المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 9152 5 أثر هيكل الملكية والحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة 3 هنادي بطاينة 5 سو ازن رسمي عبد 9 ميشيل سويدان ملخص هدفت هذه الد ارسة إلى اختبار أثر هيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( والحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات الصناعية والخدمية األردنية المدرجة في بورصة عمان خالل الفترة )0202-0202( وقد تم قياس الحاكمية المؤسسية من خالل : حجم مجلس اإلدارة وملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة واستقاللية مجلس اإلدارة والمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة والجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي والملكية المؤسسية. أما بالنسبة لألداء المالي فقد تم قياسه باستخدام مؤشر توبن وكما تم استخدام أربعة متغي ارت ضابطة وهي )حجم الشركة وعمر الشركة ونسبة المديونية ونوع القطاع(. تكونت عينة الد ارسة من )20( شركة صناعية وخدمية مساهمة عامة مدرجة في بورصة عمان خالل الفترة )0202-0202( ومن ثم تم تقسيمها إلى )85( شركة ذات ملكية عائلية و) 42 ( شركة ذات ملكية غير عائلية وقد بلغ مجموع المشاهدات الكلية )262( مشاهدة. وقد تم استخدام أسلوب األنحدار المشترك ( data (Pooled regression لتحقيق أهداف الد ارسة. أظهرت نتائج الد ارسة وجود أثر ذو داللة إحصائية لهيكل الملكية والحاكمية المؤسسية على األداء المالي لجميع الشركات عينة الد ارسة مقاسا بمؤشر توبن وكما توصلت الد ارسة إلى أن تأثير الحاكمية المؤسسية على األداء يختلف باالعتماد على وجود الملكية العائلية. في ضوء النتائج التي تم التوصل إليها فقد أوصت الد ارسة بضرورة الت ازم الشركات المساهمة بشكل عام والشركات العائلية بشكل خاص بتعليمات الحاكمية الصادرة عن هيئة األو ارق المالية األردنية وبضررورة قيام الشركات العائلية بوضع خطة رسمية النتقال المناصب اإلدارية العليا حيث يضمن ذلك استم ارر نشاطها وبالتالي زيادة فرص بقائها. وأن تستهدف هذه الخطة ضمان توفر المها ارت والقيادة الالزمة التي تحل محل أي قيادة تخرج من الشركة. الكلمات الدالة: هيكل الملكية الحاكمية المؤسسية األداء المالي الشركات األردنية. المقدمة يشهد االقتصاد العالمي اليوم إد اركا مت ازيدا ألهمية الحاكمية المؤسسية باعتبارها عامال رئيسيا في نجاح الشركات في األسواق حيث أدت المشاكل المالية التي تعرضت لها العديد من كبرى الشركات في العالم إلى المطالبة بضرورة وجود مجموعة من الضوابط والقوانين والمبادئ األخالقية والمهنية; لتحقيق الثقة والمصداقية في المعلومات الواردة في القوائم المالية والتي يحتاج إليها العديد من مستخدمي القوائم المالية وخاصة المستثمرين مما أظهر بوضوح أهمية إرساء ممارسات حاكمية مؤسسية رشيدة حيث يمكن أن تلعب دو ار فاعال في مجال اإلصالح المالي واإلداري وزيادة ثقة المستثمرين في القوائم المالية وتنشيط االستثمار الوطني واستقطاب االستثما ارت األجنبية. إن إرساء ممارسات حاكمية مؤسسية رشيدة تمك ن الشركة من صياغة است ارتيجيات وسياسات تمكنها من االزدهار كما تسمح لها بجذب المزيد من االستثما ارت وبتكلفة أقل ويرسى مبدأ المساءلة ويرفع سبل حماية المساهمين ويساعد على جذب الموظفين األكفاء واالحتفاظ بهم )2011 Armstrong, &.)Sullivan كما أك د مركز المشروعات الدولية الخاصة )2112( أنه وفيما يتعلق بسيطرة المساهمين ت رتب الحاكمية المؤسسية األدوار بشكل واضح وت حس ن من المساءلة وتعزز 1 أستاذ مساعد في المحاسبة جامعة البلقاء التطبيقية. hanadibataineh2005@yahoo.com 2 كلية االقتصاد والعلوم االدارية جامعة العلوم التطبيقية. s_abed@asu.edu.jo 3 أستاذ في المحاسبة جامعة عمان األهلية. msuwaidan@ammanu.edu.jo تاريخ استالم البحث 2102/01/23 وتاريخ قبوله 2102/3/6. 2109 عمادة البحث العلمي/ اجلامعة األردنية. مجيع احلقوق حمفوظة. -95-
أثر هيكل الملكية... مهنية التنفيذيين وترفع من قيمة الشركة أما بالنسبة للمجتمع كك ل فأنها تحد من انتشار الفساد وتقلل من مخاطر األزمات وت حسن األنتاجية. ولقد برزت أهمية الحاكمية المؤسسية في الشركات العائلية حيث تعد الشركة العائلية أقدم شكل من أشكال منظمات األعمال في العالم وأكثرها شيوعا ففي عدد من دول العالم تمثل الشركات العائلية أكثر من %21 من إجمالي عدد الشركات كما أنها تلعب دو ار أساسيا في نمو االقتصاد الوطني وتشغيل القوة العاملة; فمثال %22 من الشركات في إسبانيا مملوكة لعائالت معينة وتساهم بنحو %62 من الناتج القومي اإلجمالي Corporation, (International Finance 2011(. أما في األردن فإن للشركات العائلية مكانة بارزة في النشاط االقتصادي في القطاع الخاص والسبب يعود إلى أن العملية االقتصادية األولى في األردن نمت بملكية بعض العائالت لعدد من الشركات وأن السيطرة العائلية على الشركات المساهمة العامة تأتي من خالل تملك عائلة واحدة نسبة مرتفعة من أسهم الشركة مما يمنح هذه العائلة السيطرة على مجلس إدارة الشركة باألنتخاب وبالتالي التحكم في الق ار ارت االستثمارية والتشغيلية للشركة. إن االلت ازم بالتطبيق السليم للحاكمية المؤسسية في الشركات العائلية يمكنها من ضمان استدامتها في قضية تعاقب األجيال ويساعد مجالس اإلدا ارت على تطوير است ارتيجية الشركات وضمان اتخاذ ق ار ارتهم بناء على أسس سليمة وتحسين الكفاءة المهنية لإلدارة وتعزيز إمكانية الحصول على أرس المال مما ينعكس إيجابيا على أدائها وعلى قيمتها السوقية (Brazilian Institute هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان )of Corporate Governance, 2007) لذا جاءت هذه الد ارسة لكي تلقي مزيدا من الضوء على أثر هيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( والحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات المساهمة العامة الصناعية والخدمية المدرجة في بورصة عمان لألو ارق المالية. مشكلة الد ارسة تتمتع الشركات العائلية بخصائص مميزة يمكن أن تزو د الشركة بميزة تنافسية مهمة مقارنة بالشركات األخرى )غير العائلية( حيث تتمتع هذه الشركات برؤية طويلة األجل ناجمة عن رغبة المؤسسين في بقاء الشركة لألجيال القادمة كذلك فإن الشركة العائلية تمتلك قدرة على تقليص تكاليف الوكالة Costs( )Agency الناتجة عن فصل ملكية الشركة عن اإلدارة )أبو السعود وآخرون 2102(. ولكن من الحقائق المعروفة عن الشركات العائلية بأن العمر التجاري لمعظمها قصير للغاية بعد مرور مرحلة مؤسسيها وأن حوالي % 92 من هذه الشركات ال تستمر بعد الجيل الثالث من مالكيها (International Finance (2011 Corporation, وقد يعزى السبب إلى العديد من المخاطر والتجاو ازت في هذه الشركات منها المحسوبية والن ازعات والص ارعات الشخصية بين أف ارد العائلة خاصة بين أف ارد العائلة الذي يعملون في الشركة وأف ارد العائلة الذين هم مجرد حملة أسهم وتأثير هذه الن ازعات على اتخاذ الق ار ارت الخاصة بالشركة وعدم فصل المصالح والممتلكات بين الشركة والعائلة كما أن عالقة الق اربة قد تطغى على اإلدارة المهنية حيث تلعب درجة الق اربة دو ار في عملية التوظيف بغض النظر عن الخبرة أو الكفاءة باإلضافة إلى المسائل المتعلقة بتعاقب األجيال التي تهدد بقاء الشركة بعد غياب مؤسسها. وهنا يبرز التساؤل: هل هيكل الملكية )عائلي أو غير عائلي( في الشركات المساهمة العامة الصناعية والخدمية هو أحد محددات األداء المنخفض أو األداء الجيد وهل طبيعة الشركات ذات الملكية العائلية والمخاطر المرتبطة بها من شأنها أن تؤثر على مدى تطبيقها للحاكمية المؤسسية عن غيرها من الشركات ذات الملكية غير العائلية وبالتالي ينعكس أثرها على أدائها المالي ومما سبق يمكن التعبير عن مشكلة الد ارسة من خالل التساؤل ني اآلتين: 0. هل يوجد أثر لكل من هيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( وتطبيق الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات