

CSR_it = β₀ + β₁ OC.CEO _it + β₂ OPTIMISM_IT + β₃ MYOPIA_IT + β₄ SIZE_it + β₅ FA_it + β₆MTB_it + β₇ ROA_it + β₈DIV_it+Ɛ_it        مدل (18)

 

 

نگاره 12. رابطة اختلالات ادراکی مدیرعامل و مسئولیت اجتماعی طی سال‌های 1391 تا 1398

متغیر		ضرایب	خطای استاندارد	آماره- t	سطح معناداری	نتیجه
عرض از مبدأ		0869/0	0014/0	8011/62	000/0	مثبت
فرااعتمادی	OC.CEO	0312/0-	0088/0	5109/3-	012/0	منفی
خوش‌بینی	OPTIMISM	0012/0-	001/0	2185/1-	223/0	بی‌معنی
کوته‌بینی	MYOPIA	0013/0-	005/0	9817/1-	047/0	منفی
اندازة شرکت	SIZE	0018/0-	005/0	9239/2-	0036/0	منفی
نسبت دارایی‌های ثابت	FA	0004/	0017/0	2439/0	807/0	بی‌معنی
ارزش بازار به ارزش دفتری	MTB	05E-97/1	05E-60/1	2323/1	218/0	منفی
بازده دارایی‌های	ROA	0048/0	0018/0	6569/2	008/0	بی‌معنی
نسبت تقسیم سود	DIV	05E-86/1	0005/0	0345/0	972/0	مثبت
ضریب تعیین		72/0
ضریب تعیین تعدیل‌شده		68/0
F-آماره		68/14
سطح معناداری		000/0
دوربین واتسون		69/1

منبع: یافته‌های پژوهش

 

نگاره 12 نشان می‌دهد:

 سطح معناداری متغیر فرااعتمادی مدیرعامل که برابر با P-Vlue= 0/012 < 0.05 است و ضریب رگرسیونی این متغیر نشان می‌دهند فرااعتمادی مدیرعامل بر مسئولیت اجتماعی تأثیر منفی و معناداری دارد. سطح معناداری متغیر خوش‌بینی که برابر P-Vlue= 0/223 > 0.05 است، نشان می‌دهد خوش‌بینی مدیرعامل بر مسئولیت اجتماعی تأثیر معناداری ندارد. سطح معناداری متغیر کوته‌بینی مدیرعامل که برابر P-Vlue= 0/047 <0.05 است و ضریب رگرسیونی این متغیر نشان می‌دهند کوته‌بینی مدیرعامل بر مسئولیت اجتماعی تأثیر منفی و معناداری دارد. چون سطح معناداری آزمون برای متغیرهای کنترلی اندازة شرکت و بازده دارایی‌ها کمتر از 05/0 است، این متغیرها بر مسئولیت اجتماعی تأثیر معناداری دارند.

ضریب تعیین نشان می‌دهد در این مدل حدوداً 72 درصد تغییرات متغیر وابسته را متغیرهای توضیحی تبیین می‌کنند. احتمال آماره F بیان می‌کند کل مدل از لحاظ آماری معنی‌دار است. مقدار آماره دوربین واتسون 69/1 تأیید می‌کند مشکل خودهمبستگی در مدل رفع شده است؛ بنابراین، استقلال پسماندهای مدل تأیید می‌شود. با توجه به معناداری دو مؤلفه از اختلالات ادراکی مدیرعامل (فرااعتمادی و کوته‌بینی) بر مسئولیت اجتماعی می‌توان نتیجه گرفت با یک واحد افزایش در میزان فرااعتمادی و کوته‌بینی مدیران، احتمال کاهش 95 درصد میزان مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت وجود دارد.

