تأثیر قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بر عملکرد مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

ISSN: 2476-5066 www.uctjournals.com فصلنامه مطالعات مدیریت و حسابداری دوره 2 شماره 3 پاییز 5331 صفحات -281 333 تأثیر قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بر عملکرد مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران 2 5 فرانک یاری و کیوان فتحی ارطه 1 كارشناسيارشد حسابداری دانشگاه یزد یزد ایران 5 كارشناسيارشد حسابداری دانشگاه یزد یزد ایران )نویسنده مسئول( چکیده پژوهش حاضر به دنبال بررسي تأثیر قدرت تصمیمگیری مدیر عامل بر عملکرد مالي شركتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ميباشد. برای اندازهگیری قدرت تصمیمگیری مدیرعامل از سه شاخص درصد تملک سهام مدیر عامل تنها عضو موظف بودن مدیرعامل و دوگانگي وظیفه مدیرعامل استفاده شده است. برای این منظور از میان جامعه آماری بورس اوراق بهادار تهران به روش حذف سیستماتیک تعداد 11 شركت در طي دوره زماني 1881 تا 1818) تراز سال-شركت( به عنوان نمونه آماری انتخاب گردید و دادههای آنها مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. برای دستیابي به هدف پژوهش تعداد 8 فرضیه تدوین و مورد آزمون قرار گرفت. تکنیک آماری مورد استفاده جهت آزمون فرضیه ها رگرسیون چند متغیره است كه با استفاده از نرمافزارEviews7 انجام شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیهها نشان داد كه بین درصد تملک سهام مدیر عامل تنها عضو موظف بودن مدیر عامل و دوگانگي وظیفه مدیر عامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. واژههای کلیدی: قدرت تصمیمگیری مدیر عامل عملکرد مالي درصد تملک سهام تنها عضوموظف بودن دوگانگي وظیفه. 582

5. مقدمه با پیدایش انقالب صنعتي مکانیزه شدن عملیات تولیدی شركتها بهعنوان امری ضروری تلقي گردید. با توسعه شركتها نیاز به سرمایه بیشتر احساس شد و همین امر موجب پیدایش شركتهای سهامي گردید بهگونهای كه در عمل مدیریت از مالکیت جدا و منابع عظیم شركتها در اختیار كساني غیر از مالکان آنها قرار گرفت )انصاری و كریمي 1887(. در واقع جدایي مالکیت از مدیریت باعث ایجاد تضاد منافع ميشود و هزینههای نمایندگي ناشي از این تضاد منافع بین سهامداران و مدیران به وجود ميآید و بهطور بالقوه این امکان به وجود ميآید كه مدیران اقداماتي انجام دهند كه در جهت منافع خودشان بوده و ضرورتا در جهت منافع سهامداران و ذینفعان دیگر نباشد. اعمال نظارت و مراقبت در این زمینه مستلزم وجود سازوكارهای مناسبي است. ازجمله این سازوكارها طراحي و اجرای راهبری شركتي مناسب در شركتها و بنگاههای اقتصادی است. حاكمیت شركتي سیستمي است كه مشکالت نمایندگي بین مدیران و سهامداران را بهبود ميبخشد )نیکبخت و همکاران 1881(. سازوكارهای حاكمیت شركتي درصورتيكه بهدرستي اجرایي شوند ميتوانند موجب ارتقای اتخاذ تصمیمات بهینه در 1 شركت شوند. چنین تصمیمگیری شرایطي را فراهم ميسازد كه ارزش شركت را در بلندمدت ارتقا بخشد )كاشفي پور 5112(. بهطوركلي نظام راهبری شركتي مجموعه روابط میان مدیریت اجرایي هیات مدیره سهامداران و سایر طرفهای مربوط در یک شركت است كه باهدف ایجاد ساختاری مناسب موجب تنظیم اهداف شركت شده و راههای دستیابي به آن اهداف و نظارت بر عملکرد را نیز تعیین ميكند )كریمي و اشرفي 1811(. ازجمله مهمترین اهداف شركتها ایجاد ارزش و افزایش ثروت سهامداران در بلندمدت ميباشد و افزایش ثروت تنها درنتیجه عملکرد مطلوب شركت حاصل خواهد شد و عملکرد مطلوب با اداره مناسب امور شركت حاصل خواهد شد. در این راستا مدیران شركت و به ویژه مدیرعامل نقش مهمي را در اداره شركت ایفا ميكند زیرا موفقیت و شکست بسیاری از سازمانها درگرو تصمیمگیری مدیران است )فیضي و مقدسي 1885(. مدیر عامل شركت در نقش رهبر اصلي بر عملکرد گروهي تأثیر بسزایي دارد و به عنوان یک ركن اساسي در پیشبرد اهداف سازمان مطرح است. بدون شک قدرت یکي از راههایي است كه با آن رهبر و مدیر ميتوانند در رفتار پیروان خود نفوذ كنند. در واقع قدرت ویژگي اساسي نقش یک مدیر بوده و زمینه اثربخشي او را در سازمان فراهم ميسازد. مدیران در سازمانها وضع كننده خطمشي بوده و صاحبان قدرت هستند و عملکرد سازمانها با قدرت آنان در ارتباط است. مدیران با بهكارگیری منابع قدرت ميتوانند زمینه رشد و تعالي یا زمینه انحراف و فساد سازمان را فراهم آورند و این امر به ماهیت وجودی و چگونگي استفاده از قدرت و منابع آن بستگي دارد )پورقاز 5 و محمدی 1811(. دیلي و جانسون )1117( چهار منبع قدرت شامل قدرت ساختاری قدرت مالکیت قدرت خبرگي و قدرت وضعیت را به شرح زیر تعریف كرده اند: الف( قدرت ساختاری: توانایي بالقوه شركت برای متعادل كردن رابطه بین مدیریت مؤسس و نتایج اقتصادی در بازار برای كنترل شركت تعریف ميكند. ساختار قدرت شركت تا حد زیادی توسط ابزار قدرت مدیرعامل شركت نسبت به هیات مدیره مانند تركیب هیات مدیره دوگانگي مدیرعامل و تصدی سازماني تعیین ميشود. ب( قدرت مالکیت: این قدرت به دو صورت امکانپذیر است. 1( قدرت مالکیت متعلق به مدیرعاملي است كه جهت حفظ موقعیت خود در شركت هم مدیر و هم سهامدار ميباشد. مدیرعاملي كه سهامدار اصلي شركت است بهعنوان تابعي از توانایي در ظرفیت مالکیت خود بر تصمیمات مهم شركت قویتر از مدیرعاملي كه عالقهای به مالکیت ندارد اثر ميگذارد. 5( قدرت مالکیت ناشي از موقعیت مدیرعامل بهعنوان مؤسس یا بهعنوان موسسان وابسته كه نفوذ سازماني قوی دارند. مدیرعاملي كه یا مؤسس شركت هستند یا با مؤسس مرتبط ميباشد ممکن است از طریق افزایش تعامالت و یک رابطه بلندمدت با اعضای هیات مدیره و دیگر تركیبات مهم شركت قدرت زیادی را كسب كند. 1 Kashefi pour 2 Daily& Johnson 582