الصناعية والخدمية المدرجة في بورصة عمان 2. هل تأثير الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات يختلف باالعتماد على وجود الملكية العائلية أهداف الد ارسة تهدف هذه الد ارسة إلى: 0. بيان أثر كل من هيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( -96-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 وتطبيق الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات الصناعية والخدمية المدرجة في بورصة عمان. 2. فحص ما إذا كان تأثير الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات يختلف باالعتماد على وجود الملكية العائلية. أهمية الد ارسة تستمد هذه الد ارسة أهميتها من أهمية الشركات العائلية ودورها الهام في دعم االقتصاد الوطني من خالل توفيرها لفرص العمل وزيادة الناتج القومي )القضاة 2101( حيث تعتبر الملكية العائلية ظاهرة موجودة في األردن ومتجذ رة في الشركات المساهمة العامة األردنية حيث أشار العديد من خب ارء األسواق المالية في عدة بيانات صحفية أن الشركات العائلية تمثل أكثر من %21 من إجمالي عدد الشركات المساهمة العامة المدرجة في بورصة عمان بغض النظر عن التوزيع القطاعي لها )الشياب 2102( ويبدو أن لهذه الظاهرة ما يبررها من منطلق حرص العائالت الثرية على إدارة أموالها بنفسها دون التعرض لمخاطر تفويض اآلخرين للقيام بهذه المهمة. وي الحظ أن هناك قلة في الد ارسات العربية واألردنية حول هذا الموضوع لذا من المأمول أن تقدم هذه الد ارسة دليال عمليا حول أثر هيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( ومدى تطبيق الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات الصناعية والخدمية األردنية وفحص ما إذا كان تأثير الحاكمية المؤسسية على األداء المالي يختلف باالعتماد على وجود الملكية العائلية. حيث ل وحظ من خالل االطالع على نتائج األبحاث التي تم إج ارءها على األسواق المالية العالمية المتطورة أن نتائج هذه األبحاث كانت مختلفة فيما يتعلق بتأثير هيكل الملكية فهناك د ارسات وجدت أن أداء الشركات العائلية أفضل من أداء الشركات غير العائلية والعكس صحيح. وكما يمكن أن تساعد نتائج هذه الد ارسة أيضا على تعميق الوعي حول أهمية وفوائد تطبيق الحاكمية المؤسسية من قبل إدا ارت الشركات المساهمة بشكل عام وفي الشركات العائلية بشكل خاص والتي من شأنها معالجة المشاكل الشائعة الحدوث والمسائل المتعلقة بتعاقب أجيال العائلة لضمان استدامة الشركات العائلية ألجيال عدة والذي يعتبر التحدي األكبر لها. اإلطار النظري للد ارسة تعددت المفاهيم الخاصة بالشركات العائلية وفي حقيقة األمر ال يوجد اتفاق واسع بين الباحثين حول مفهوم شامل للشركات العائلية )2005 al., )Chrisman et وقد ركز ت الد ارسات واألبحاث السابقة على ثالثة أبعاد عند تعريف الشركة العائلية وهي السيطرة العائلية على الملكية وسيطرة العائلة على اإلدارة والخالفة أو بمعنى آخر انتقال الملكية العائلية من جيل آلخر. al (Vieira, ;2015 Bennedsen et.2007; Perez-Gon, 2006) أما في د ارسة )2005 al., (Chrisman et فصلوا فيها توجه الد ارسات في تعريف الشركات العائلية إلى اتجاهين االتجاه )Approach يهتم األول Involvement( Components of بالعناصر التي يجب توفر ها في الشركة لتعتبر عائلية وأكد الباحثون على ضرورة توفر أي من الشروط التالية: أن تكون العائلة مالكة للشركة أو أن تكون العائلة من تدير الشركة أو أن تكون الشركة م سيطر عليها من قبل العائلة وعند توفر أحد هذه الشروط تعتبر الشركة عائلية. أما االتجاه الثاني فقد اهتم بجوهر الشركات العائلية Approach( )Essenc وكانت الشروط كالتالي: أن تؤثر العائلة على االتجاه االست ارتيجي للشركة وأن تكون رؤية الشركة في الحفاظ على حصة العائلة فيها ونقل ملكيتها لألجيال القادمة وأن تتمتع بسلوك الشركات العائلية وما يتعلق بها من أع ارف من احت ارم لآلباء وعالقاتهم التجارية وأن تحافظ على السياسة التي تميز العائلة في إدارة شركاتها. ويتطلب االتجاه الثاني من الشركة أن تتوافر فيها هذه الشروط إلعتبارها شركة عائلية إال أنه من الصعب تتبع كل هذه األمور لتحديد هوية الشركة لذلك غالبا ما يلجأ الباحثون إلى االتجاه األول الذي يمكن قياسه ومتابعته بسهولة. ولقد عر ف p.79( (Al-Ghamdi & Rhodes 2015, الشركة العائلية بأنها " الشركة التي تمتلك فيها العائلة ما ال يقل عن %01 من أرس مال الشركة وأن يكون لديها على األقل ممثل واحد من أف ارد العائلة في عضوية مجلس اإلدارة". وقد عر فت -97-
أثر هيكل الملكية... مؤسسة التمويل الدولية (International Finance Corporation (12.p (IFC),,2011 الشركة العائلية بأنها " الشركة التي تكون فيها أغلبية األصوات في أيدي العائلة المسيطرة بما في ذلك المؤسس )المؤسسون( الذي يعتزم نقل الشركة إلى األجيال القادمة". أما الباحثون 2015) ;Vieira, Latif; et al., 2014 هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان Yasser, Lam & Lee, 2012; Villalonga & Amit, 2006; 2011; Reeb, 2113 (Anderson & فقد عر فوا الشركة العائلية بأنها "الشركة التي ينطبق عليها أحد الشروط التالية: أن تربط المدير التنفيذي فيها مع المؤسس عالقة إما عن طريق الدم أو الزواج أو الحالة التي يكون فيها على األقل فردين من العائلة أعضاء في اإلدارة العليا أو الحالة التي تكون فيها العائلة مسيطرة على الشركة من خالل تملكها على األقل % 21 من أرس مال الشركة". وفي هذه الد ارسة وبناء على ما سبق وباالعتماد على أدبيات الد ارسات السابقة يمكن تعريف الشركة العائلية بأنها الشركة التي تتوفر فيها أحد الشروط التالية: أن تكون فيها العائلة مسيطرة على الشركة من خالل تملك ما اليقل عن 21 % من أرس مال الشركة أو الحالة التي يكون فيها للعائلة تأثير قوي في مجلس اإلدارة من خالل وجود فردين أو أكثر من أف ارد العائلة الواحدة لهم مقاعد في مجلس اإلدارة على أن يكون أحدهما على األقل رئيسا أو نائبا لرئيس المجلس أو مدي ار عاما للشركة أو الحالة التي يكون فيها على األقل فردين من العائلة أعضاء في اإلدارة العليا ويمتلك كل واحد منهما %2 فأكثر من أرس مال الشركة. وعلى ذلك فإن التعريف الذي اعتمدته الد ارسة الحالية لمفهوم الشركة العائلية مبني على االتجاه األول كما في د ارسة al., (Chrisman et.2005) تعود نشأة الحاكمية المؤسسية كأحد الحلول المقترحة لمشكلة الوكالة Problem( )Agency الناتجة عن فصل ملكية الشركة عن اإلدارة وقد أشارت العديد من الد ارسات كد ارسة (Villalonga and Amit, 2006; Charitou and Louca, 2014) إلى أن مشكلة الوكالة تختلف في الشركات العائلية عنها في الشركات غير العائلية حيث تقسم مشكلة الوكالة إلى نوعين األول وهي مشكلة تضارب المصالح بين المالكين والمد ارء( I (Agency Problem Type أما النوع الثاني من مشكلة الوكالة وهي مشكلة تضارب المصالح بين كبار المساهمين المسيطرين على اإلدارة وأولئك األقلية غير المسيطرين II).