 

نتیجه‌گیری

اختلالات و سوگیری‌های رفتاری مدیریت یکی از مشکلات تصمیم‌گیری شرکت‌ها محسوب می‌شوند که شکاف عمیق‌تری از تضاد منافع بین سهامداران و مدیران را به وجود می‌آورند و باعث می‌شوند حیطه‌های عملکردی شرکت‌ها در بازار سرمایه با مشکلات فراوانی بین سهامداران و ذینفعان مواجه شود. در بسیاری مواقع این اختلالات بر ابعاد محتوایی، استراتژی و نظارتی شرکت‌ها تأثیرگذارند؛ ازجمله این ابعاد میزان مالکیت نهادی، تمرکز مالکیت، کیفیت حسابرسی مستقل و مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت است. هدف این پژوهش، تبیین رابطة تأثیرپذیری مکانیزم‌های نظام راهبری شرکتی و مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت از اختلالات ادراکی، رفتاری و اخلاقی مدیرعامل است. این پژوهش در بازة زمانی 1391 تا 1398 و تعداد 110 شرکت بررسی شدند.

نتایج پژوهش در فرضیة فرعی اول نشان می‌دهند فرااعتمادی به‌عنوان یکی از عوامل اختلالات رفتاری مدیرعامل بر کیفیت حسابرسی مستقل تأثیر منفی و معناداری دارد. گفتنی است با توجه به اینکه ﻣﺪﯾﺮان با فرااعتمادی بالا دورة ﻣﻮرد اﻧﺘﻈﺎر پروژه‌های ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ‌ﮔﺬاری ﺷﺮﮐﺖ را بیش از واﻗﻌﯿﺖ ﺗﺨﻤﯿﻦ می‌زنند و اﺣﺘﻤﺎل و ﺗﺄﺛﯿﺮ روﯾﺪادﻫﺎی ﻣﻨﻔﯽ را ﮐﻤﺘﺮ از واﻗﻌﯿﺖ ارزﯾﺎﺑﯽ می‌کنند، ﻣﻤﮑﻦ اﺳﺖ ﺳﺒﺐ اﻓﺰاﯾﺶ رﯾﺴﮏ ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺎﻟﯽ ﺑﺮای ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﺎن ﺷﻮﻧﺪ. اسچراند و زچمن [60] در پژوهش خود مطرح کردند یک تعصب دارای فرااعتمادی اولیه در سود، هرچند عمدی نباشد، به ارائه نادرست سود دورة آتی توسط مدیران فرااعتماد می‌تواند منجر شود که این امر موجب ایجاد تأثیر در صورت‌های مالی و گزارشگری غیرواقعی و به دنبال آن تأثیر در کیفیت حسابرسی می‌شود. همچنین طبق تحقیق اسچراند و زچمن [60] ﺑﻪ‌دﻟﯿﻞ ﭼﺸﻢ‌اﻧﺪاز ﺧﻮش‌ﺑﯿﻨﺎﻧﮥ ﻣﺪﯾﺮان ﺑﯿﺶ‌اعتماد ﻧﺴﺒﺖ ﺑﻪ ﺳﻮد دوره‌های آﺗﯽ، اﺣﺘﻤﺎل ﭘﯿﺶ‌ﺑﯿﻨﯽ اﺷﺘﺒﺎه آﻧﻬﺎ ﺑﯿﺸﺘﺮ خواهد بود. در زﻣﯿﻨﮥ ﺷﻨﺎﺧﺖ و ارزﯾﺎﺑﯽ ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﺎن از ویژگی‌های ﺷﺨﺼﯿﺘﯽ ﻣﺪﯾﺮان ﻧﯿﺰ ﺟﺎﻧﺴﻮن و ﻫﻤﮑﺎراﻧﺶ [49] درﯾﺎﻓﺘﻨﺪ ﺑﯿﻦ فرااعتمادی مدیرعامل و افزایش رﯾﺴﮏ ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﯽ، ارﺗﺒﺎط ﻣﺜﺒﺘﯽ ﺑﺮﻗﺮار اﺳﺖ که به کاهش کیفیت حسابرسی مستقل منجر می‌شود که با نتایج این فرضیه سازگار است.