ج( قدرت خبرگي: مدیرعاملي كه در معرض انواع زمینههای كاربردی قرار ميگیرد برای توسعه اطالعات بهصورت گسترده در داخل و خارج شركت نسبت به مدیری كه در زمینه عملکرد محدودشده است فرصت بیشتری دارد. وسعت نظر در وظایف مدیریتي در طول دوره مقام مدیرعاملي ممکن است شواهدی از قدرت خبرگي بهعنوان خدمات مهم مدیرعامل شركت ارائه كند. منطقي كه یک مدیر برای انجام خدمات هیات مدیره كاندید ميشود این است كه به منابع مهم و یا اطالعاتي كه افراد دیگر ممکن است به شركت ارائه كنند دسترسي پیدا ميكند. قدرت خبرگي راهي را برای اعمال كنترل بر روی سایر مدیران فراهم ميكند. د( قدرت وضعیت: سطح اجرایي ميباشد كه از سطح فردی یا اعتبار و یا وضعیت فردی ناشي شده است. منظور مدیرعاملهایي هستند كه اعضای آن از مدیران خبرهای هستند كه نسبت به دیگران مهمتر هستند كه ميتوانند از داخل یا بیرون از شركت انتخاب شوند. مدیرعامل معتبر در سازماندهي مشروعیت شركت و وجود افراد معتبر در شركت كمک ميكند. عالوه بر خدماتي كه مدیرعامل انجام ميدهد فعالیتهایي مانند خدمات در هیات مدیره سازمانهای دیگر فارغالتحصیل شدن از یک موسسه آموزشي معتبر شواهدی از سطح اعتبار مدیرعامل ارائه ميكنند. از سوی دیگر امروزه توجه به عملکرد شركتها بیش از پیش مورد توجه ميباشد و بحث شکست بنگاهها و تعطیلي واحدها از موضوعاتي است كه ذهن مسئولین را به خود مشغول داشته است و بر اساس تئوریهای مطرح شده قدرت تصمیمگیری مدیرعامل و هیات مدیره ميتواند یکي از عوامل مؤثر بر عملکرد شركت باشد كه این تحقیق ميكوشد تا با بررسي این موضوع و عوامل آن گامي در راستای كمک به بهبود عملکرد شركتها با پیشنهادهایي در این زمینه بردارد. با توجه به موارد مطرحشده هدف این پژوهش پاسخ به این سؤال است كه آیا قدرت تصمیمگیری مدیرعامل باعث بهبود عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران خواهد شد یا خیر 2- ادبیات تحقیق پور زماني و همکاران )1818( به بررسي تأثیر اجرای آئیننامه نظام راهبری شركتي سازمان بورس اوراق بهادار تهران بر مدیریت سود پرداختند. نتایج تحقیق نشان ميدهد كه به دنبال تصویب آئیننامه نظام راهبری شركتي استقالل هیات مدیره بهبودیافته بهطوریكه بهبود سطح استقالل هیات مدیره با سطوح پائین تر مدیریت سود مرتبط ميباشد. همچنین بین جدایي مدیرعامل شركت از رئیس هیات مدیره و میزان مالکیت سهام مدیران موظف در سال 1888 نسبت به سال 1882 با مدیریت سود رابطه معنيداری وجود ندارد. سعیدی و شیری قهي )1811( در پژوهشي با عنوان ساختار مالکیت و عملکرد شركتها )شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران( بر اساس یافتههای حاصل از آزمون فرضیهها مشخص شد روش OLS هیچگونه رابطه معناداری بین ساختار مالکیت و عملکرد شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران را نشان نميدهد. پس از بهكارگیری روش GLS رابطه معنادار و معکوس بین میزان مالکیت دارندگان بیش از 2 درصد سهام شركت بهعنوان یکي از شاخصهای تمركز مالکیت و عملکرد شركت تأیید گردید. مرادی و رستمي )1811( ارتباط بین سازوكارهای حاكمیت شركتي و عملکرد شركت پس از عرضه اولیه: شواهدی از شركت- های پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران را موردبررسي قراردادند. نتایج پژوهش نشان ميدهد كه مالکیت نهادی رابطه مثبتي با عملکرد شركت پس از انتشار اولیه دارد. بهعبارتدیگر با ورود سرمایهگذاران نهادی و تمركز مالکیت عملکرد شركت بهبود ميیابد. این پژوهش همچنین رابطه مثبتي بین مالکیت هیات مدیره و عملکرد شركت یافت كه با توجه به همبستگي باالی مالکیت نهادی و مالکیت مدیریتي )به دلیل اینکه عمدتا مالکان نهادی نمایندهای در هیات مدیره دارند( نتیجه حاصله قابلانتظار بود. از نتایج دیگر این پژوهش وجود رابطه مثبت و معنادار بین عملکرد شركت و نسبت مدیران غیر اجرایي )غیرموظف( در هیات مدیره است. درنهایت یافتهها نشان ميدهد كه رابطه معناداری بین نقش دوگانه مدیرعامل و عملکرد شركت وجود ندارد. 587