(Agency Problem Type وبي ن 2010( )Lau, أنه من أجل فهم االختالف في مشكلة الوكالة التي تواجهها كل من الشركات العائلية والشركات غير العائلية فمن الضروري فحص مصدر "الص ارعات" الذي يج س د مشكلة الوكالة. ففي الشركات غير العائلية يقوم المالكين بتفويض السلطة للمد ارء التخاذ الق ار ارت نيابة عنهم ويبرز الص ارع في حالة وجود تضارب في المصالح ما بين المالكين واإلدارة وهذا ما أشار اليه كل من (1976 Meckling, (Jensen and و( 1980 (Fama, حيث بي نوا أن الفصل بين الملكية واإلدارة يعطي اإلدارة حافز على تقديم مصالحها عندما تتعارض مع مصالح الشركة. أما في الشركات العائلية فقد أشار (2003 Reeb, (Anderson and عندما يكونوا مد ارء الشركة من بين كبار المساهمين ولديهم سلطة اتخاذ الق ار ارت نيابة عن صغار المساهمين اآلخرين أو من كبار أصحاب القوة التصويتية في مجلس اإلدارة فينشأ الص ارع من حقيقة أن هؤالء المد ارء قد يستغلوا سلطتهم للتأثير في ق ار ارت مجلس اإلدارة التي قد يستفيدون منها بشكل مباشر على حساب الشركة كأن يقوموا بإقناع مجالس اإلدارة للموافقة على رواتب وم ازيا باهظة لهم أو الحصول على أرباح خاصة لهم أو الموافقة على إجر اء عمليات هامة مع األط ارف ذات العالقة. وفي كال النوعين قد تقوم اإلدارة باستغالل أصول الشركة لمصالحهم الذاتية بدال من المصلحة العامة للمساهمين أو عدم أداء أعمالهم بطريقة تتسم بالكفاءة أو قد يرتكبون أعماال يشوبها الغش والتزوير. وهذا السلوك قد يعر ض المالكين غير المشاركين في اإلدارة لخطر خسارة كامل استثما ارتهم أو جزء منها وكذلك افتقار المالكين لوسائل الرقابة المباشرة على أداء اإلدارة ونجاحها في تحقيق أهداف الشركة. وهذا بدوره أدى إلى زيادة االهتمام والتفكير في ضرورة وجود مجموعة من القوانين واللوائح التي تعمل على حماية مصالح المالكين والح د من التالعب المالي واإلداري المحتمل الذي قد يقوم به أعضاء مجلس اإلدارة واإلدا ارت التنفيذية بهدف تعظيم مصالحهم الخاصة وذلك باعتبارهم الجهة التي تتحكم بزمام األمور داخل الشركة )سليمان 2116 ص 02 (. وبالتالي -98-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 جاءت الحاكمية المؤسسية لسد الفجوة التي يمكن أن تحدث بين مديري ومالكي الشركة من ج ارء الممارسات السلبية التي من الممكن أن تضر بالشركة. الد ارسات السابقة أجريت العديد من الد ارسات في مختلف دول العالم لد ارسة تأثير الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات بشكل عام وبعض الد ارسات تناولت تأثير الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات العائلية مقارنة بغيرها من الشركات غير العائلية. وفيما يلي استع ارض ألبرز هذه الد ارسات ومنها د ارسة )2016 al., (Wang et والتي هدفت إلى معرفة ما إذا كان هناك فروقات في الحاكمية المؤسسية واألداء االجتماعي بين الشركات العائلية وغير العائلية وأثر كل منهما على أدائها المالي وتم قياس الحاكمية المؤسسية من خالل: حجم مجلس اإلدارة واستقالليته والجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة ولا مدير التنفيذي والمؤهالت المهنية ألعضاء مجلس اإلدارة والتنوع بين الجنسين في مجلس اإلدارة وأخي ار تعويضات المد ارء التنفيذين. وتكونت عينة الد ارسة من )29( شركة مقسمة إلى )20( شركة عائلية و) 32 ( شركة غير عائلية خالل الفترة )2103-2116(. وتوصلت الد ارسة إلى وجود عالقة إيجابية ذات داللة إحصائية بين كل من المؤهالت المهنية ألعضاء مجلس اإلدارة والجمع بين المنصبين وتعويضات المد ارء التنفيذين مع األداء المالي للشركات العائلية مقاسا بمعدل العائد على األصول ومعدل العائد على حقوق الملكية. بينما توصلت الد ارسة إلى وجود عالقة عكسية ذات داللة إحصائية بين كل من حجم مجلس اإلدارة والتنوع بين الجنسين في المجلس واإلفصاح عن األخبار السلبية واألخبار اإليجابية مع األداء المالي للشركات غير العائلية مقاسا بمعدل العائد على األصول ومعدل العائد على حقوق الملكية وكما توصلت الد ارسة أيضا إلى وجود عالقة إيجابية ذات داللة إحصائية بين كل من استقاللية األعضاء وتعويضات المد ارء التنفيذين مع األداء المالي للشركات غير العائلية مقاسا بمعدل العائد على األصول ومعدل العائد على حقوق الملكية. تتعارض هذه النتيجة مع ما توصلت اليه د ارسة (Al-( 2015) Rhodes Ghamdi & والتي هدفت إلى التعر ف على محددات األداء المالي للشركات المساهمة العامة المدرجة في السوق المالي السعودي ومقارنة أداء الشركات العائلية مع الشركات غير العائلية ومعرفة مدى تأثير خصائص الحاكمية المؤسسية على أداء الشركة. وتم الحصول على بيانات الد ارسة من سوق األسهم السعودية )تداول( لعينة تكونت من )99( شركة مقسمة إلى )22( شركة عائلية و) 22 ( شركة غير عائلية خالل الفترة )2103-2116(. وتوصلت الد ارسة إلى وجود عالقة إيجابية ذات داللة إحصائية بين كل من حجم مجلس اإلدارة والفصل بين رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي مع األداء المالي في الشركة العائلية مقاسا بمعدل العائد على األصول. أما د ارسة Vieira( 2015( هدفت إلى تحليل أثر خصائص مجلس اإلدارة على األداء المالي للشركات العائلية البرتغالية وتقديم أدلة على ما إذا كان أداء الشركات العائلية يختلف عن أداء الشركات غير العائلية من حيث أثر الحاكمية المؤسسية على األداء مع األخذ بعين االعتبار أثر األداء غير المتكاف بين فت ارت االستق ارر واألزمات االقتصادية وتم الحصول على بيانات الد ارسة من بورصة يورونكست لشبونة لعينة تكونت من )63( شركة برتغالية غير مالية مقسمة إلى )32( شركة عائلية و) 22 ( شركة غير عائلية خالل الفترة )2103-2112( وتمثلت خصائص مجلس اإلدارة بإستقاللية أعضاء مجلس اإلدارة واألعضاء غير التنفيذين في مجلس اإلدارة وتركز الملكية مع فئة من كبار المساهمين والتنوع بين الجنسين في مجلس اإلدارة ووجود أكثر من عضو من نفس العائلة في المجلس. وقد توصلت نتائج الد ارسة إلى أن الشركات العائلية تتبنى إج ارءات حاكمية تختلف عن الشركات غير العائلية حيث لديها نسبة أقل من األعضاء المستقلين ونسبة عالية من األناث في مجلس إدارتها مقارنة بالشركات غير العائلية والتي قد يكون لها بعض التأثير على أداء تلك الشركات وكما توصلت الد ارسة إلى وجود عالقة إيجابية ذات داللة إحصائية بين كل من تركز الملكية ووجود األناث في مجلس اإلدارة وبين األداء المالي للشركة العائلية. أما د ارسة (2014) al. Latif et والتي هدفت إلى اختبار أثر الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات العائلية وغير العائلية في الباكستان وكما هدفت أيضا إلى المقارنة بين أداء -99-
أثر هيكل الملكية... الشركات العائلية والشركات غير العائلية وتم الحصول على بيانات الد ارسة من سوق ك ارتشي لألو ارق المالية لعينة تكونت من )062( شركة مساهمة عامة مدرجة خالل الفترة )2116-2100(. وتم قياس الحاكمية المؤسسية من خالل: حجم مجلس اإلدارة وتركيبة مجلس اإلدارة والجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة ولا مدير التنفيذي وعدد اجتماعات مجلس اإلدارة. توصلت الد ارسة إلى أن األداء المالي للشركات غير العائلية أفضل من أداء الشركات العائلية وكما توصلت أيضا إلى وجود عالقة إيجابية بين كل من حجم مجلس اإلدارة والفصل بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة ولا مدير التنفيذي من ناحية وبين األداء المالي للشركة من ناحية أخرى ووجود عالقة عكسية بين عدد اجتماعات مجلس اإلدارة وتركيبة مجلس اإلدارة مع األداء المالي للشركة. وتتفق هذه النتيجة مع د ارسة Samad( Ibrahim & Abdul 2011 ) والتي هدفت إلى اختبار العالقة بين آليات الحاكمية المؤسسية واألداء المالي للشركات العائلية وغير العائلية في ماليزيا خالل الفترة.)2112-0999( بينما أجريت در اسة أبو السعود وآخرون )2102( بهدف التعرف على اآلثار المتوقعة لتركيبة هيكل الملكية على أداء الشركات المساهمة العامة األردنية. وذلك على عينتين تكونت األولى من) 22 ( شركة مساهمة عامة صناعية دون التفريق فيها بين شركة بسيطرة عائلية أو بدون والعينة الثانية مكونة من )22( شركة بسيطرة عائلية في هيكل الملكية خالل الفترة الزمنية )2110-2116( أشارت هذه الد ارسة إلى أن هيكل الملكية الذي يتصف بالسيطرة العائلية ال يؤثر على األداء بشكل مختلف عن الشركات التي ال تتواجد فيها هذه السيطرة. أما د ارسة( 2013 Din, (Cheema & فقد هدفت إلى فحص العالقة بين الحاكمية المؤسسية واألداء المالي للشركات المتخصصة بصناعة األسمنت في الباكستان. وقد تم الحصول على بيانات الد ارسة من التقارير المالية السنوية لخمسة عشر شركة أسمنت للفترة )2100-2112(. توصلت الد ارسة إلى وجود عالقة عكسية ذات داللة إحصائية بين الجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي واألداء المالي للشركات مقاسا بالعائد على السهم كما توصلت نتائج الد ارسة إلى أن ربحية الشركات العائلية