نقش کیفیت حاکمیت شرکتی دررابطه بین جریان‌های نقدی آزاد ودستکاری فعالیت‌های واقعی

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 - استادیار گروه حسابداری، دانشکده علوم انسانی، واحد ارومیه، دانشگاه آزاداسلامی، ارومیه، ایران. نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات j.bahri@iaurmia.ac.ir

2 استادیار گروه حسابداری، دانشکده علوم انسانی، واحد بناب، دانشگاه آزاداسلامی، بناب، ایران

3 کارشناس ارشد حسابداری، واحد بناب، دانشگاه آزاداسلامی، بناب، ایران

چکیده

مدیریتسودبهمداخلهعمومیمدیریتدرفرآیندتعیینسودکهغالباًدرراستایاهداف دلخواهمدیریتمی‌باشد،اطلاقمی‌گردد. ازسویدیگرامروزهبهدلیلرویآوردنشرکت‌هابهمقولهارزیابیعملکرد،جریاننقدآزادموردتوجهبسیاریازگروه‌هاقرارگرفتهاست.پژوهشحاضربه دنبالبررسینقش کیفیت حاکمیت شرکتی در رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی است.برایتعیینمدیریتواقعیسودازمدل کوهن و زاروینوبرایمحاسبهجریان‌هاینقدآزاد مدللنوپلسن و بهمنظور کیفیت حاکمیت شرکتی به عنوان متغیر تعدیل کننده، از روش ارزیابی Gov-Score استفادهشدهاست. جامعه آماری این پژوهش شامل672 سال- شرکت پذیرفته شده دربورستهران می‌باشد. روشپژوهشازنوع-همبستگیوعلیپسرویدادیوروشآزمونفرضیه‌ها،آزمونهمبستگیورگرسیون است. برایآزمونفرضیه‌هاازنرمافزارهای Eviews7استفادهشدهاست. یافته‌هایپژوهشنشانمی‌دهدکیفیت حاکمیت شرکتی بر رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر آماری معنی‌داری ندارد، همچنین در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی و در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی ضعیف، بین جریان وجه نقد آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه مثبت و معناداری وجود داردو اندازه شرکت و زیان‌ده بودن شرکت بر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر مثبت و معنی‌داری داشته و در نقطه مقابل اهرم مالی تأثیر منفی و معنی‌داری بر متغیر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود واقعی) دارد.
 
Income managemeant apply to publice intervention of management in defermining income that often is in direction of desirable gools of management. On the oher hand, today much oroups have pay attention to cash flow because of resortion of many companies to operation assessment category. Current research seelc to study company jurisdiction quality role in relationship between free cash flows and real activities manipulation amony accepted companies in Tehran. Cohen Arvin model was used to determine real income management and len and palsen s model was usead to caleulate free cash flows and Brawn and keylor Gov-score assessment method was usead to quality company jurisdiction as ddjustment variable. In this research, 96 company in Tehran was studied.
 Research method is correlation type and hypothesis test method: correlation test and regression from minimum regular squares regression and difference test of average of two independent community. Eviews7 softwares was used to test hypothesis. Research Findings shows that there is meaningful difference among two group average and quality of companyjurisdiction have not meaning ful statistical effect on relationship between free cash flows and real activities manipulation. There is meaningful and positive relationship between free cash flows and real activitieas manipulation in companies' level with strong company jurisdiction quality and in companies' level with poor company jurisdiction quality. Company size and Loss Company have meaning ful and positive effect on real activities manipulation and, in coutrast, financial leveal have meaningful and negative effect on real activities manipulation variable (real income management), there is not meaningful relationship between dependent variable and other controlling variables.

کلیدواژه‌ها


نقشکیفیتحاکمیتشرکتیدررابطهبین جریان‌هاینقدیآزاد

ودستکاری فعالیت‌هایواقعی

 

 

جمال بحری ثالث

تاریخ دریافت: 06/07/1396           تاریخ پذیرش: 11/09/1396

[1]

عسگر پاکمرام[2]

سعید یوسفی[3]

 

 