عباسي و احمدی فصلنامه مطالعات مدیریت و حسابداری )1811( در پژوهشي تحت عنوان بررسي تأثیر دوگانگي وظیفه مدیرعامل بر ارزشهای شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بیان ميكنند كه رابطه معناداری بین تفکیک نقش مدیرعامل و رئیس هیات مدیره و ارزش شركت وجود ندارد. نیکبخت و همکاران )1881( با بررسي تأثیر ویژگيهای هیات مدیره بر عملکرد شركت به این نتیجه دست یافتند كه هیات مدیره در ایران در یک جایگاه سمبولیک قرار دارد و بهصورت كارا به وظایف خود برای كاهش مشکالت نمایندگي و بهبود عملکرد شركت عمل نمينماید. ازاینرو با توجه به فرایند خصوصيسازی و كوچکسازی دولت كه از مهمترین مباحث اقتصادی روز است تصویب و اجرای هرچه سریعتر آییننامه حاكمیت شركتي كه توجه ویژهای بهنظام حاكمیت شركتي و بهخصوص هیاتمدیره داشته است ضروری به نظر ميرسد. 8 یانگ و ژائو )5115( در پژوهشي با عنوان دوگانگي و عملکرد شركت: شواهدی از شوک خارجي محیط رقابتي به بررسي رابطه بین دوگانگي مدیرعامل و عملکرد شركت با استفاده از شوک خارجي در سال 1181 موافقتنامه تجارت آزاد امریکا و كانادا پرداختند. نتایج نشان داد كه نتایج عملکرد شركتهای با مدیرعامل دوگانه زماني كه محیط رقابتي بین 8 الي 5 درصد تغییر ميكند نسبت به شركتهای غیر دوگانه بهتر است. بهطوركلي اثر مثبت رهبری دوگانه وقتي بیشتر است كه شركت دارای سطوح باالیي از هزینه اطالعات و اداره بهتر شركت باشد. 5 میونیسي و همکاران )5115( به بررسي رابطه بین هیات مدیره شركتها و ساختار مالکیت پرداختند. شركتهای نمونه از دوازده كشور جنوب صحرای بزرگ افریقا برای سالهای 5112 تا 5111 انتخابشدهاند. نتایج نشان ميدهد كه تمركز مالکیت مالکیت خارجي و مالکیت مدیریتي با اندازه هیات مدیره رابطه منفي دارد. همچنین نتایج نشان ميدهد كه مالکیت دولت با نسبت مدیران غیرموظف رابطه مثبتي دارد درحاليكه تمركز مالکیت با نسبت مدیران غیرموظف رابطه منفي دارد. این نتایج تأكید دارد بر اینکه هیات مدیره و ساختار مالکیت بهعنوان مکانیسمهای حاكمیت شركتي ميتواند بهعنوان جایگزیني برای كاهش مشکالت نمایندگي استفاده شود. 2 فرایل و فرادجاس )5115( به بررسي ساختار مالکیت و تركیب هیات مدیره در مالکیت باال درزمینه تمركز پرداختند. نتایج حاصل از تجزیهوتحلیل در یک نمونه از شركتهای اسپانیایي برای سالهای بین 5115 تا 5111 نشان ميدهد كه در بازاری كه مالکیت شركت غیرموظف گرا بهشدت متمركز است الزم است توجه ویژهای به سهامداران و تمایز مدیران مستقل از گروه مدیران اختصاص داده شود. نتایج مزبور یک ارتباط منفي و كاهنده بین سهامداران و درصد استقالل مالکیت مدیریتي درحاليكه خود تنها عضو موظف ميباشد را نشان ميدهد. 2 فایور دلیسي و ریچي )5115( در پژوهشي با عنوان ساختار شركت و عملکرد مدیرعامل اثر فرهنگ سازماني را بر رابطه بین عملکرد شركت و عملکرد مدیرعامل مورد بررسي قرار دادند. نتایج نشان ميدهد كه رابطه منفي بین عملکرد خاص شركت و عملکرد مدیرعامل وجود دارد. همچنین احتمال تغییر مدیرعامل شركت تحت تأثیر رقابت و فرهنگ ایجاد گرا قرار دارد. رابطه منفي بین عملکرد خاص شركت و عملکرد مدیرعامل از طریق فرهنگ كنترل گرا تقویت ميشود و از طریق كاهش فرهنگ ایجاد گرا تقویت ميشود. درنهایت با بررسي مدیرعامل موظف و یا جانشیني مدیرعامل غیرموظف دریافتند كه فرهنگ ایجاد دارای یک رابطه منفي با احتمال استخدام مدیرعامل غیرموظف ميباشد. عالوه بر این فرهنگ ایجاد گرا رابطه منفي موجود بین عملکرد خاص شركت و عملکرد مدیرعامل فعلي شركت و احتمال استخدام مدیرعامل غیرموظف را تضعیف ميكند. 7 سریواستاوا )5111( در پژوهشي با عنوان ساختار مالکیت و عملکرد شركت: شواهدی از هند به بررسي اینكه آیا نوع مالکیت برخي از عوامل كلیدی حسابداری و شاخص عملکرد بازار از شركتهای موردبررسي را تحت تأثیر قرار ميدهد. نتایج 3 Yang & Zhao 4 Munisi et al 5 Fraile & Fradejas 6 Fiordelisi & Ricci 7 Srivastava 588