وأدائها هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان المالي أفضل من الشركات غير العائلية. وتتفق نتيجة هذه الد ارسة مع د ارسة (2012,. al )Culasso et والتي هدفت إلى فحص العالقة بين تركيبة مجلس اإلدارة واألداء المالي للشركات العائلية وغير العائلية اإليطالية وتم الحصول على بيانات الد ارسة من السوق المالي لعينة تكونت من )21( شركة مساهمة عامة مدرجة مقسمة إلى )23( شركة عائلية و) 22 ( شركة غير عائلية خالل الفترة )2101-2116(. توصلت الد ارسة إلى أن األداء المالي للشركات العائلية أفضل من أداء الشركات غير العائلية ونأ عدد األعضاء المستقلين في مجلس إدارة الشركة غير العائلية أعلى من الشركة العائلية وقد ف س ر ذلك بأن العائلة تسعى جاهدة للتقليل من عدد األعضاء المستقلين في مجلس إدارتها وذلك للحد من التدخالت الخارجية في صنع ق ار ارتها. وهذا ما أشارت اليه د ارسة )2012, Encalada )Martin & إلى أن الشركات العائلية تتبنى آليات حاكمية مختلفة من حيث تركيبة مجلس اإلدارة ونسبة ملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم الشركة عن تلك التي تتبناها الشركات غير العائلية مما أثر ذلك على أداء كل منهما. وذلك في د ارستهما التي أجريت في المكسيك على عينة مكونة من )91( شركة مساهمة عامة مدرجة مقسمة إلى )62( شركة عائلية و) 26 ( شركة غير عائلية خالل الفترة.)2119-2112( أما د ارسة )2011 )Yasser, فقد هدفت إلى اختبار أثر الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات العائلية وغير العائلية في الباكستان وتم الحصول على بيانات الد ارسة من سوق ك ارتشي لألو ارق المالية لعينة تكونت من )032( شركة مساهمة عامة مدرجة خالل الفترة )2112-2113(. وتم قياس الحاكمية المؤسسية من خالل: تركيبة مجلس اإلدارة المؤهالت المهنية ألعضاء مجلس اإلدارة والمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة والجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة ولا مدير التنفيذي وعدد اجتماعات مجلس اإلدارة. وقد توصلت الد ارسة إلى وجود فروقات ذات داللة إحصائية بين أداء الشركات العائلية وغير العائلية مقاسا بمؤشر توبن )Q )Tobin's ومعدل العائد على األصول من التدفق النقدي التشغيلي ووجود عالقة إيجابية ذات داللة إحصائية بين كل من المؤهالت المهنية ألعضاء مجلس اإلدارة وعدد اجتماعات -100-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 مجلس اإلدارة مع األداء المالي للشركات العائلية وكما توصلت الد ارسة إلى وجود عالقة إيجابية ذات داللة إحصائية بين كل من المؤهالت المهنية والمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة مع األداء المالي للشركات غير العائلية وتتفق هذه النتيجة مع نتيجة د ارسة )2011 )Amran, التي أجريت في ماليزيا على عينة مكونة )222( شركة مساهمة عامة مدرجة مقسمة إلى )090( شركة عائلية و) 233 ( شركة غير عائلية والتي توصلت إلى وجود عالقة إيجابية ذات داللة إحصائية بين المستوى العلمي لألعضاء واألداء المالي في الشركات غير العائلية. بعد استع ارض الد ارسات السابقة تتميز هذه الد ارسة عن سابقاتها أنها تعتبر من أوائل الد ارسات في األردن التي تبحث في أثر الملكية العائلية وغير العائلية والحاكمية المؤسسية مجتمعين معا على األداء المالي وكذلك تسعى إلى فحص ما إذا كان تأثير الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات يختلف باالعتماد على وجود الملكية العائلية ضمن قطاعي الصناعة والخدمات هذان القطاعان اللذان يعمألن ضمن ثقافة عربية أردنية تشجع الملكية العائلية ويرغب المالك في إدارة الشركات التي يملكونها. كما وتقوم هذه الد ارسة على اختبار أثر هيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( والحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات وذلك بأخذ عدد من المتغي ارت لقياس الحاكمية وهي )حجم مجلس اإلدارة وملكية أعضاء مجلس ألسهم الشركة واستقاللية مجلس اإلدارة والمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة والجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي والملكية المؤسسية( وقياس أداء الشركة باستخدام مؤشر توبن )Q )Tobin's وهي المتغي ارت التي لم تتطرق لها الد ارسات السابقة في األردن عند قياس الحاكمية المؤسسية وأداء الشركات بشكل مجتمع حسب علم الباحثين. منهجية الد ارسة مجتمع وعينة الد ارسة يتكون مجتمع الد ارسة من جميع الشركات الصناعية والخدمية المساهمة العامة والمدرجة في بورصة عمان للفترة )2101-2102( والتي بلغ عددها )002( شركة كما هي في نهاية عام 2102. و تم اعتماد عدة معايير ألغ ارض تحديد عينة الد ارسة وهي أن تكون أسهم الشركة مدرجة ومتداولة طيلة فترة الد ارسة وأن ال تكون الشركة قد خضعت لألندماج خالل سنوات الد ارسة وذلك لتوحيد معايير المقارنة وأن تتوافر جميع البيانات الالزمة الحتساب متغي ارت الد ارسة. وبتطبيق الشروط السابقة بلغ عدد شركات عينة الد ارسة )92( شركة صناعية وخدمية وتشكل عينة الد ارسة ما نسبته %22 من مجتمع الد ارسة. ومن ثم تم تقسيم العينة إلى )22( شركة ذات ملكية عائلية و) 32 ( شركة ذات ملكية غير عائلية وذلك حسب الشروط التي وضعتها الد ارسة للتصنيف. نموذج الد ارسة سيتم استخدام أسلوب تحليل األنحدار المشترك ويمكن التعبير عن األثر بين المتغي ارت المستقلة والمتغير التابع من خالل معادلة األنحدار التالية: FP = βₒ + β1ff + β2bsize + β3 BSHAR + β4 BINDEP + β5 BQUAL + β6 9 FAGE+ β10 DEBT + β11sec + Ɛ DUAL +β7 INOWN + β8 FSIZE + β حيث أن :FP األداء المالي :FF هيكل الملكية :BSIZE حجم مجلس اإلدارة :BSHAR ملكية األعضاء ألسهم في الشركة :BINDEP استقاللية مجلس اإلدارة :BQUAL المستوى العلمي ألعضاء المجلس :DUAL الجمع بين المنصبين :IOWN الملكية المؤسسية :FSIZE حجم الشركة :FAGE عمر الشركة :DEBT نسبة المديونية :SEC نوع القطاع : Ɛ خطأ التقدير العشوائي. متغي ارت الد ارسة وأسلوب قياسها المتغير التابع: ويتمثل المتغير التابع في األداء المالي للشركة والذي تم قياسه باستخدام مؤشر توبن وهو مقياس ي عبر عن إحتمالية النمو في أصول الشركة فإذا كانت قيمة )Q (Tobin's أقل من واحد فإن القيمة السوقية أقل من قيمة أصول الشركة أي الشركة مقيمة بأقل من قيمتها ومن ناحية أخرى إذا كانت قيمة )Q (Tobin's أكبر من واحد فإن القيمة السوقية أكبر من تكلفة استبدال أصولها وهو يعني أن هناك فرص أفضل -101-
. أثر هيكل الملكية... لالستثمار ومؤشر على أداء اإلدارة الجيد )زلوم 2103(. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة Rhodes( Al-Ghamdi & هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان ;2012 2015; Martin & Encalada Darweesh ;2015 Amran ;2011 Yasser ;2011 Ibrahim & Abdul Samad ;2011 أبو السعود 2102(. المتغي ارت المستقلة: المتغير المستقل األول: الملكية العائلية Ownership( )Family كما تم اإلشارة إليه سابقا تم تصنيف الشركة كشركة عائلية إذا توفرت أحد الشروط التالية: 0. أن تكون العائلة مسيطرة على الشركة من خالل تملك ما ال يقل عن % 21 من أرس مال الشركة. 2. أن يكون للعائلة تأثير قوي في مجلس اإلدارة من خالل وجود فردين أو أكثر من أف ارد العائلة الواحدة لهم مقاعد في مجلس اإلدارة على ان يكون أحدهما على األقل رئيسا أو نائبا لرئيس المجلس أو مدي ار عاما للشركة. 