  دﺷﻤاﺦ و ﻫﻤﮑـﺎران [42] اﺳﺘﺪﻻل ﮐﺮدﻧﺪ ﻣﺪﯾﺮان ﺧﻮشﺑﯿﻦ ﺑﻪ‌دﻟﯿـﻞ ﺣـﺲ ﺧﻮشﺑﯿﻨﯽ ﻧﺴـﺒﺖ ﺑـﻪ ﺗﺤﻘـﻖ روﯾـﺪادﻫﺎی آﺗـﯽ ﺑـﺮ ﺳﯿﺎﺳـﺖ‌ها و ﺗﺼـﻤﯿﻤﺎت ﺷـﺮﮐﺖ تأثیر می‌گذارند. همچنین براساس پژوهش لهمن [54] که مطرح کرد افزایش کوته‌بینی مدیریت (براساس تئوری نمایندگی) باعث ایجاد تأثیر در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری مدیران و درنهایت به کاهش ارزش شرکت منجر خواهد شد، می‌توان استدلال کرد استانداردهای ﺑﯿﻦاﻟﻤﻠﻠﯽ ﮔﺰارﺷــﮕﺮی ﻣﺎﻟﯽ ﺑﻪ‌ﻋﻨﻮان ﺳــﺎزوﮐﺎری از نظام راهبری شرکتی و همچنین ﻣﺮاﺟﻊ ﻗﺎﻧﻮﻧﯽ ذﯾﺼﻼح که ﻫﻤﻮاره ﺑﺎ وﺿﻊ ﻗﻮاﻧﯿﻦ و ﻣﻘﺮرات، ﺑﻪ‌دﻧﺒﺎل اﻓﺰاﯾﺶ ﮐﯿﻔﯿﺖ ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺎﻟﯽ ﺑﺎ اﺳﺘﻔﺎده از ﺷﯿﻮهﻫﺎﯾﯽ ﻫﻤﭽﻮن، اﻟﺰام ﻣﺪﯾﺮان ﺷﺮﮐﺖﻫﺎ ﺑﻪ ﺗﺄﯾﯿﺪ آﻧﭽﻪ ﮔﺰارش ﻣﯽﮐﻨﻨﺪ، ﻣﻮﺟﺐ کنترل و خنثی‌کردن اثرات خوش‌بینی و کوته‌بینی مدیریتی بر عملکرد شرکت و به‌دنبال آن افزایش کیفیت ﮔﺰارﺷﮕﺮی ﻣﺎﻟﯽ از ﺳﻮی ﻣﺪﯾﺮان می‌شوند؛ بنابراین، اثرات سوء خوش‌بینی و کوته‌بینی مدیریتی در گزارشگری مالی توسط این فرایندها خنثی شده است و تأثیری بر کیفیت حسابرسی - مرحلـة اطمینان‌بخشـی در فرایند گزارشـگری مالـی - نخواهد داشت. مدیران بر اثر تعصبات، بیش ازحد خوش‌بین هستند و به‌دلیل مغرضانه‌بودن، اطلاعات مالی را شفاف‌سازی نمی‌کنند که ممکن است نتایج معکوسی بر کیفیت گزارشگری مالی و به‌دنبال آن کیفیت حسابرسی مستقل داشته باشد. هدایتی و حاجیها (1396) و بذرافشان و همکاران (1397) نیز ارتباط معناداری بین خوش‌بینی مدیران بر ریسک گزارشگری مالی به دست آورده‌اند. نتایج به‌دست‌آمده با تحقیقات لین و همکاران (2005)، هیتون (2009)، جی و همکاران (2011)، بذرافشان و همکاران (1397)، دیویدسون و همکاران (2013) و جـود، اولسـن و استکلبرگ (2015) در یک راستا هستند.

نتایج پژوهش در فرضیة فرعی دوم نشان می‌دهند یکی از مؤلفه‌های اختلالات رفتاری مدیرعامل (خوش‌بینی) بر مالکیت نهادی تأثیر منفی و معناداری دارد؛ بنابراین می‌توان گفت با افزایش یک واحد در میزان خوش‌بینی مدیرعامل احتمال کاهش مالکیت نهادی در شرکت وجود دارد. براساس پژوهش هیربار و یانگ [46] مدیران خوش‌بین، احتمالاً سود بسیار خوش‌بینانه‌ای پیش‌بینی می‌کنند و سودهایی دارند که بدون پیش‌بینی آینده است. مدیران خوش‌بین، بیش از مدیران منطقی، به هموارسازی سود توجه می‌کنند. به عبارت دیگر، صورت‌های مالی شرکت‌هایی که مدیران خوش‌بین اداره می‌کنند، سودهای هموار بیشتری را نشان می‌دهد؛ درنتیجه، سرمایه‌گذاران نهادی تمایلی به سرمایه‌گذاری در این شرکت‌ها نخواهند داشت. بزرگ اصل و همکاران [6] بیان کردند با افزایش مالکیت نهادی، به‌دلیل نظارت فعال آنها، مدیر شرکت برای بهبود عملکرد شرکت تصمیم می‌گیرد و از تصمیم‌هایی اجتناب می‌کند که عملکرد شرکت را به خطر می‌اندازند. این فرضیات با نتایج پژوهش تینگ و همکاران [63] ناهمسو است.