نشان ميدهد وجود ساختار مالکیت در بازار هند بسیار متمركز است. نتایج تجزیهوتحلیل رگرسیون نشان ميدهد كه درصد مالکیت پراكنده تحت تأثیر ابعاد خاصي از شاخصهای عملکرد حسابداری مانند ROA و ROE و نه شاخص عملکرد بازار سهام مانندP/E قرار ميگیرد كه ممکن است عوامل دیگری )اقتصادی سیاسي و غیره( بر ساختار مالکیت تأثیر بگذارد. 8 لیو و جیراپورن )5111( در پژوهشي به بررسي ارتباط بین قدرت مدیرعامل یا تسلط مدیرعامل بر رتبه و بازده اوراق قرضه پرداختند. نتایج نشان داد كه در شركتهایي كه مدیرعامل قدرت تصمیمگیری باالیي دارد رتبه اعتباری پایین و بازده باال مي- باشد. با بررسي بیشتر اینكه چرا دارندگان اوراق قرضه به قدرت مدیرعامل عالقهمند هستند نتایج نشان داد كه مدیرعامل به حفظ اطالعات محیطي بهصورت مبهم و غیر شفاف تمایل دارد. دارندگان اوراق قرضه خواستار بازده باالتری هستند زیرا برای آنها نظارت بر شركتهای كه دارای مدیرعامل قدرتمند هستند دشوار است. بهطوركلي نتایج نشان داد كه دارندگان اوراق قرضه قدرت مدیرعامل را بهعنوان یک عامل تعی نی كیم و همکاران 1 كننده مهم از هزینههای تأمین مالي اوراق قرضه در نظر ميگیرند. )5111( بر اساس دادههای جمعآوریشده از 1111 شركت فورچون ایاالت متحده به بررسي رابطه دوگانگي مدیرعامل شركت و رفتار شركتهای متنوع پرداختند. یافتهها حاكي از آن است كه بین دوگانگي مدیرعامل با شركتهای متنوع غیر مرتبط ارتباط مثبتي وجود دارد و این رابطه بهوسیله تعدادی از مکانیسمهای حاكمیت شركتي تعدیل ميشود. 11 باخ و اسمیت )5117( به بررسي قدرت مدیرعامل بر بقای IPO در صنایع با تکنولوژی باال پرداختند. نتایج نشان ميدهد كه قدرت مدیرعامل تصدی صنعت و مالکیت سهام در بقای پس از IPO رابطه مثبت و معناداری وجود دارد درحاليكه قدرت ساختاری )دوگانگي نقش مدیر( بقای پس از IPO را كاهش ميدهد. 11 مولر و اسپیتز )5112( در پژوهشي با عنوان مالکیت مدیریتي و عملکرد شركت در شركتهای كوچک و متوسط آلماني با استفاده از 822 شركت بخش خدمات كه با تجارت ارتباط دارند آلماني برای سالهای 1117 تا 5111 به تجزیهوتحلیل رابطه مالکیت مدیریتي و عملکرد شركت پرداختند. نتایج نشان ميدهد كه عملکرد اندازهگیری شده بر اساس اطالعات مبتني بر سود بر مبنای نظرسنجي حدود 51 درصد در حال افزایش است. اختالف نتایج ميتواند ازنظر ساختاری به تفاوت بین شركتهای خصوصي و دولتي مرتبط باشد. بهطوركلي سهم مالکیت مدیران در شركتهای خصوصي بسیار باالست. 15 بوث و همکاران )5115( در پژوهشي با عنوان هیات مدیره مالکیت و قوانین به بررسي اینکه چه قوانیني ميتواند بهعنوان جایگزین برای مکانیسم نظارت داخلي بهمنظور كنترل تضاد منافع زماني كه تصمیمگیری و كنترل تصمیم از هم جدا هستند پرداختند. با توجه به اینكه بهطور خاص در استفاده از سازوكارهای نظارتي تعادل وجود دارد نتایج نشان داد كه نظارت توسط مدیران مستقل غیرموظف ميتواند بهعنوان یک جایگزین برای مالکیت مدیریتي عمل كند. عالوه بر این در شركت- هایي كه مدیرعامل دارنده باالی مالکیت سهام است درصد مدیران مستقل غیرموظف هیاتمدیره كوچکتر است بنابراین به حدی كه مقررات تأثیر تصمیمات مدیریتي را بر ارزش سهامداران كاهش ميدهد نظارت مؤثر بهوسیله اعضای هیاتمدیره غیرموظف بر مدیرعامل مالک سهام و مدیرعامل دوگانه برای كنترل تضاد منافع اهمیت كمتری دارد. 3- فرضیه ها و مدل پژوهش با توجه به مباني نظری و پیشینه پژوهش فرضیه های زیر ارائه شده است: فرضیه اول: بین درصد تملک سهام مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. فرضیه دوم: بین مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف شركت با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. 8 Liu & Jiraporn 9 Kim et al 10 Bach & Smith 11 Mueller & Spitz 12 Booth et al 581

فرضیه سوم: بین دوگانگي مسئولیت مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. مدل اصلی تحقیق: مدل كلي پژوهش حاضر بر اساس مدل كاشفي پور )5112( مي باشد كه برای آزمون فرضیههای تحقیق از مدل رگرسیوني زیر استفاده شده است: Per it = β 0 + β 1 OP it + β 2 OI it + β 3 T it + β 4 EP it +β 5 E it + β 6 L it + β 7 D it + β 8 I it + β 9 CE it + β 10 P it 5-3- متغیر وابسته 18 متغیر وابسته عملکرد شركت ميباشد كه با شاخص ROA سنجیده ميشود. شاخص ROA برابر با سود بعد از بهره و مالیات تقسیم بر كل دارایيها است. 2-3- متغیر مستقل قدرت مدیرعامل: منظور از قدرت مدیرعامل كساني هستند كه ميتوانند بر تصمیمگیریهای مهم شركت تأثیر داشته باشند. سه متغیر برای اندازهگیری قدرت تصمیمگیری مدیرعامل در نظر گرفتهشده است: الف( میزان تملک سهام توسط مدیرعامل ب( مدیرعامل شركت تنها عضو موظف شركت باشد ج( دوگانگي مسئولیت مدیرعامل. جدول 1: متغیرهای پژوهش و نحوه اندازهگیری هركدام از آنها نحوه اندازهگیری نماد نام التین متغیرها نرخ بازده دارایيها )برابر است با سود بعد از بهره و مالیات تقسیم بر Per Performance كل دارایيها( )كه با شاخص ROA سنجیده ميشود(. متغیر مستقل است نشان ميدهدكه آیا مدیرعامل تنها عضو موظف OI Only- insider شركت است. متغیر مستقل است در صورتيكه مدیرعامل هر دو سمت را دارا باشد. T Title متغیر مستقل است كه درصد تملک سهام مدیرعامل را نشان ميدهد. OP Ownership power متغیركمکي است در صورتي كه مدیرعامل در صنعت مشابه كاركرده EP Expert power باشد برابر یک در غیر این صورت صفر ميباشد. متغیركمکي است درصورتي كه مدیرعامل شركت دارای مدرک E Education كارشناسي ارشد یا باالتر باشد برابر یک در غیر این صورت صفر مي- باشد. بدهي بلندمدت/ كل بدهي D Debt naturity كل بدهي/ كل دارایي L Leverge مخارج سرمایهای/ فروش كل CE Capital expenditure سود عملیاتي/ كل دارایيها P Profitability دارایي نامشهود/ كل دارایيها I Intangibility نام متغیرها عملکرد شركت تنها عضو موظف دوگانگي مسئولیت مدیرعامل قدرت مالکیت قدرت خبرگي تحصیالت نسبت بدهي اهرم مخارج سرمایهای سود آوری نامشهود 13 Performance 511