3. أن يكون هناك على األقل فردين من العائلة أعضاء في اإلدارة العليا ويمتلك كل واحد منهما % 2 فأكثر من أرس مال الشركة. وتم الرجوع إلى التقارير السنوية لتطبيق الشروط السابقة على الشركات من خالل االطالع على بند بيانات أعضاء مجلس اإلدارة وبند مساهمات كبار مالكي األسهم )%2( فأكثر وبند عدد األو ارق المالية المملوكة من قبل أعضاء مجلس اإلدارة لكل سنة من سنوات الد ارسة لضمان استقر ار ملكية العائالت في هذه الشركات طيلة فترة الد ارسة. وتم التعبير عن الملكية العائلية من خالل متغير وهمي ( Dummy )Variable يأخذ القيمة واحد في حال كانت الشركة عائلية وقيمة صفر في حال كانت الشركة غير عائلية. المتغير المستقل الثاني: الحاكمية المؤسسية ( Corporate )Governance وتم قياس الحاكمية المؤسسية من خالل: 5. حجم مجلس اإلدارة ي عد مجلس اإلدارة أحد االليات الحاكمة ألداء المد ارء في الشركات من وجهة نظر المساهمين وذلك ألنتخابه من قبلهم مباشرة ويتولى مجلس اإلدارة مهمة الرقابة واإلش ارف على أداء المد ارء للحد من سلوكهم النفعي ووضع إست ارتيجيات الشركة التي تهدف إلى تعظيم األرباح. ويعتبر عدد أعضاء مجلس اإلدارة عامال هاما في فعالية مجلس اإلدارة وهناك وجهتا نظر فيما يتعلق بحجم المجلس واألداء المالي للشركات فبعض الد ارسات ترى أن زيادة حجم المجلس قد تؤدي إلى حدوث مشاكل تتعلق بالتنسيق واإلتصال بين أعضاء المجلس وهذا بدوره يقلل من قدرة المجلس على القيام بدوره اإلش ارفي والرقابي على اإلدارة العليا وبالتالي زيادة مشكلة الوكالة.( al Habbash & Bajaher ;2014 Dharmadasa et ;2014 Yermack Jensen ;1996.)1993 أما وجهة النظر األخرى ترى أن زيادة حجم المجلس قد تؤدي إلى التنوع في الخب ارت بين أعضاء المجلس وهذا بدوره ينعكس ايجابيا على اتخاذ ق ار ارتهم وبالتالي على أداء هذه الشركات ). al Latif et 2014( لذا يتوقع أن يكون لهذا المتغير أثر على األداء المالي. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة ( al Wang et Darweesh ;2014 ;2015 Dharmadasa et al. Al-Ghamdi & Rhodes ;2014 Latif et al. ;2016 ;2015 السرطاوي 2102; عطية 2102(. 9. ملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة تساعد ملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة في تخفيض تضارب المصالح بين المال ك والمدارء وكلما ازدت ملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم الشركة أدى ذلك إلى تحسين في إدارة الشركة من خالل تخفيض تكاليف الوكالة والحد من أسلوب اإلدارة غير المرغوب فيه وبالتالي ينعكس على أدائها المالي. لذا يتوقع أن يكون لهذا المتغير أثر على األداء المالي للشركات. وقد تم استخدام هذا المتغير في الد ارسات السابقة مثل al.( Martin & Encalada; 2012 Bayrakdaroglu et.)2012 3. استقاللية مجلس اإلدارة تعد استقاللية مجلس اإلدارة من أبرز محددات الخصائص النوعية لمجلس اإلدارة أي أن يكون الجزء األكبر من أعضاء مجلس اإلدارة ليسوا من ضمن المد ارء التنفيذين (Non-( Executive وتلعب استقاللية المجلس دو ار هاما في عملية -102-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 الحد من تضارب المصالح بين المال ك والمد ارء وتعز ز من قيامه بمهامه اإلش ارفية والرقابية وبالتالي ضبط أداء اإلدارة للعمل في إطار مصلحة حملة األسهم وتعظيم قيمة المنشأة. لذا يتوقع أن يكون لهذا المتغير أثر على األداء المالي للشركات وقد عر ف دليل قواعد الحاكمية المؤسسية األردني عضو مجلس اإلدارة غير التنفيذي هو العضو الذي ال يكون موظفا في الشركة أو يتقاضى ارتبا منها. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة كل من. al Darweesh ;2016) Wang et ;2015 Dharmadasa et al. ;2014.)2014 Latif et al. ;2015 Vieira 2014 ;Zedan and Abu Nassar 4. المستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة لقد نص دليل قواعد الحاكمية المؤسسية األردني بأنه يجب أن يكون عضو مجلس اإلدارة مؤهال ويتمتع بقدر كاف من المعرفة باألمور اإلدارية والخبرة وأن يكون ملما بالتشريعات ذات العالقة وبحقوق وواجبات مجلس اإلدارة. ولقد أشارت بعض الد ارسات إلى تأثير متوقع للمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة على أداء الشركة حيث أنه كلما ازد المستوى والمؤهل العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة قد يؤدي ذلك إلى تعزيز مهامه الرقابية واإلش ارفية وبالتالي ينعكس على األداء المالي للشركة. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة 2011 2011;.(Amran Yasser( 1. الجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة ولا مدير التنفيذي أقرت التشريعات بأهمية استقاللية مجلس اإلدارة وضرورة الفصل بين وظائف رئيس المجلس واإلدارة التنفيذية للمنشأة وذلك لتفعيل الدور الذي يقوم به المجلس ودعم استقالليته. حيث نص دليل قواعد الحاكمية المؤسسية األردني بأنه ال يجوز الجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي وذلك لتجنب تعارض المصالح بإعتبار أن كل شخص له مهامه. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة. al Wang et المؤسسات االستثمارية له دور إيجابي في الرقابة على الشركة ويؤثر على أداء الشركات ألن هؤالء المستثمرين قادرين على التأثير على ق ارر اإلدارة ويمتلكون الموارد الالزمة لم ارقبة نشاطات الشركة والقوة إلقالة المدير المتعثر من منصبه (2012 Wereko, (Tornyeva and أي أن الملكية المؤسسية تساعد على تخفيض تكاليف الوكالة. لذا يتوقع أن يكون لهذا المتغير أثر على األداء المالي للشركات. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة al. Bayrakdaroglu et 2005 2012);. (Filatotchev et al. المتغي ارت الضابطة: تم إد ارج هذه المتغي ارت كمتغي ارت ضابطة في نموذج أثبتت نظ ار ألثرها الكبير على األداء المالي كما الد ارسة ليعكس النموذج الحالي األثر الصافي الد ارسات السابقة للمتغي ارت المستقلة على األداء المالي للشركة. 5. حجم الشركة: وتم قياس هذا المتغير بمتوسط إجمالي أصول الشركة الكبيرة عادة ما تتمتع حيث من المعروف بأن الشركات Scale) (Economies of بوفو ارت ناتجة عن حجمها الكبير ولديها قدرة عالية على التنويع مما يجعلها أقل عرضة لمخاطر اإلفالس وكذلك من المتوقع أن تكون تكلفة التمويل وبالتالي من المتوقع وجود عالقة لدى هذه الشركات أقل إيجابية بين حجم الشركة وبين مقاييس األداء المختلفة )أبو السعود وآخرون 2102(. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة.( al 2016; Yilmaz & Buyuklu Wang et ;2016 2014; 2015; Latif et al. Al-Ghamdi & Rhodes السرطاوي 2102; حمدان وآخرون.)2013 9. عمر الشركة: وتم قياس عمر الشركة بعدد التقارير السنوية المصدرة منذ إدارجها في بورصة عمان حيث من المتوقع أن يلعب عمر الشركة دو ار في زيادة الخبرة والمعرفة والد ارية المت اركمة لدى إدارة هذه الشركات وكذلك زيادة قدرتها على تنظيم أنظمتها المالية واإلدارية مما يمكنها من مواجهة الكثير من المخاطر التي تواجهها وبالتالي من المتوقع وجود أثر إيجابي لعمر 2014 Latif et al. ;2015 Al-Ghamdi & Rhodes ;2016) 2014 ;Zedan and Abu Nassar Dharmadasa et al. ;.2014) 6. الملكية المؤسسية لقد أظهرت العديد من الد ارسات أن ترك ز الملكية في يد -103-