چکیده

مدیریتسودبهمداخلهعمومیمدیریتدرفرآیندتعیینسودکهغالباًدرراستایاهداف دلخواهمدیریتمی‌باشد،اطلاقمی‌گردد. ازسویدیگرامروزهبهدلیلرویآوردنشرکت‌هابهمقولهارزیابیعملکرد،جریاننقدآزادموردتوجهبسیاریازگروه‌هاقرارگرفتهاست.پژوهشحاضربه دنبالبررسینقش کیفیت حاکمیت شرکتی در رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی است.برایتعیینمدیریتواقعیسودازمدل کوهن و زاروینوبرایمحاسبهجریان‌هاینقدآزاد مدللنوپلسن و بهمنظور کیفیت حاکمیت شرکتی به عنوان متغیر تعدیل کننده، از روش ارزیابی Gov-Score استفادهشدهاست. جامعه آماری این پژوهش شامل672 سال- شرکت پذیرفته شده دربورستهران می‌باشد. روشپژوهشازنوع-همبستگیوعلیپسرویدادیوروشآزمونفرضیه‌ها،آزمونهمبستگیورگرسیون است. برایآزمونفرضیه‌هاازنرمافزارهای Eviews7استفادهشدهاست. یافته‌هایپژوهشنشانمی‌دهدکیفیت حاکمیت شرکتی بر رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر آماری معنی‌داری ندارد، همچنین در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی و در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی ضعیف، بین جریان وجه نقد آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه مثبت و معناداری وجود داردو اندازه شرکت و زیان‌ده بودن شرکت بر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر مثبت و معنی‌داری داشته و در نقطه مقابل اهرم مالی تأثیر منفی و معنی‌داری بر متغیر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود واقعی) دارد.

 

واژه‌های کلیدی:حاکمیت شرکتی قوی، حاکمیت شرکتی ضعیف، جریان وجه نقد آزاد، دست‌کاری فعالیت‌های واقعی.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

ارزش هر شرکتی به میزان قابل توجهی به توانایی آن شرکت در ایجاد وجوه نقد آزاد و شیوه بکارگیری آن‌ها بستگی دارد. این معیار هم با توجه به کاربردهای متعددی که می‌توان به سرمایه گذاری مجدد، افزایش تقسیم سود، بازخرید سهام و بازپرداخت بدهی در سررسید اشاره نمود. برای سرمایه گذاران و اعتباردهندگان بی قابل توجه و از اهمیت فوق العاده ای برخوردار است. چرا که این وجوه به عنوان معیار تامینی (پوششی) توزیع سود سهام و بازپرداخت بدهی در سررسید یادمی‌شود. به همین دلیل افزایش در وجوه نقد آزاد می‌تواند در رغبت سرمایه گذاران به سرمایه گذاری و جلب اعتماد اعتباردهندگان به اعتباردهی مؤثر واقع شود (رضوانی راز، 1388، 92). دست‌کاریفعالیت‌هایواقعیبر جریان‌هاینقدیودرپاره ایازموارد براقلامتعهدیتأثیر می‌گذارند. روش‌های دست‌کاریفعالیت‌هایواقعیمانند کاهشقیمتفروشمحصولات بهمنظور افزایشفروشویاکاهش مخارجاختیاریدربحران‌های اقتصادی،ازجملهروش‌هایبهینه ای هستندکهبهمدیرانکمکمی‌کند. ولیاگرمدیرانبهصورتگسترده وغیرعادیبهاستفادهاز روش‌های مذکورعلاقهنشاندهند،درواقع آن‌هابهمدیریتواقعیسودتمایل دارندووجودسرمایه گذارانخبرهو آگاهدست‌کاریفعالیت‌هایواقعی را محدودمی‌کند (ناظمی اردکانی،1390، 110). برایارزیابیعملکرد واحدهایتجاریتاکنونمعیارهایمختلفیارائهشدهاستکهیکیاز  دیدتریناینمعیارها، جریان‌هاینقدیآزادمی‌باشد.ازنظرجنسنجریاننقدیآزادواحدتجاری، باقیماندهجریان‌هاینقدیپسازکسروجوهلازمبرای پروژه‌هاییاستکهخالصارزشفعلیآن‌ها مثبتارزیابی می‌شود.اینپروژه‌ها،طرح‌های سرمایهگذاریبلندمدتیهستندکهارزشفعلی جریان‌هاینقدیورودیموردانتظاربیشازارزش فعلیجریان‌هاینقدی خروجیاست (رحیمیان و همکارانش، 1390، 1). جنسنبراینباوراستکهمدیرانبهدلیلتضاد منافعممکناست جریان‌های نقدیآزادرادرپروژه‌هایباخالصارزشفعلیمنفی سرمایهگذاریکنندتادرکوتاه مدتبرخیازمنافعشخصیخودراتأمین نمایند. برایپنهاننگه داشتناثراتمنفیچنینسرمایه گذاری‌هایی، مدیراناحتمالاًازدستکاریسودبرایافزایشآنبهره می‌گیرند. چنیندستکاری منجربهتصویرنادرستازوضعیتمالیشرکتشده،اینامکانرا فراهممی‌کندتادریکبازارناکاراتأمینمالیبهترانجامشده،منافعنقدیوغیرنقدیبیشتری رابرایمدیرانبهدنبالداشتهباشد (فخاری و عدیلی). مطالعات گذشته حسابداری نشان می‌دهد که مدیران شرکت‌ها برای اجتناب از گزارش زبان و برآورده ساختن پیش بینی‌ها و انتظارات سرمایه گذاران، اقدام به دست کاری یا مدیریت سود می‌نمایند (ابراهیمی و همکاران، 1390، 151).