3-3- متغیرهای کنترلی یا کمکی =EP قدرت خبرگي یعني مدیر عامل قبال در صنعت مشابه كار كرده باشد. E= تحصیالت بدین منظور كه مدیر عامل شركت دارای مدرک كارشناسي ارشد یا باالتر باشد D= نسبت بدهي كه بصورت بدهي بلندمدت تقسیم بر كل بدهي اندازهگیری ميشود. L= اهرم مالي منظور كل بدهيهای شركت تقسیم بر كل دارایيهای شركت است. =CE مخارج سرمایهای شامل هزینههای كه دارای منافع آتي بیشتر از یکسال هستند. P= سود آوری میزان سود دهي سهام شركت در پایان دوره. I= دارایيهای نامشهود شامل دارایيهای همانند سرمایهفکری حق اختراع و حق چاپ و غیره هستند. 4- روش تحقیق 5-4- جامعه آماری و روش نمونهگیری این تحقیق از نوع شبه تجربي در حوزه تحقیقات اثباتي حسابداری و مبتني بر اطالعات واقعي در صورتهای مالي شركتها ميباشد. روششناسي تحقیق پس رویدادی است و چون ميتواند در فرایند استفاده از اطالعات كاربرد داشته باشد لذا از لحاظ طبقهبندی تحقیق بر مبنای هدف از نوع تحقیقهای كاربردی است. از آنجا كه در تحقیق حاضر هدف بررسي روابط بین متغیرها ميباشد لذا روش تحقیق به كار رفته در این تحقیق روش توصیفي از شاخه همبستگي است. بهمنظور آزمون فرضیه- ها از مدل رگرسیون چند متغیره استفاده شده است. پس از اینكه دادههای آماری توسط نرمافزار طبقهبندی گردید مورد تجزیهوتحلیل آماری قرار گرفت. در این تحقیق شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بهعنوان جامعه آماری انتخابشده است. به منظور تعیین رابطه عوامل مورد بررسي تعداد 11 شركت از بین جامعه آماری در یک دوره زماني 2 ساله طي سالهای 1881 تا 1818 به روش حذف سیستماتیک انتخاب شده است. بدین ترتیب كه از میان تمامي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران شركتهایي كه واجد شرایط زیر باشند انتخاب شدهاند: 1- به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه سال مالي شركتهای مورد بررسي منتهي به پایان اسفند ماه باشد. 5- شركت مورد نظر طي دوره پژوهش فعالیت مستمر داشته باشد و سهام آنها مورد معامله قرارگرفته باشد. 8 -شركت طي سالهای 1881 تا 1818 تغییر سال مالي نداده باشد. 5 -اطالعات مالي الزم به منظور استخراج دادههای مورد نیاز در دسترس باشد. 2 -تا قبل از پایان سال 1888 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد. 2- جزء بانکها و مؤسسات مالي )شركتهای سرمایهگذاری واسطهگری مالي شركتهای هلدینگ و لیزینگها( نباشد زیرا افشای اطالعات مالي و ساختارهای راهبری شركتي در آنها متفاوت است. 2-4- ابزار گردآوری داده ها و اطالعات در این پژوهش گردآوری دادهها میداني بوده و در بخش مباني نظری و پیشینه پژوهش از روش كتابخانهای استفاده و از طریق مطالعه كتب نشریات و مراجعه به سایت های تخصصي اطالعات الزم جمعآوری شده است. در بخش آزمون فرضیهها دادههای مورد نیاز از صورتهای مالي حسابرسي شده شركتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نرم افزار»رهآورد 15 نوین«و سایت های اینترنتي»سیستم جامع اطالع رساني ناشران» و همچنین»مدیریت پژوهش توسعه و مطالعات اسالمي سازمان بورس اوراق بهادار«جمع آوری شده است. 1- یافتههای تحقیق 14 www.codal.ir 511

5-1- آمارتوصیفی در تحقیق حاضر ابتدا آمارهای توصیفي برای متغیرهای مدل رگرسیون ارائه ميشود. شاخصهای توصیف دادهها شامل شاخصهای مركزی )مانند میانگین و میانه( شاخصهای پراكندگي )مانند واریانس و انحراف معیار( و شاخصهای شکل توزیع )مانند شاخص چولگي و كشیدگي( برای تکتک متغیرهای تحقیق محاسبه خواهد شد. این آمارهها شمای كلي از تکتک متغیرهای مدل به دست ميدهد. آمار توصیفي متغیرهای تحقیق كه با استفاده از دادههای 11 شركت فعال در بورس اوراق بهادار تهران طي دورههای زماني بین ساله یا 1881 تا 1818 اندازهگیری شدهاند شامل تعداد مشاهدات میانگین انحراف معیار حداقل حداكثر ضریب چولگي و ضریب كشیدگي است كه در جدول 5 ارائهشده است. در این قسمت با استفاده از آمارههای توصیفي شاخصهای مختلف پراكندگي و مركزی هر متغیر در هرسال و میانگین آنها برای تمامي سالها بیانشده است. میانگین و انحراف معیار هر متغیر ابتدا در هر یک از سالهای موردنظر آمده است. این جداول صرفا محدوده متغیرهای مورداستفاده در تحقیق را به ما نشان ميدهد. جدول 5 : آمار توصیفي متغیرهای تحقیق نماد متغیر تعداد میانگین میانه انحراف معیار چولگي كشیدگي 51 18 5721 711 5/2521 Per عملکرد شركت 11 21 8182 5118 1781 OI تنها عضو موظف 11 11 7/111 155 8718 دوگانگي مسئولیت مدیرعامل T 18/75 82 557 5182 8852 OP قدرت مالکیت 8/11 5/57 2122 785 715 EP قدرت خبرگي 8/12 15 8225 2718 7858 E تحصیالت 22 75 8828 1181 1187 D نسبت بدهي 8/582 521 2551 2858 5/282 L اهرم 5/221 2858 2521 215 CE مخارج سرمایهای 15/ 221 5512 5821 8/212 P سوددهي 581 155 2521 1251 112 I نامشهود منبع: یافته های محقق همانطور كه در جدول )5( مشاهده ميشود آمارههای توصیفي شامل میانگین انحراف معیار چولگي و كشیدگي ميباشد كه معروفترین و در عین حال پرمصرفترین شاخصهای آمار توصیفياند. میانگین متوسط دادهها را نشان ميدهد. چولگي و كشیدگي شاخص تقارن دادهها و نشاندهنده وضعیت آنها نسبت به توزیع نرمال است. با توجه به مطالب مذكور و با نگاهي به جدول )5( ميتوان دریافت كه میانگین عمده تمام متغیرها فاصله چنداني باهم ندارد. تعداد شركتها در این جدول مورد است كه از حاصلضرب 11 شركت در 2 سال حاصلشده است )2 11(. 2-1- آمار استنباطی آمار استنباطي شامل روشهایي است كه با استفاده از آنها اطالعات موجود در نمونه را بهكل جامعه تعمیم ميدهیم. مهمترین هدف آمار انجام استنباطهایي در مورد مشخصات جامعه با توجه به اطالعات موجود در نمونه است. معدودی از مسائل آماری در مرحله آمار توصیفي پایان ميپذیرند ولي بیشتر مسائل آماری شامل استنباط درباره مشخصه یک جامعه با 515