أثر هيكل الملكية... الشركة على مقاييس األداء المختلفة. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة.( al Yasser ;2014 Latif et.)2011 3. نسبة المديونية: وتم قياس نسبة المديونية للشركات بقسمة متوسط إجمالي االلت ازمات على متوسط إجمالي األصول وتعبر هذه النسبة عن قدرة اإلدارة في انتقاء مصادر تمويل الشركة بالشكل الذي يحقق لها أعلى عوائد مستفيدة من الوفر الضريبي الذي ينعكس أثره إيجابيا على تعظيم ثروة المال ك وبالتالي من المتوقع وجود أثر إيجابي لنسبة المديونية على مقاييس األداء المختلفة )الفضل و ارضي 2100(. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة. Yilmaz & ;2016) Wang et al هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان Latif et ;2015 Al-Ghamdi & Rhodes ;2016 Buyuklu ;2014 al. السرطاوي 2102(. 4. نوع القطاع الذي تنتمي اليه الشركة: من المتوقع أن يكون هناك أثر لنوع القطاع على األداء المالي للشركة وتم قياس هذا المتغير من خالل متغير وهمي يأخذ قيمة واحد إذا كانت الشركة صناعية وقيمة صفر إذا كانت الشركة خدمية. وقد تم استخدام هذا المتغير في د ارسة )السرطاوي 2102; حمدان وآخرون 2013(. ويبين الجدول رقم )1( تعريف المتغي ارت في نموذج الد ارسة وطريقة قياسها. الجدول رقم )5( متغي ارت الد ارسة وطريقة قياسها طريقة القياس الرمز المتغير التابع )األداء المالي( بقسمة القيمة السوقية للشركة على متوسط إجمالي األصول. Tobin s Q مؤشر توبن (Q (Tobin's طريقة القياس الرمز المتغير ات المستقلة متغير وهمي يأخذ الرقم )0( في حال كانت الشركة عائلية والرقم )صفر( في حال كانت الشركة غير عائلية. FF هيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( بعدد أعضاء مجلس اإلدارة في الشركات. BSIZE حجم مجلس اإلدارة بقسمة عدد األسهم المملوكة من قبل أعضاء مجلس اإلدارة على المجموع الكلي لألسهم. BSHAR ملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة بقسمة عدد أعضاء مجلس اإلدارة غير التنفيذين على مجموع عدد أعضاء مجلس اإلدارة. BINDEP استقاللية مجلس اإلدارة بقسمة عدد األعضاء الذين لديهم مؤهل علمي بكالوريوس فأعلى على مجموع عدد أعضاء مجلس اإلدارة. BQUAL المستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة متغير وهمي يأخذ الرقم )0( إذا تم الجمع بين المنصبين والرقم الجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير DUAL )صفر( لغير ذلك. التنفيذي اإلدارة نسبة ماتمتلكه الشركات أوالمؤسسات من أسهم في الشركة. IOWN الملكية المؤسسية طريقة القياس الرمز المتغي ارت الضابطة بمتوسط إجمالي أصول الشركة. FSIZE حجم الشركة بعدد التقارير السنوية المصدرة للشركة منذ إدارجها في بورصة عمان. FAGE عمر الشركة بقسمة متوسط إجمالي االلت ازمات على متوسط إجمالي األصول. DEBT نسبة المديونية متغير وهمي يأخذ الرقم )0( إذا كانت الشركة صناعية والرقم )صفر( إذا كانت الشركة خدمية. SEC نوع القطاع -104-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 فرضيات الد ارسة استنادا إلى مشكلة الد ارسة وهدفها يمكن صياغة فرضية الد ارسة على النحو التالي : H01: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لهيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( ولمتغيرات الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. ويتفرع عن هذه الفرضية الرئيسة الفرضيات الفرعية اآلتية: H01-1: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية للملكية العائلية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. H01-2: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لحجم مجلس اإلدارة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. H01-3: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. H01-4: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية إلستقاللية مجلس اإلدارة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. H01-5: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية للمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. H01-6: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية للجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. H01-7: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية للملكية المؤسسية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. عرض وتحليل بيانات الد ارسة ومناقشة النتائج واختبار الفرضيات اختبار مدى مالءمة البيانات للتحليل اإلحصائي 5( اختبار التوزيع الطبيعي للبيانات :Test of Normality من شروط صالحية النموذج الخطي General Linear (GLM) Model ضرورة أن تكون قيم المشاهدات تتبع التوزيع الطبيعي وفي حال عدم تحقق هذا الشرط يتم معالجة البيانات من خالل استخدام اللوغاريتم الطبيعي أو الجذر التربيعي لها أما بالنسبة للمتغي ارت الوهمية فال تخضع للتوزيع الطبيعي نتيجة لطبيعتها الخاصة. وباالعتماد على نظرية النهاية المركزية Central Limit Theorem والتي تنص على أنه من الممكن افت ارض تحقق شرط التوزيع الطبيعي للعينات الكبيرة (30<n) فإننا نستطيع افت ارض التوزيع الطبيعي للبيانات بصرف النظر عن توزيع المجتمع األصلي (Gujarati 2004 (109.p وبما أن عينة الد ارسة تتكون من )92( شركة صناعية وخدمية مساهمة عامة وهي تمثل عينة كبيرة مقارنة مع حجم مجتمع الد ارسة فإننا نستطيع افت ارض التوزيع الطبيعي للبيانات. 9( اختبار اإلرتباط الخطي المتعدد: Multicollinearity Test إن افت ارض استقالل المتغي ارت المستقلة في النموذج الخطي العام (GLM) General Linear Model هو أساس صالحية تطبيق هذا النموذج وال يمكن اعتبار هذا النموذج مالئما لعملية تقدير الم عامالت إال بتحقق هذا الفرض.p (355 2004 (Gujarati وت شير هذه الظاهرة إلى أن وجود ارتباط خطي شبه تام بين متغيرين أو أكثر يعمل على تضخم قيمة معامل التحديد )R2( ويجعله أكبر من قيمته الفعلية ولهذا تم احتساب قيم معامل تضخم التباين (VIF)) (Variance Inflation Factor عند كل من المتغي ارت المستقلة للتأكد من عدم وجود مشكلة إرتباط خطي متعدد بين المتغي ارت. وقد تم اد ارج قيم معامل تضخم التباين (VIF) في جداول اختبار الفرضيات حيث تبين أن قيم معامل تضخم التباين كانت جميعها أكبر من العدد 0 وأقل من العدد 01 مما يشير إلى عدم وجود مشكلة االرتباط الخطي المتعدد بين جميع متغي ارت الد ارسة (Gujarati 2004 (253. 3( اختبار اإلرتباط الذاتي :Autocorrelation Test يتم إج ارء هذا اإلختبار للتأكد من عدم وجود مشكلة اإلرتباط الذاتي في النموذج والتي تعرف بوجود إرتباط بين حدود الخطأ العشوائي في نموذج األنحدار مما ينتج عنه تحيز في قيمة الم عامالت المقدرة estimated parameters وبالتالي ضعف قدرة النموذج على التنبؤ. وتم ذلك بإج ارء إختبار Test) (Durbin-Watson وتت اروح قيمة هذا اإلختبار مابين )2-1(. ويتم رفض وجود ظاهرة اإلرتباط الذاتي إذا -105-
أثر هيكل الملكية... هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان كانت قيمة (D-W) تساوي العدد 2 أو تقترب منه (Gujarati 2004 (496.p. وقد تم اد ارج قيم اختبار D-W في جدول اختبار الفرضيات رقم )2( حيث تبين أن قيم D-W للمتغي ارت تقترب من العدد 2 وهذا دليل على خلو البيانات من مشكلة اإلرتباط الذاتي بين حدود الخطأ العشوائي في نموذج االنحدار. اإلحصاءات الوصفية لمتغي ارت الد ارسة واختبار الفرضيات ومناقشة النتائج اإلحصاء الوصفي للمتغير ات الد ارسة: المتغير التابع يعرض الجدول رقم )2( وصفا لمؤشر توبن خالل فترة الد ارسة )2102-2101(. الجدول رقم )9( اإلحصاء الوصفي لمؤشر األداء المؤشر المقياس الوسط الحسابي توبن Q) )Tobin s االنح ارف المعياري توبن Q) )Tobin s جميع الشركات بلغ المتوسط الحسابي لمؤشر توبن لجميع عينة الد ارسة )0.22( وبإنح ارف معياري )0.93( مما يشير إلى تفاوت األداء بين شركات عينة الد ارسة. المتغي ارت المستقلة هيكل الملكية: يبين الجدول رقم )3( أن هيكل الملكية في الشركات الصناعية والخدمية يطغى عليه الطابع العائلي حيث بلغت نسبة الشركات ذات الملكية العائلية )%63.12( من عينة الد ارسة في حين بلغت نسبة الشركات ذات الملكية غير العائلية )%36.96( وقد أظهرت الشركات الخدمية تقاربا أكبر في عددها من حيث الملكية العائلية )%58.14( والملكية غري العائلية )%41.86( وذلك مقارنة مع الملكية العائلية في الشركات الصناعية )%67.35( والملكية غير العائلية )%32.65( وهذا مؤشر على أن النسبة الكبرى من الملكية في الشركات الصناعية هي ملكية عائلية. 