همچنین نتایج پژوهش در این فرضیه بیان می‌کنند بین شرکت‌هایی با مدیران دارای فرااعتمادی و کوته‌بینی بالا و میزان مالکیت نهادی رابطة معناداری وجود ندارد. گفتنی است ﻣﺪﯾﺮان دارای فرااعتمادی بالا دورة ﻣﻮرد اﻧﺘﻈﺎر پروژه‌های ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ‌ﮔﺬاری ﺷﺮﮐﺖ را بیش از واﻗﻌﯿﺖ و اﺣﺘﻤﺎل و ﺗﺄﺛﯿﺮ روﯾﺪادﻫﺎی ﻣﻨﻔﯽ را ﮐﻤﺘﺮ از واﻗﻌﯿﺖ ارزﯾﺎﺑﯽ می‌کنند که موجب افزایش واهی سود شرکت می‌شود؛ بنابراین، می‌توان انتظار داشت مالکیت نهادی به‌عنوان یکی از سازوکارهای حاکمیت شرکتی، فرصت‌های دستکاری سود را کاهش و درنتیجه، کیفیت سود و اطلاعات ارائه‌شده را افزایش دهد. همچنین می‌توان نتیجه گرفت شاید تصمیمات کوته‌بینانة مدیریت در کوتاه‌مدت تأثیر مثبتی بر عملکرد شرکت داشته باشد؛ اما در بلندمدت تأثیرات منفی بر ساختار مالی و عملکرد شرکت خواهد داشت. نمونه این امر را می‌توان در صرفه‌جویی مدیران در هزینه‌های تحقیق و توسعه جستجو کرد. این صرفه‌جویی در هزینه‌ها اگرچه در کوتاه‌مدت بر عملکرد شرکت تأثیر مثبتی خواهد داشت، در بلندمدت به‌علت از دست رفتن فرصت‌های سودآور شرکت باعث کاهش چشمگیر عملکرد شرکت خواهد شد. نتایج این فرضیه با یافته‌های پژوهش چن، لین و یانگ [39] و چن و یانگ (2014) سازگار نیست که نشان دادند مدیران هزینه‌های بازاریابی و توزیع و فروش را برای رسیدن به اهداف کوتاه‌مدت سودآوری کم می‌کنند و ســهامداران نهادی کوتاه‌مدت نزدیک‌بینی مدیریتی را تشدید خواهند کرد.

نتایج پژوهش در فرضیة فرعی سوم نشان دادند فرااعتمادی مدیرعامل بر تمرکز مالکیت، تأثیر مثبت و معنادار و خوش‌بینی مدیرعامل بر تمرکز مالکیت تأثیر منفی و معناداری دارد و کوته‌بینی مدیرعامل بر تمرکز مالکیت تأثیر معناداری ندارد. مدیران فرااعتماد بازده سرمایه‌گذاری‌ها را بیش از اندازه و احتمال و دامنة تغییرات شوک‌های منفی را کمتر از اندازه برآورد می‌کنند. همچنین آنها به اجتناب از حذف هزینه‌های اضافی توزیع و فروش تمایل دارند. برخلاف مسائل نمایندگی که هزینه‌های اضافی به‌دلایل فرصت‌طلبانه نگه داشته می‌شوند، مدیران بیش‌اعتماد اعتقاد دارند به بهترین شکل در راستای منافع سهامداران عمل می‌کنند که این امر موجب جذابیت سهام شرکت و جلب نظر سهامداران برای خرید عمدة سهام شرکت و افزایش تمرکز مالکیت می‌شود. نتایج این فرضیه با یافته‌های پژوهش رضایی و مرادی (1398) مطابقت ندارد. آنها بیان کردند در کشور ما منابع تأمین مالی بیشتر شرکت‌ها ازطریق شرکت‌های دولتی صورت می‌گیرد و تحت سیاست‌های دولتی عمل می‌کنند؛ به همین دلیل، اعمال حاکمیت شرکتی و تمرکز مالکیت نتوانسته است آنچنان بر وضعیت تصمیم‌گیری مدیران فرااطمینان تأثیرگذار باشد.