بهرهگیری از اطالعات قابلدسترس در یک نمونه است. همانطور كه پیش از این نیز بیان شد تحقیق حاضر از نوع تحقیقات توصیفي- همبستگي است و روش به كار گرفتهشده در این تحقیق رگرسیون خطي چند متغیره ميباشد. بدین منظور ابتدا جدول ماتریس همبستگي مدلها ارائه ميشود. از آزمون ضریب همبستگي پیرسون جهت معناداری متغیرهای مستقل یا متغیر وابسته استفادهشده است. برای معناداری مدل رگرسیوني از آماره F و برای معناداری متغیرها از آماره t استفاده ميشود. درصورتيكه آماره F و آماره t كمتر از 12 باشد مدل رگرسیوني و متغیرها معنيدار ميباشند. جهت تجزیهوتحلیل نتایج تحقیق از ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل شده استفادهشده است. 5-2-1- پایایی )ایستایی( متغیرهای پژوهش نتایج حاصل از آزمون پایایي )ایستایي( متغیرهای تحقیق نیز در جدول شماره 8 ارائه شده است. همانطور كه مالحظه ميشود برای كلیه متغیرهای تحقیق سطح معناداری در آزمون ریشه واحد لوین لین و چو )5115( كوچکتر از 12 است كه نشاندهنده این است كه متغیرها پایا هستند. درنتیجه شركتهای موردبررسي تغییرات ساختاری نداشته و استفاده از این متغیرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون كاذب نميشود. جدول 8 : نتایج حاصل از آزمون ایستایي )پایایي( متغیرهای پژوهش آزمون لوین لین و چو متغیرهای تحقیق آماره آزمون معناداری نتیجه آزمون 28/22 عملکرد شركت 212 تنها عضو موظف دوگانگي مسئولیت مدیرعامل 55/15 28/18 قدرت مالکیت 722 قدرت خبرگي 828 تحصیالت 55/88 نسبت بدهي 558 اهرم 882 مخارج سرمایهای 552 سوددهي 152 نامشهود منبع: یافته ه یا محقق 2-2-1- آزمون فرضیههای پژوهش 5-2-2-1- آزمون فرضیه اول فرضیه اول: بین درصد تملک سهام مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای معناداری وجود دارد. برای آزمون فرضیه اول از مدل رگرسیوني زیر استفادهشده است: مدل 1( پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه 518

+ ++ + + + + + + بهمنظور انتخاب یکي از روشهای دادههای تابلویي یا دادههای تركیبي) مقطعي( از آمارهF لیمر استفادهشده است. این آماره تعیین ميكند كه عرض از مبدأ جداگانه برای شركتها وجود دارد یا خیر. در این آزمون فرضیه صفر بیانگر یکسان بودن عرض از مبدأها )دادهه یا مقطعي( و فرضیه مقابل بیانگر ناهمساني عرض از مبدأها )دادههای تابلویي( است. بدین ترتیب بهعنوان یک قاعده كلي درصورتيكه احتمال آمارهF كمتر از %2 باشد فرضیه صفر رد و از روش دادههای تابلویي استفاده ميشود و در غیر این صورت از روش دادهه یا مقطعي بهره گرفته خواهد شد. H0: استفاده از روش دادههای مقطعي مناسب است. H1: استفاده از روش دادههای تابلویي مناسب است. این آزمون بهصورت زیر است: H0:α1= α2 = = αn H1: αi αj i=j بعد از اینکه مشخص شد همه شركتها دارای یک عرض از مبدأ نیستند یعني دادههای ما بهصورت پانل دیتا هستند در ادامه باید مشخص شود كه از كدام روش اثرات ثابت و یا روش اثرات تصادفي برای تخمین استفاده شود بنابراین باری تشخیص این موضوع از آزمون هاسمن استفاده ميشود. با انجام این آزمون ميتوان از بین روش اثرات ثابت و روش اثرات تصادفي شیوه مناسب تخمین را به دست آورد. در این روش فرضیه صفر بیانكننده این مطلب است كه از روش اثرات تصادفي برای تخمین مدل استفاده ميشود و فرضیه مقابل بیان ميكند كه از روش اثرات ثابت برای تخمین استفاده ميشود. اطالعات مربوط به ضریب تعیین ضریب تعیین تعدیلشده و آزمون دوربین- واتسون برای بررسي عدم وجود همبستگي بین دادههای مدل ميباشد. پس از بررسي اولیه و اینکه معناداری كل مدل با استفاده از آماره F موردقبول واقعشد به بررسي معنادار بودن ضرایب بهدستآمده از آزمون t پرداخته ميشود. همانطور كه در جدول 5 مالحظه ميشود مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره بیانگر این است كه فرضیه صفر آماری كه همان بي معنا بودن كل مدل ( صفر بودن تمام ضرایب( است رد ميشود و مدل رگرسیون برآورد شده در كل معنادار است چرا كه آماره این آزمون از عدد 5 بزرگتر و معناداری نیز كمتر از 2 درصد شده است. ضریب تعیین نیز معیاری است كه میزان تغییر پذیری متغیر وابسته از متغیرهای مستقل و كنترلي را تشریح ميكند. در این مدل ضریب تعیین برابر با 5211 است یعني 511 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و كنترلي قابل توضیح است. همچنین مقدار آماره دوربین واتسون مدل كه برابر با است در فاصله بین 2 و 5/2 قرار دارد و نشان دهنده این است كه بین خطاهای مدل خود همبستگي وجود ندارد. جدول 5 : الگوی برآورد فرضیه اول + ++ + + + + + + متغیرها ضرایب خطای استاندارد t آماره معناداری 8/ 182 118 888 متغیر ثابت 7/ 128 151 885 قدرت مالکیت 188 157 575 قدرت خبرگي 515

555 115 871 تحصیالت 1 218 151 112 نسبت بدهي 251 115 521 اهرم 5/ 521 111 825 مخارج سرمایه ای 8/ 821 152 518 سود دهي 5/ 581 111 528 نامشهود معناداریF : 1 /111 5158 آمارهF : آماره دوربین واتسون ضریب تعیین تعدیل شده ضریب تعیین 5588 5211 منبع: یافته های تحقیق 5-5-2-2-1- نتیجه آزمون فرضیه اول برای فرضیه اول فرضیههای H0 و H1 بهصورت زیر خواهد بود: H0: بین درصد تملک سهام مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود ندارد. H1: بین درصد تملک سهام مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. همانگونه كه در جدول )5( مشاهده ميگردد متغیر قدرت مالکیت با ضریب 885 وارد مدل شده است بنابراین ميتوان بیان نمود كه بین قدرت مالکیت و عملکرد مالي شركت ها رابطه مثبت و معنيداری وجود دارد و فرض H0 رد و H1 تأیید ميگردد. 2-2-2-1- آزمون فرضیه دوم فرضیه دوم: بین مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف شركت با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. برای آزمون فرضیه دوم از مدل رگرسیوني زیر استفادهشده است: مدل 5( + ++ + + + + + + جدول 2: الگوی برآورد فرضیه دوم + ++ + + + + + + متغیرها ضرایب خطای استاندارد t آماره معناداری 5/ 852 117 525 متغیر ثابت 111 551 قدرت مالکیت 5/ 551 112 128 قدرت خبرگي 515 111 551 تحصیالت 512