1.28 0.93 الجدول رقم )3( توزيع الشركات عينة الد ارسة حسب هيكل الملكية الشركات الصناعية التك ارر النسبة المئوية% الشركات الخدمية التك ارر النسبة المئوية% جميع الشركات التك ارر 290 النسبة المئوية% 63.04 36.96 100 170 460 58.14 41.86 100 125 90 215 67.35 32.65 100 165 80 245 هيكل الملكية الملكية العائلية الملكية غير العائلية المجموع ويستعرض الجدول رقم )2( وصفا لمؤشر توبن حسب هيكل الملكية وي الحظ من الجدول أدناه أن متوسط مؤشر توبن في الشركات العائلية كانت أعلى منها في الشركات غير العائلية وهذا يشير إلى أن أداء الشركات العائلية كان أفضل أما التباين في قيم المؤشر في الحظ باالعتماد على قيم االنح ارف المعياري أن مؤشر توبن أظهر استق ار ار أعلى خالل الفترة في الشركات غير العائلية مقارنة بالشركات العائلية -106-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 مؤشر توبن الجدول رقم )4( توزيع مؤشر توبن في الشركات حسب هيكل الملكية الشركات غير العائلية الشركات العائلية المقياس 1.12 1.38 الوسط الحسابي 0.69 1.032 االنح ارف المعياري )Tobin s Q) متغي ارت الحاكمية المؤسسية ويستعرض الجدول رقم )2( االحصاء الوصفي لمتغي ارت الحاكمية المؤسسية. الجدول رقم )1( اإلحصاء الوصفي لمتغي ارت الحاكمية المؤسسية المؤشر حجم مجلس اإلدارة المقياس الوسط الحسابي جميع الشركات 8.19 2.30 0.50 0.26 0.91 0.10 0.93 0.11 0.40 0.29 ملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة استقاللية مجلس اإلدارة المستوى العلمي ألعضاء المجلس الملكية المؤسسية االنح ارف المعياري الوسط الحسابي االنح ارف المعياري الوسط الحسابي االنح ارف المعياري الوسط الحسابي االنح ارف المعياري الوسط الحسابي االنح ارف المعياري ويالحظ من الجدول أعاله أن المتوسط الحسابي لحجم مجلس اإلدارة لجميع عينة الد ارسة قد بلغ )2.09( عضوا وبإنح ارف معياري )2.31( عضوا. وكما بلغ المتوسط الحسابي لملكية أعضاء مجلس اإلدارة لجميع عينة الد ارسة )1.21( وبإنح ارف معياري )1.26(. أما بالنسبة الستقاللية أعضاء مجلس اإلدارة فقد بلغ المتوسط الحسابي لجميع عينة الد ارسة )1.90( وبإنح ارف معياري )1.01( األمر الذي يعني أن مجالس إدارة الشركات األردنية تتمتع بمستوى عال من االستقاللية وهذا يدل على اهتمام الشركات األردنية بأهمية وضرورة وجود األعضاء المستقلين ضمن عضوية مجالس إدارتها. كما وبلغ المتوسط الحسابي للمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة )1.93( وبإنح ارف معياري )1.00( أما بالنسبة للملكية المؤسسية فقد بلغ المتوسط الحسابي )1.21( وبإنح ارف معياري )1.29( وهذا مؤشر على وجود اختالف كبير من حيث نسبة الملكية المؤسسية بين الشركات عينة الد ارسة. وي الحظ من الجدول رقم )6( أن الشركات األردنية المدرجة إمتازت بتدني نسبة الجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي حيث بلغت نسبة الجمع بين المنصبين )%20.22( في حين بلغت نسبة عدم الجمع بين المنصبين في الشركات )%22.22(. -107-
أثر هيكل الملكية... هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان الجدول رقم )6( توزيع الشركات حسب الجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي الجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي DUAL ال يوجد جمع بين المنصبين يوجد جمع بين المنصبين المجموع جميع الشركات التك ارر 361 النسبة المئوية % اختبار الفرضية الرئيسة: H01: ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لهيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( وتطبيق الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان. والختبار مدى وجود أثر لهيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( وتطبيق الحاكمية المؤسسية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان تم اخضاع هذه الفرضية إلى تحليل األنحدار المتعدد وكانت النتائج على النحو التالي: 78.48 21.52 100 99 460 معامل تضخم التباين الجدول رقم )7) نتائج تحليل األنحدار المتعدد المتغي ارت المستقلة FF BSIZE BSHAR BINDE BQUAL DUAL IOWN FSIZE FAGE DEBT SEC R-squared AdjR-squared F value D-W Coefficient 0.263-0.014 0.148 0.592-0.526 0.100 0.126 0.046 0.003-0.0001-0.216 Tobin s Q t-statistic (10.524)** (-2.300)* (2.972)** (15.343)** (-7.153)** (4.938)** (2.107)* (4.232)** (4.678)** (-0.250) (-6.350)** 0.419 0.397 VIF 28.393 Prob F 0.0000 1.787 1.325 1.450 1.280 1.263 1.328 1.193 1.325 1.280 1.328 1.174 1.331 * Significant at 0.05, **Significant at 0.01 حيث :FF هيكل الملكية : BSIZE حجم مجلس اإلدارة :BINDEP ملكية األعضاء ألسهم في الشركة :BSHAR استقاللية مجلس اإلدارة :BQUAL المستوى العلمي ألعضاء المجلس :DUAL الجمع بين المنصبين :IOWN الملكية المؤسسية :FSIZE حجم الشركة :FAGE عمر الشركة :Tobin s Q نوع القطاع :SEC نسبة المديونية :DEBT مؤشرتوبن. ي الحظ من الجدول السابق مايلي: 0. وجود أثر ذي داللة إحصائية لهيكل الملكية وتطبيق الحاكمية المؤسسية على مؤشر توبن (Q )Tobin s حيث -108-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 كانت قيمة (28.393=F) وكانت (0.000 = (Sig وهي أقل من 0.05 وكما كانت قيمة معامل التحديد الم عدل (Adj (0.397= 2 R وهي تشير إلى أن )39.7%( من التغير في مؤشر توبن يمكن تفسيره من خالل التغير في المتغي ارت المستقلة. وعليه ت رفض الفرضية العدمية والتي تنص على أنه: " ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لهيكل الملكية )عائلي وغير عائلي( وتطبيق الحاكمية المؤسسية على األداء المالي مقاسا بمؤشر توبن للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان". 2. أظهرت معامالت األنحدار وجود أثر موجب ذي داللة إحصائية لهيكل الملكية على األداء حيث كانت قيمة معامل توبن )0.263( وقيمة )10.524=t) وهي قيمة دالة عند مستوى معنوية 0.01 وهذه النتيجة تشير إلى وجود تأثير إيجابي وقوي للملكية العائلية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة. وهذا ينسجم مع نتائج الد ارسات السابقة كد ارسة Din( Martin & Encalada ;2013 Cheema & 2012;Anderson & Reeb )2003 وعليه ترفض الفرضية العدمية الفرعية االولى والتي تنص على أنه " ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية للملكية العائلية على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان". 3. تبين من الجدول رقم )2( وجود أثر سالب ذي داللة إحصائية لحجم مجلس اإلدارة على األداء المالي لجميع الشركات عينة الد ارسة حيث كانت قيمة معامل توبن )- 0.014( وكانت قيمة( t=-2.300 ) وهي قيمة دالة عند مستوى معنوية أقل من 0.05 وتشير هذه النتيجة إلى أنه كلما ازد حجم مجلس اإلدارة كلما قل األداء المالي للشركات. وتتفق هذه النتيجة مع د ارسة ). al Dharmadasa et 2014; Jensen ;1996 Yermack ;2014 Habbash & Bajaher 1993( والذين توصلوا إلى أن حجم مجلس اإلدارة الصغير يمكن أن يكون أداة حاكمية جيدة للشركات لتحسين أدائها المالي وذلك ألن عمليات التنسيق واالتصال واالتفاق على الق ار ارت بين األعضاء في المجالس الكبيرة تكون أكثر صعوبة منها في المجالس الصغيرة مما يزيد من تكاليف الوكالة وينعكس سلبا على األداء وتتعارض هذه النتيجة مع د ارسة كل من Darweesh( 2015; Isshaq et al. ;2009 الفضل و ارضي 2011(. وعليه ترفض الفرضية العدمية الفرعية الثانية والتي تنص على أنه " ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لحجم مجلس اإلدارة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان". 2. أظهرت نتائج الجدول رقم )7( وجود أثر موجب ذي داللة إحصائية لملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة على األداء المالي لجميع الشركات عينة الد ارسة حيث كانت قيمة معامل توبن) 0.148 ( وكانت قيمة (2.972=t) وهي قيمة دالة عند مستوى معنوية أقل من 0.01 ويمكن تفسير هذه النتيجة بأنه كلما ازدت ملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة كلما ز ادت معها ثقة المستثمرين بالمجلس وبالتالي تشجيعهم على استثمار أموالهم في هذه الشركة وذلك إلعتقاد المستثمرين بأهمية تركيز نسبة ملكية األسهم في مجلس اإلدارة في توجيه ق ار ارته نحو تعظيم منفعتهم ويساعد أيضا في تحسين أداء الشركة من خالل تخفيض تكاليف الوكالة والحد من أسلوب اإلدارة النفعي. وتتفق هذه النتيجة مع د ارسة) Encalada Martin & 2012( وتتعارض مع د ارسة al. Bayrakdaroglu et (2012(. وعليه ترفض الفرضية العدمية الفرعية الثالثة والتي تنص على أنه "ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان". 