همچنین در خصوص رابطة خوش‌بینی مدیریت و تمرکز مالکیت می‌توان تصور کرد تمرکز مالکیت به کنترلی قوی در برابر تصمیم مدیران خوش‌بین منجر شود. تمرکز مالکیت می‌تواند خوش‌بینی بالای مدیریت را با توجه به کمک به استقرار سیستم‌های کنترلی قدرتمند کاهش دهد. این فرضیه‌ها با یافته‌های پژوهش خرمی و جمکرانی [14] و امیری و همکاران [2] سازگار است که در آن، سازوکارهای نظام راهبری شرکتی و خوش‌بینی مدیریت بررسی شده‌اند و نشان دادند میان سازوکارهای انتخاب‌شده از نظام راهبری شرکتی تمرکز مالکیت توانسته است میزان خوش‌بینی مدیران را کاهش دهد.

نتایج پژوهش در این فرضیه بیان می‌کنند بین شرکت‌هایی با مدیران دارای کوته‌بینی بالا و تمرکز مالکیت رابطة معناداری وجود ندارد. براساس این، می‌توان تصور کرد فعالیت‌های ﮐﻮﺗﺎه‌ﺑﯿﻨﺎﻧﻪ دارای پیامدهای ﻣﻮﻗﺖ و ﻣﻄﻠﻮﺑﯽ است و نتایج ﻣﻨﻔﯽ آن در ﺑﻠﻨﺪﻣﺪت ﻧﻤﺎﯾﺎن می‌شود؛ زﯾـﺮا ﺑﺎزارﻫـﺎی ﺳﺮﻣﺎﯾﻪ توان درک ﺻﺤﯿﺢ ﭘﯿﺎﻣﺪﻫﺎی ﮐﻮﺗﺎه‌ﺑﯿﻨﯽ در زﻣﺎن وﻗﻮع را ندارند. بنابراین، سهامداران عکس‌العملی برای خرید یا فروش سهام شرکت و افزایش یا کاهش تمرکز مالکیت شرکت نشان نمی‌دهند. نتیجة این فرضیه با پژوهش عبدالهی و مشایخ [21] ناهمسو است. آنها مطرح کردند هرچه تمرکز مالکیت بیشتر باشد، کنترل بیشتری بر مدیران اعمال می‌شود و عملکرد شرکت بهبود می‌یابد.