دست‌کاریفعالیت‌هایواقعیزمانیاتفاقمی‌افتد کهمدیرانعهدهدارفعالیت‌هاییمی‌شوندکهزمانبندییاساختاریکعملیات،سرمایهگذاریویامعاملاتمالیرابه منظوراثرگذاریبرمحصول(خروجی)سیستمحسابداریتغییر می‌دهد (گونی[i] 2010). دست‌کاریفعالیت‌هایواقعی، انحرافازروش‌هایعادیعملیاتیبودهوباهدفاولیهبرآوردهسازیآستانه‌هایخاصسودانجام می‌گیرد (رویچود هوری[ii]، 2006). یکیازشیوه‌هایدست‌کاریفعالیت‌هایواقعی،دست‌کاریهزینه‌هایاختیاریاست؛ نتیجتاًسودآوریآتیممکناستبهوسیلهدست‌کاریفروشناشیازتخفیفات قیمتیمخدوششود. بهعبارتدیگر زمانیکهدرآمدعملیاتیجاریپایینتر (بالاتر) ازدرآمدعملیاتیپیشبینیشدهباشد،مدیران ازطریقفروشدارایی‌هایثابتو اوراققابلمعاملهاقدامبهمدیریتسودمی‌کنند. البته نکتهقابلتوجهایناستکهقصدمدیریت،عاملمهمیدرمدیریتواقعی سودمی‌باشد.بهاینمعنیکهاگرشرکتی واجدیکیازشرایطمدیریتواقعیسودباشد،نمی‌توانگفتآنشرکتالزاماًمدیریت واقعیسودانجامدادهاست. بلکهممکناستانجاماینفعالیت‌هاناشیازمجموعهفرصت‌هاییباشدکهدراختیارشرکتاست.اما گاهیمدیراناز انجاماینگونهفعالیت‌ها،قصدمدیریتسودوتأثیرمستقیمبرنتایجحسابداریدارندکهنسبتبهحالتپیش متفاوت می‌باشد.بنابراینشناختنیتمدیریت،عاملمهمیدرشناساییمدیریتواقعیسوداست (گونی، 2010). حاکمیت شرکتی دربرگیرنده روابط بین ذینفعان و هدف‌هایی است که بر اساس آن‌ها شرکت اداره می‌شود (دیانتی دیلمی و ملک محمدی، 1392، 151). یکیازعواملاصلیبهبودکاراییاقتصادی حاکمیتشرکتیاستکهدربرگیرنده مجموعهایازروابطمیان مدیریتشرکت،هیئت مدیره،سهامدارانوسایرگروه‌هایذینفعاست. حاکمیتشرکتیساختاریرافراهممی‌کندکهاز طریقآن هدف‌هایبنگاهتنظیمووسایلدستیابیبه هدف‌هاونظارتبرعملکردتعیینمی‌شود (مهدوی و همکاران، 1392، 43).