2. ي الحظ من الجدول رقم )2( وجود أثر موجب ذي داللة إحصائية الستقاللية مجلس اإلدارة على األداء المالي لجميع الشركات عينة الد ارسة مقاسا بمؤشر توبن Tobin s (Q( حيث كانت قيمة معامل توبن )0.592( وكانت قيمة (15.343=t) وهي قيمة دالة عند مستوى معنوية أقل من 0.01 وتشير هذه النتيجة إلى أنه كلما ازد عدد األعضاء المستقلين عن اإلدارة التنفيذية في مجلس اإلدارة كلما ازد األداء المالي للشركات; وقد يعود السبب في ذلك ربما إلد ارك المستثمر ألهمية استقاللية أعضاء مجلس اإلدارة في الشركات التي ينوي االستثمار فيها حيث يع ي المستثمر بأن مجلس اإلدارة الذي يشتمل على نسبة كبيرة من األعضاء المستقلين يمتاز بالحاكمية الجيدة. حيث يكون المجلس أكثر موضوعية ومساءلة إلدارة الشركة ويحد من نزعتها لتحقيق مصالحها الشخصية على حساب مصلحة المساهمين وكما يلعب دو ار -109-
أثر هيكل الملكية... هنادي بطاينة سو ازن رسمي عابد ميشيل سويدان مهما في الرقابة على األنشطة التنفيذية والتخطيط االست ارتيجي واتخاذ ق ار ارت أكثر دقة وحيادية وهذا بدوره ينعكس إيجابيا على األداء التشغيلي للشركات وقدرتها على تحقيق أهدافها وبالتالي على القيمة السوقية للمنشأة. وتتفق هذه النتيجة مع د ارسة ). al Dharmadasa et 2014; السرطاوي Encalada;2102 Peng ; 2012 Martin & 2004( وتتعارض مع د ارسةBuyuklu Yilmaz & (2016.)2014 Zedan and Abu Nassar ;2014 ;Latif et al. وعليه ترفض الفرضية العدمية الفرعية ال اربعة والتي تنص على أنه " ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية لملكية أعضاء مجلس اإلدارة ألسهم في الشركة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان". 6. أظهرت نتائج الجدول رقم )2( وجود أثر سالب ذي داللة إحصائية للمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة على األداء المالي لجميع الشركات عينة الد ارسة حيث كانت قيمة معامل توبن )0.526-( وكانت قيمة (7.153-=t) وهي قيمة دالة عند مستوى معنوية أقل من 0.01 وتشير هذه النتيجة إلى أنه بالرغم من تمتع معظم أعضاء مجلس اإلدارة بالمؤهالت العلمية والتي تم قياسها بأن يكون عضو مجلس اإلدارة حاصل على درجة البكالوريوس فأعلى إال أنه ي الحظ بأن األداء ينخفض. وقد يعود السبب في ذلك ربما إلى إفتقار أعضاء مجلس اإلدارة إلى الخبرة العملية المتنوعة وكذلك عدم امتالكهم المها ارت المناسبة في مجال عمل الشركة وعدم فهمهم المالئم ألنشطة الشركة وعملياتها مما ينعكس سلبا على اتخاذ الق ار ارت وعلى أداء هذه الشركات. وتتفق هذه النتيجة مع د ارسةHendry ) (2002 وتتعارض مع د ارسة (Yasser( 2011. وعليه ترفض الفرضية العدمية الفرعية الخامسة والتي تنص على أنه "ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية للمستوى العلمي ألعضاء مجلس اإلدارة على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان". 2. ي الحظ بالرجوع إلى الجدول رقم )2( وجود أثر موجب ذي داللة إحصائية للجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي على األداء المالي لجميع الشركات عينة الد ارسة مقاسا بمؤشر توبن (Q )Tobin s حيث كانت قيمة معامل توبن )0.100( وقيمة (4.938=t) وهي قيمة دالة عند مستوى معنوية أقل من 0.01 وعلى الرغم من أن هذه الظاهرة كانت إيجابية على األداء المالي للشركات إال أنها كانت مخالفة لقواعد الحاكمية المؤسسية وال تنسجم مع أهدافها وبشكل عام يمكن تفسي ر التأثير اإليجابي للجمع بين المنصبين على األداء إلى أن الجمع ربما قد يؤدي إلى التركيز على قيادة الشركة بشكل أكبر وقد يمنع التنافس والص ارع المحتمل بين المدير التنفيذي ورئيس مجلس اإلدارة باإلضافة إلى أن الجمع قد يحس ن ويسر ع من عملية اتخاذ الق ار ارت لتحقيق أهداف الشركة وهذه ميزة أساسية من أجل اإلستجابة بسرعة للتحديات التي تواجه الشركة وهذا بدوره ينعكس إيجابيا على أدائها. وتتفق نتيجة هذه الد ارسة مع د ارسة al.( 2012; Rechner and Dalton Bayrakdaroglu et 1991( وتتعارض مع د ارسة Rhodes( Al-Ghamdi &. al ;Yasser 2015; Latif et 2014.)2011 وعليه ترفض الفرضية العدمية الفرعية السادسة والتي تنص على أنه "ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية للجمع بين منصبي رئيس مجلس اإلدارة والمدير التنفيذي على األداء المالي للشركات األردنية المدرجة في بورصة عمان". 2. تبين بالرجوع الى الجدول رقم )7( وجود أثر موجب ذو داللة إحصائية للملكية المؤسسية على األداء المالي لجميع الشركات عينة الد ارسة مقاسا بمؤشر توبن (Q )Tobin s حيث كانت قيمة معامل توبن )0.126( وكانت قيمة (2.107=t) وهي قيمة دالة عند مستوى معنوية أقل من 0.05 ويمكن تفسير هذه النتيجة بأن للملكية المؤسسية دور إيجابي في الرقابة على الشركة والتأثير على ق ارر اإلدارة والحد من سلوكها النفعي مما يساعد ذلك على تخفيض تكاليف الوكالة وبالتالي ينعكس إيجابيا على أدائها. وكما يمكن تفسير تحس ن األداء السوقي للشركة بزيادة الملكية المؤسسية بأن وجود المؤسسات االستثمارية يشكل حافز لدى المستثمرين لالستثمار في الشركة مما يؤدي الى زيادة الطلب على أسهمها وبالتالي تحسن قيمتها السوقية وتتفق نتيجة هذه الد ارسة مع د ارسة ;Jensen and Meckling, 1976 ;Filatotchev et al., 2005 ( Means, 1932 )Berle & وتتعارض مع د ارسة 2007( Graham,.)Bhattacharya and وعليه ترفض الفرضية العدمية الفرعية السابعة والتي تنص على أنه " ال يوجد أثر -110-
المجلة األردنية في إدارة األعمال المجل د 51 العدد 0202 5 ذو داللة إحصائية للملكية المؤسسية على األداء المالي للشركات االردنية المدرجة في بورصة عمان". 9. يظهر من الجدول رقم )2( وجود أثر موجب ذو داللة إحصائية لحجم الشركة على األداء المالي مقاسا بمؤشر توبن (Q )Tobin s عند مستوى معنوية 0.01 وتتفق هذه النتيجة مع د ارسة 2014(., al Zedan and Abu ;Latif et Yilmaz وتتعارض مع د ارسة )Yasser, 2011;Nassar, 2014 (2016 Buyuklu, &(. وكما وجد لعمر الشركة أثر موجب ذو داللة إحصائية على األداء المالي مقاسا بمؤشر توبن (Q )Tobin s عند مستوى معنوية 0.01 وتتعارض هذه النتيجة مع د ارسة 2014(., al.)yasser, 2011 ;Latif et أما بالنسبة لمديونية الشركة فلم يظهر أي أثر ذو داللة إحصائية على األداء المالي مقاسا بمؤشر توبن (Q.)Tobin s وفيما يتعلق بنوع القطاع فقد وجد أثر سالب ذو داللة إحصائية على األداء المالي مقاسا بمؤشر توبن عند مستوى معنوية 0.01. اختبار الحساسية: وللتأكد من صحة النتائج التي تم التوصل إليها في جدول رقم )2( تم استخدام مؤشري أداء آخرين األول هو مؤشر سوقي )سعر السهم إلى األرباح( والثاني هو مؤشر محاسبي )معدل العائد على األصول(. والجدول التالي رقم )2( يؤكد على صحة النتائج التي تم التوصل اليه بإستخدام مؤشر توبن.)Tobin s Q) الجدول رقم )8) نتائج تحليل األنحدار المتعدد المتغي ارت المستقلة FF BSIZE BSHAR BINDE BQUAL DUAL IOWN FSIZE FAGE DEBT SEC R-squared AdjR-squared F value Prob F D-W Coefficient 9.371-0.983 16.33 29.731-22.283-11.194-9.459 5.357 0.083-0.058 4.856 P/E t-statistic (19.751)** (-5.350)* (5.891)** (6.879)** (-5.979)** (-16.888)** (-3.630)* (18.620)** (3.453)** (-3.074)** (14.140)** 0.333 0.301 19.274 0.000 2.010 ROA Coefficient t-statistic 1.833 (3.946)** -0.612 (-76.12)** 1.058 (2.731)** 4.540 (4.780)** 3.737 (1.985)* 2.405 (4.643)** 2.907 (9.499)** 2.427 (16.772)** 0.027 (1.908) -0.122 (-10.690)** 0.739 (4.062)** 0.492 0.459 38.099 0.000 2.003 * Significant at 0.05 **Significant at 0.01-111-