نتایج پژوهش در فرضیة اصلی دوم بیان می‌کنند بین شرکت‌هایی با مدیران دارای فرااعتمادی و بهبود مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت رابطة منفی معناداری وجود دارد. درواقع ﻣﺪﯾﺮان فرااعتماد، آﯾﻨﺪه و ﺧﻄﺮات احتمالی و پیش روی ﺷﺮﮐﺖ را ﮐﻤﺘﺮ از واﻗﻊ ارزﯾﺎﺑﯽ می‌کنند؛ بنابراین، اﯾﻦ دﺳﺘﻪ از ﻣﺪﯾﺮان در ﻣﻘﺎﯾﺴﻪ ﺑﺎ ﻣﺪﯾﺮان ﻣﺤﺎﻓﻈﻪﮐﺎر اﻗﺪاﻣﺎت ﻣﺼﻮنﺳﺎزی و ﭘﻮﺷﺶ رﯾﺴﮏ ﮐﻤﺘﺮی را قبول می‌کنند. با توجه به اینکه فرااعتمادی ﺑالا می‌تواند موجب اﻓﺰاﯾﺶ رﯾﺴﮏﭘﺬﯾﺮی ﺷﻮد، ﻣﺪﯾﺮان ﻣﺤﺎﻓﻈﻪﮐﺎر ﻧﺴﺒﺖ ﺑﻪ ﻣﺪﯾﺮان دارای فرااعتمادی بالا، ﭼﻮن رﯾﺴﮏﭘﺬﯾﺮی ﮐﻤﺘﺮی دارﻧﺪ، ﺑﯿﺸﺘﺮ در ﻓﻌﺎﻟﯿﺖﻫﺎی ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ درﮔﯿﺮ ﺧﻮاﻫﻨﺪ ﺷﺪ ﮐﻪ منجر به ﮐﺎﻫﺶ ﻣﺨﺎﻃﺮات ﺑﺎﻟﻘﻮه و ﭘﻮﺷﺶ رﯾﺴﮏ می‌شود. ﺑﻪ ﻋﺒﺎرت دﯾﮕﺮ، ﻣﺪﯾﺮان دارای فرااعتمادی بالا اﺛﺮات ﻣﺼﻮنﺳﺎزی به‌وجودآمده از ﻓﻌﺎﻟﯿﺖﻫﺎی ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ را ﻧﺎدﯾﺪه می‌گیرند و ﺗﻮﺟﻪ کمی ﺑﻪ ارتقا و ﺑﻬﺒﻮد اﯾﻔﺎی ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ ﺷﺮﮐﺖ می‌کنند ﮐﻪ درواﻗﻊ ﺳﭙﺮی در ﻣﻘﺎﺑﻞ رﯾﺴﮏﻫﺎی معین است.  نتیجۀ این فرضیه با پژوهش ﻣﮏﮐﺎرﺗﯽ و ﻫﻤﮑﺎران [57] مطابقت دارد. نتایج این فرضیه با پژوهش حاجی هاشمی ورنوسفادرانی و عبدلی [13] در تضاد است. آنها بیان می‌کنند بین بیش‌اطمینانی مدیران و میزان افشای اطلاعات به‌صورت داوطلبانه و مسئولیت‌پذیری اجتماعی رابطة مثبت و معناداری وجود دارد. همچنین نتایج این فرضیه با پژوهش صلحی [61] ناهمسو است.

 باتوجه به نبود رابطة معنادار بین خوش‌بینی مدیریت و مسئولیت اجتماعی شرکت می‌توان استدلال کرد مدیران خوش‌بین، احتمالاً سود بسیار خوش‌بینانه‌ای پیش‌بینی می‌کنند و سودهایی دارند که بدون پیش‌بینی آینده است. مدیران خوش‌بین، بیش از مدیران منطقی، به هموارسازی سود توجه می‌کنند. به عبارت دیگر، صورت‌های مالی شرکت‌هایی که مدیران خوش‌بین اداره می‌کنند، سودهای هموار بیشتری را نشان می‌دهد؛ بنابراین، مدیران این شرکت‌ها تمایلی ﺑﻪ ﺳﻤﺖ ﺳﺮﻣﺎﯾﻪﮔﺬاری در ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ به‌عنوان ﺗﻌﻬﺪ ﺳﺎزﻣﺎن ﻧﺴﺒﺖ ﺑﻪ ﻗﺎﻟﺐ ﺟﺎﻣﻌﻪ ندارﻧﺪ. نتایج این فرضیه با یافته‌های پژوهش دلیری و همکاران (1399) ناهمسو است. آنها مطرح کردند رابطة بین خوش‌بینی مدیریت با پایداری، تأثیر، تعهد و منافع اجتماعی منفی و معنادار است؛ همچنین با نتایج جابری و حیدری (1396) ناهمسو است که دریافتند خوش‌بینی مدیران در افشای بعد اقتصادی، اجتماعی و محیطی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران مثبت و معنادار است.