1 751 111 127 نسبت بدهي 122 112 217 اهرم 5/ 552 111 881 مخارج سرمایه ای 8/ 781 115 587 سود دهي 5/ 255 111 555 نامشهود 128 معناداری آماره :F /111 1 آمارهF : ضریب تعیین ضریب تعیین تعدیل شده دوربین- واتسون 828 557 551 منبع: یافته ه یا محقق همانطور كه در جدول )2( مالحظه ميشود مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره بیانگر این است كه فرضیه صفر آماری كه همان بي معنا بودن كل مدل ( صفر بودن تمام ضرایب( است رد ميشود و مدل رگرسیون برآورد شده در كل معنادار است چرا كه آماره این آزمون از عدد 5 بزرگتر و معناداری نیز كمتر از 2 درصد شده است. ضریب تعیین نیز معیاری است كه میزان تغییر پذیری متغیر وابسته از متغیرهای مستقل و كنترلي را تشریح ميكند. در این مدل ضریب تعیین برابر با 551 است یعني 55/1 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و كنترلي قابل توضیح است. همچنین مقدار آماره دوربین واتسون مدل كه برابر با 828 است در فاصله بین 2 و 5/2 قرار دارد و نشان دهنده این است كه بین خطاهای مدل خود همبستگي وجود ندارد. 5-2-2-2-1- نتیجه آزمون فرضیه دوم برای فرضیه اول فرضیههای و H 0 H 1 بهصورت زیر خواهد بود: H: 0 بین قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف شركت با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود ندارد. H: 1 بین قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف شركت با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. همانگونه كه در جدول )2( مشاهده ميگردد متغیر قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف با ضریب 551 وارد مدل شده است بنابراین ميتوان بیان نمود كه بین قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف شركت با عملکرد مالي شركت رابطه مثبت و معنيداری وجود دارد و فرض 3-2-2-1- آزمون فرضیه سوم رد و H 0 H 1 تأیید ميگردد. فرضیه سوم: بین دوگانگي مسئولیت مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. برای آزمون فرضیه اول از مدل رگرسیوني زیر استفادهشده است: مدل 8( + + + + + + + + 512

جدول 2: الگوی برآورد فرضیه سوم + ++ + + + + + + متغیرها ضرایب خطای استاندارد t آماره معناداری 8/ 751 111 721 متغیر ثابت 7/ 821 155 285 قدرت مالکیت 572 115 725 قدرت خبرگي 751 118 112 تحصیالت 1 122 151 512 نسبت بدهي 755 115 521 اهرم 5/ 821 111 مخارج سرمایه ای 827 8/ 528 157 551 سود دهي 5/ 217 111 581 نامشهود 55/82 معناداری آماره /111:F 1 آمارهF : ضریب تعیین ضریب تعیین تعدیل شده دوربین- واتسون 187 557 528 منبع: یافته ه یا محقق همانطور كه در جدول )2( مالحظه ميشود مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره بیانگر این است كه فرضیه صفر آماری كه همان بي معنا بودن كل مدل ( صفر بودن تمام ضرایب( است رد ميشود و مدل رگرسیون برآورد شده در كل معنادار است چرا كه آماره این آزمون از عدد 5 بزرگتر و معناداری نیز كمتر از 2 درصد شده است. ضریب تعیین نیز معیاری است كه میزان تغییر پذیری متغیر وابسته از متغیرهای مستقل و كنترلي را تشریح ميكند. در این مدل ضریب تعیین برابر با 528 است یعني 58 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و كنترلي قابل توضیح است. همچنین مقدار آماره دوربین واتسون مدل كه برابر با 187 است در فاصله بین 2 و 5/2 قرار دارد و نشان دهنده این است كه بین خطاهای مدل خود همبستگي وجود ندارد. 5-3-2-2-1- نتیجه آزمون فرضیه سوم برای فرضیه اول فرضیههای و H 0 H 1 رد و H 0 H 1 بهصورت زیر خواهد بود: H: 0 بین دوگانگي مسئولیت مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود ندارد. H: 1 بین دوگانگي مسئولیت مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد. همانگونه كه در جدول 2 مشاهده ميگردد متغیر دوگانگي وظیفه مدیرعامل با ضریب 285 وارد مدل شده است بنابراین ميتوان بیان نمود كه بین دوگانگي مسئولیت مدیرعامل با عملکرد مالي شركت رابطه مثبت و معنيداری وجود دارد و فرض تأیید ميگردد. 3-2-1- نتیجه گیری فرضیه اول تحقیق بیان ميكند كه بین درصد تملک سهام مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد.همانطور كه از مستندات و شواهد موجود ميباشد هرقدر یک سهامدار میزان سهام بیشتری را تملک كرده باشد از قدرت و انگیزه بیشتری برخوردار است. خصوصا اگه آن شخص مدیرعامل و اعضای هیأت مدیره 517

داخلي باشد در چنین شرایطي شخص مدیرعامل از قدرت اجرایي و نفوذ كالم و قدرت برخوردار ميباشد و با توجه به شرایط مطرح شده بر عملکرد و نحوه اجرای برنامههای اجرایي و تصمیمات مهم مدیریتي اشراف و احاطه دارد و چون خود از میزان درصد سهام باالیي برخوردار است سعي بیشتری بر عملکرد و بازدهي و سودآوری شركت در فعالیتها روزمره و روتین شركت خواهد داشت. پس با وجود چنین رابطه خطي و تأثیر این عوامل بر مدیرعامل وجودد اربطه مستقیم اثبات ميگردد. با توجه به نتایج فرضیه اول بین متغیر مستقل )درصد تملک سهام مدیرعامل( و متغیر وابسته رابطه مستقیم وجود دارد. فرضیه دوم تحقیق بیان ميكند كه بین قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف شركت با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد.با توجه به نتایج فرضیه دوم بین متغیر مستقل )قدرت تصمیمگیری مدیرعامل بهعنوان تنها عضو موظف شركت( و متغیر وابسته رابطه مستقیمي وجود دارد. چون معموال شركتها و اقتدار آنها در بین اعضا با داشتن مدیران عاملشان مشخص ميگردد. اگر شركتي در پایان دوره مالي از عملکرد مثبت و رضایت بخشي برخوردار باشد و یا سود سهام مورد انتظار وعده داده شده را توزیع كند و یا... این عملکردهای مثبت را ناشي از فعالیتهای بهینه و خوب مدیرعامل بحساب ميآید. زماني كه عملکرد شركت و رشد رو به جلو در نتیجه بازخورد كار مدیرعامل در نظر گرفته ميشود پس ميتوان با صراحت عنوان كرد كه تصمیمگیری شخص مدیرعامل در عملکرد شركت تأثیر مستقیم دارد. فرضیه سوم تحقیق بیان ميكند كه بین دوگانگي مسئولیت مدیرعامل با عملکرد مالي شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معناداری وجود دارد.گاهي اوقات در شركتها این اتفاق ميافتد كه رئیس هیأت مدیره با حفظ سمت و بدالیل مختلف از جمله كمبود نیرو متخصص نداشتن اعتماد به افراد دیگر اهمیت داشتن به كوچک ماندن پیکره اعضای تصمیمگیری و هیأت مدیره و... شخص رئیس هیأت مدیره با حفظ سمت خود وظیفه مدیرعاملي شركت را هم قبولدار مي- شود. بدیهيست در شركتي كه شخصي دو پست اجرایي و كلیدی را یک نفر انجام دهد حتما بر عملکرد بازدهي سودآوری و تصمیمهای كالن كه هر كدام بر شركت تأثیرگذار است رابطه مستقیم خواهد داشت. در چنین شرایطي قدرت شخص مسئول دوچندان است.با توجه به نتایج فرضیه سوم بین متغیر مستقل )دوگانگي مسئولیت مدیرعامل( و متغیر وابسته )عملکرد مالي شركت( رابطه مستقیم وجود دارد. نتایج این پژوهش با تحقیقات انجامشده توسط عباسي و احمدی )1811( یانگ و ژائو )5115( میونیسي و همکاران )5115( مطابقت دارد اما با نتایج تحقیقات انجام گرفته توسط پور زماني و همکاران )1818( سعیدی و شیری قهي) 1811 ( فرایل و فرادجاس )5115( فایور دلیسي و ریچي )5115( سازگار نیست. منابع انصاری عبدالمهدی کریمی محسن. )1831(. بررسی معیارهای مالی ارزیابی عملکرد مدیریت در ارزش آفرینی برای سهامداران با تاکید بر معیارهای اقتصادی. مجله حسابدار شماره 022 ص 11-8. پور زمانی زهرا اولی محمدرضا عبدالهیان جواد. )1838(. بررسی تاثیر آئین نامه نظام راهبری شرکتی سازمان بورس اوراق بهادار تهران بر مدیریت سود. فصلنامه علمی پژوهشی حسابداری مدیریت شماره 02 ص 12-1. پورقاز عبدالوهاب محمدی امین. )1832(. بررسی رابطه منابع قدرت مدیران با ویژگیهای شخصیتی کارآفرینی کارکنان. پژوهشهای مدیریت عمومی شماره 10 ص 182-111. حساس یگانه یحیی رئیسی زهره حسینی سید مجتبی. )1833(. رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه علوم مدیریت ایران شماره 18 ص 122-17. دانش نژاد صدیقه. )1830(. فرایند و فنون تصمیمگیری )سازمانی(. فرهنگ و رفتار اداری شماره 7 ص 03-02..1.0.8.4.7 518

سعیدی علی شیری قهی امیر )1831(. ساختار مالکیت و عملکرد شرکتها )شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران(. فصلنامه بورس اوراق بهادار تهران شماره 13 ص 110-178. عباسی مجید احمدی موسی )1832(. بررسی تأثیر دوگانگی وظیفه مدیرعامل بر ارزش شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه روند پژوهشهای اقتصادی شماره 22 ص 172-118. فیضی کامران مقدسی علیرضا. مدیریت شماره 47 ص 122-183. )1834(. کاربرد سیستمهای پشتیبان تصمیم در تصمیمگیری مدیران. فصلنامه مطالعات کریمی فرزاد اشرفی مهدی. )1832(. بررسی ارتباط ساز و کارهای نظام راهبری شرکتی و ساختار سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران. مجله پژوهشهای حسابداری مالی شماره دوم ص 30-13. کاویان بهنام. )1834(. قدرت مدیران در سازمان. ماهنامه تدبیر شماره 113. مرادی مهدی رستمی امین. )1831(. ارتباط بین ساز و کارهای حاکمیت شرکتی و عملکرد شرکت پس از عرضه اولیه: شواهدی از شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. دوفصلنامه اقتصاد پولی مالی شماره 4 ص 08-1..2.1.3.3.12.11 نیکبخت محمدرضا سیدی سیدعزیز هاشم الحسینی روزبه. )1833(. بررسی تأثیر ویژگیهای هیاتمدیره بر عملکرد شرکت. مجله پیشرفتهای حسابداری دانشگاه شیراز. شماره 1 ص 012-071. 13. Booth, J. R., Cornett, M. M., & Tehranian, H. (2002). Boards of directors, ownership, and regulation. Journal of Banking & Finance, 26(10), pp 1973-1996. 14. Bach, S. B., S, A. D. (2007). Are powerful CEOs beneficial to post-ipo survival in high technology industries?: An empirical investigation. The Journal of High Technology Management Research, 18(1), pp 31-42. 15. Daily, C. M., Johnson, J. L. (1997). Sources of CEO Power and Firm Financial Performance: A Longitudinal Assessment. Journal of Mmagemcn, 23, pp 117-297. 16. Fiordelisi, F., Ricci, O. (2014). Corporate culture and CEO turnover. Journal of Corporate Finance, 28, pp 66-82. 17. Fraile, A. I., Fradejas, A. N. (2014). Ownership structure and board composition in a high ownership concentration context. European Management Journal, 32(4), pp 646-657. 18. KashefiPour, E. (2015). IPO survival and CEOs decision-making power: The evidence of China. Research in International Business and Finance, 33, pp 247-267. 19. Kim, K. H., AlShammari, H. A., Kim, B., Lee, S. H. (2009). CEO duality leadership and corporate diversification behavior. Journal of Business Research, 62(11), pp 1173-1180. 20. Liu, Y., Jiraporn, P. (2010). The effect of CEO power on bond ratings and yields. Journal of Empirical Finance, 17(4), pp 744-762. 21. Munisi, G., Hermes, N., Randoy, T. (2014). Corporate boards and ownership structure: Evidence from Sub-Saharan Africa. International Business Review, 23(4), pp 785-796..10 511

22. Mueller, E., Spitz, A. (2006). Managerial Ownership and Company Performance in German Small and Medium-Sized Private Enterprises. German Economic Review, Issue 2, pp 2-18. 23. Srivastava, A. (2011). Ownership Structure and Corporate Performance: Evidence from India. Journal of Humanities and Social Science, 1(1), pp 23-29. 24. Yang, T., Zhao, Sh. (2014). CEO duality and firm performance: Evidence from an exogenous shock to the competitive environment. Journal of Banking & Finance, Vol 49, pp 534-552. 811