نتایج پژوهش در این فرضیه نشان می‌دهند بین شرکت‌هایی با مدیران دارای کوته‌بینی بالا و مسئولیت‌پذیری اجتماعی شرکت رابطة منفی و معناداری وجود دارد. کوته‌ﺑﯿﻨـﯽ ﻣﺪﯾﺮﯾﺖ از ﺗﻤﺮﮐﺰ ﺑﯿﺶ از اﻧﺪازه روی ﻧﺘﺎﯾﺞ ﮐﻮﺗﺎه‌ﻣﺪت ﻧﺎﺷﯽ می‌شود و ﻣﺪﯾﺮان ﺳﻌﯽ می‌کنند ﺑـﺎ اﺳـﺘﻔﺎده از اﻗـﻼم ﺗﻌﻬـﺪی، ﺳﻮد ﮔﺰارش‌ﺷﺪه را ﮐﻤﺘﺮ از واﻗﻊ ﻧﺸﺎن دﻫﻨﺪ و با توجه به اینکه مدیران ﻫﻨﮕﺎم ﺗﺼـﻤﯿﻢ‌گیری، ﺗﻮﺟﻬﯽ ﺑﻪ فعالیت‌های اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ ﺷﺮﮐﺖ ﻧﺪارﻧﺪ و تصمیم‌هایشان را ﺑﺮ ﻣﺒﻨﺎی اﻓﺸﺎی اﻃﻼﻋﺎت شرکت‌ها درﺑـﺎرة فعالیت‌های زﯾﺴـﺖ‌ﻣﺤﯿﻄـﯽ و اﺟﺘﻤـﺎﻋﯽ، در اﻃﻼﻋـﺎت ﻣـﺎﻟﯽ ﻣﺮﺳﻮم (گزارش‌های ﺳﺎﻻﻧﻪ) ﺗﻐﯿﯿﺮ نمی‌دهند، مستقیماً ﻧﺴﺒﺖ ﺑﻪ هدف‌ها و ﻣﺴﺎﺋﻞ اﺟﺘﻤـﺎﻋﯽ شرکت ﻓﻌﺎﻟﯿﺘﯽ ﻧﺪارﻧﺪ. نتایج این بخش با یافته‌های پژوهش لین، لئو و چنگ (2017)، مک کارتی و همکاران [57]، تانگ و ژانگ (2015)، هسو و همکاران (2017)، لیمبچ و همکاران (2017) و لطفی و قادرزاده (1399) همسو و با نتایج گراویس و همکارانش (2011) ناهمسو است.

براساس یافته‌های پژوهش، پیشنهادهایی به شرح زیر ارائه می‌شوند:

الف) براساس یافته‌های پژوهش بین مدیران دارای فرااعتمادی بالا در شرکت‌ها و کیفیت حسابرسی مستقل رابطة منفی و معناداری وجود دارد؛ یعنی ﺑﯿﻦ فرااعتمادی مدیریت و افزایش رﯾﺴﮏ ﺣﺴﺎﺑﺮﺳﯽ، ارﺗﺒﺎط ﻣﺜﺒﺘﯽ ﺑﺮﻗﺮار اﺳﺖ که به کاهش کیفیت حسابرسی مستقل منجر می‌شود. این نکته باید ازطریق تدوین آیین‌نامه‌ها و دستورالعمل‌های کنترل‌کنندة سوء رفتار مدیران شرکت‌ها مدنظر مسئولان سازمان حسابرسی و بورس اوراق بهادار قرار گیرد.

ب) به سازمان بورس اوراق بهادار پیشنهاد می‌شود راهکاری برای رصد سوء رفتار مدیران شرکت‌ها برای رسیدن به توان پاسخگویی اجتماعی در مقابل ذینفعان و سایر افراد جامعه بیابد که به دغدغه‌های جامعه در خصوص محیط زیست و امور اجتماعی و بشردوستانه اهمیت دهد، متناسب با فرهنگ سازمانی خود، به تدوین سیاست‌های مسئولیت‌پذیری اجتماعی مبادرت ورزد، بالابردن کیفیت زندگی مردم و دخالت و سهیم‌بودن در رفاه عمومی را در اولویت قرار دهد؛ این امر موجب ارتقا و ﺑﻬﺒﻮد سطح اﯾﻔﺎی ﻣﺴﺌﻮﻟﯿﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﯽ ﺷﺮﮐﺖ می‌شود ﮐﻪ درواﻗﻊ ﺳﭙﺮی در ﻣﻘﺎﺑﻞ رﯾﺴﮏﻫﺎی خاص است. همچنین ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻣﺴــﺌﻮﻟﻴﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﻲ شرکت‌ها و اﻧﺠﺎم ﻓﻌﺎﻟﻴﺖ‌ﻫﺎی ﺟــﺎری ﺑــﺎ ﻧﮕــﺮش ﻣﺴــﺌﻮﻟﻴﺖ‌ﭘﺬﻳﺮی اﺟﺘﻤﺎﻋــﻲ ﻣﻲ‌ﺗﻮاﻧﺪ ﺑﻪ ﺑﺎﻻﺑﺮدن ﺳــﻄﺢ کیفیت اﺳــﺘﺎﻧﺪاردﻫﺎی ﺗﺠﺎری و به دنبال آن کیفیت اطلاعات و گزارشگری صورت‌های مالی ﺑﺎ ﻧﮕﺮش ذینفعان ﻛﻤﻚ کند که ﺿــﺮورت دارد به‌طور جدی ﺣﻤﺎﻳﺖ شود.

ج) با توجه به تحولات اخیر در حرفة حسابرسی در ایران، تشکیل مؤسسات حسابرسی عضو جامعة حسابداران رسمی ایران، گسترش بازارهای مالی و نیز افزایش نیاز روزافزون به اطلاعات مالی معتبر برای رونق بازار سرمایه‌گذاری در بورس اوراق بهادار پیشنهاد می‌شود با استفاده از تحقیقات انجام‌شده در کشورهای دیگر و انجام تحقیقات بنیادی، عناصر مؤثر بر کیفیت حسابرسی، چه ازنظر کیفیت واقعی حسابرسی (کشف و گزارش تحریفات گزارش‌های مالی) و چه ازنظر نگرش نسبت به کیفیت حسابرسی (اعتماد استفاده‌کنندگان از گزارش‌های مالی) شناسایی شوند.

د) در اﻳﺮان ﻣﺪﻳﺮان شرکت‌های ﺑﺰرگ کشور، ﺑﺮ ﻟﺰوم بهبود و پذیرش مسئولیت اﺟﺘﻤﺎﻋﻲ ﺷﺮکت‌ﻫﺎ ﺑﻪ‌ﺧﺼﻮص ﺷــﺮکت‌ﻫﺎی ﺳــﻬﺎﻣﻲ ﻋﺎم ﺗأکید دارﻧــﺪ و اﻗﺪاﻣﺎﺗﻲ از ﺳــﻮی دوﻟﺖ و ﺑﺨﺶ ﺧﺼﻮﺻﻲ آﻏﺎز ﺷﺪه‌اند؛ اﻣﺎ ﻣﺘﺄﺳﻔﺎﻧﻪ ﺗﺎﻛﻨﻮن ﻫﻴﭻ ﻣﺪل و اﺳــﺘﺎﻧﺪاردی ﺑﺮای اﻳﻦ ﻣﻘﻮﻟﻪ در اﻳﺮان وﺟﻮد ﻧﺪارد؛ ازاﻳﻦ‌رو، ﺿﺮوری اﺳﺖ ﻧﻬﺎدﻫﺎی ﺣﺮﻓﻪ‌ای و داﻧﺸﮕﺎﻫﻲ ﺣﻮزه‌ﻫــﺎی ﻣﺎﻟﻲ ﻣﻄﺎﻟﻌــﺎت و ﺗﺤﻘﻴﻘﺎت ﻻزم را ﺑﺮای ﺗﺒﻴﻴﻦ ﻣﻮﺿﻮع و ﺑﺴﺘﺮﺳﺎزی ﻻزم برای ﻧﻬﺎدﻫﺎی ﻗﺎﻧﻮن‌ﮔﺬار ﺑﻪ‌ﻣﻨﻈﻮر ﺗﺪوﻳﻦ اﺳــﺘﺎﻧﺪاردﻫﺎﻳﻲ در راﺳﺘﺎی اﻓﺸﺎ، ﮔﺰارﺷــﮕﺮی و ﺣﺴﺎﺑﺮﺳــﻲ ﻣﺴــﺌﻮﻟﻴﺖ‌پذیری اﺟﺘﻤﺎﻋﻲ ﺷﺮﻛﺖ‌ﻫﺎ ﻓﺮاﻫﻢ کنند.

تعداد مشاهده مقاله: 1,665

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 664