با توجه به نقش انکارناپذیر حاکمیت شرکتی در جریان‌های نقدی آزاد، پژوهش حاضر در پی پاسخ به این سؤال است که با در نظر گرفتن حاکمیت شرکتی، تأثیر جریان‌های نقدی آزاد بر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی چگونه است؟

از دیدگاه اقتصادی با فرض منطقی بودن رفتار افراد، فرض بر این است که همه در وهله اول به دنبال حداکثر کردن منافع خویش هستند. مدیران نیز از این قاعده مستثنی نمی‌باشند. مدیران علاقه مند در راستای حداکثر کردن منافع شخصی، رفاه اجتماعی و تثبیت موقعیت شغلی خود، تصویر مطلوبی از وضعیت مالی واحد تجاری به سهامداران و سایر افراد ذی نفع ارائه نمایند. با در نظر گرفتن تئوری تضاد منافع میان مدیران و مالکان، مدیران واحدهای تجاری از انگیزه لازم برای دست‌کاری سود به منظور حداکثر کردن منافع خود برخوردار می‌باشند. در راستای تحلیل ارزش ایجاد شده برای سهامداران، جریان‌های نقد آزاد شرکت از اهمیت خاصی برخوردار است. مدیران می‌توانند از طریق شناسایی فرصت‌های رشد مناسب وجوه مذکور را در پروژه‌هایی با ارزش فعلی خالص مثبت سرمایه گذاری و به این ترتیب باعث افزایش ثروت سهامداران خود گردند. با توجه به تئوری تضاد منافع بین مدیران و مالکان، ممکن است برخی مدیران وادار شوند جریان‌های نقد آزاد را در پروژه‌های با ارزش فعلی خالص منفی سرمایه گذاری تا در کوتاه مدت برخی از منافع شخصی خود را تأمین نمایند (مهرانی و باقری، 1388، 50). دریکبیانکلیراهبریشرکتی،سیستمکنترلوهدایتشرکتاست.سیستمیکهارتباطبین شرکتوذینفعانآنراتعیینکنترلوهدایتمی‌نماید.راهبریشرکتیدرسطحخرددستیابی بهاهدافشرکتودرسطحکلانتخصیص بهینهمنابعرادنبالمی‌کند (بدری، 1392، 198). نتایج این پژوهش شناخت را از رابطه بین جریان‌های آزاد نقدی و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی با توجه به نقش کیفیت حاکمیت شرکتی افزایش خواهد داد. بنابراین، با توجه به مطالب فوق می‌توان به ضرورت و اهمیت موضوع پژوهش حاضر پی برد.

 

2- مبانی نظری و مروری بر پیشینه پژوهش

2-1- حاکمیت شرکتی

بنابرتعریف،حاکمیتشاملترتیباتحقوقی، فرهنگیونهادیمی‌شودکهسمتوسویحرکتو عملکردشرکت‌هاراتعیینمی‌کنندوعناصریکهدر اینصحنهحضوردارند،عبارت‌انداز:سهامدارانو ساختارمالکیت،اعضایهیاتمدیرهوترکیبآن‌ها، مدیریتشرکت... وسایرذینفعانیکهامکاناثرگذاریبرحرکتشرکترادارند.باتوجهبهاین کهدردیدگاهمزبوروتقریباًدرتمامیدیگرتعاریفی کهازحاکمیتشرکتیارائهمی‌شود،مدیران(اعماز مدیرانعاملیااعضایهیاتمدیره)درکانونتوجه قراردارند (مشایخی و محمدآبادی، 1389، 17). نتایجتحقیق کلاپرولاوهمچنینحاکیازآناستکههرچندشرکت‌هامی‌توانندمستقلاًحفاظتاز سرمایه گذارانوحقوقسهامدارانخردراتاحدیبهبوددهند،سیستمحاکمیتشرکتیمناسبدر سطحشرکتجانشیناصلاحوتقویتسیستمقانونینیستونمی‌تواندجایخالیزیربناهایقوی ومناسبقانونیراپرک‌اند،چنانکهدرکشورهاییباسیستمقانونیضعیف ترشرکت‌هابه طور متوسطرتبهحاکمیتشرکتیپائین تریدارند (حسینی، 1390، 65).

ضرورتحاکمیتشرکتیناشیازتضادمنافعمشارکت کنندگان(ذینفعان)درساختارشرکتی است.تضادمنافعکهازآنبهعنوانمسالهنمایندگیتعبیرمی‌شود،خودناشیازدوعلتعمده است؛اولاینکههریکازمشارکت کنندگان،اهدافوترجیحاتمتفاوتیدارندودیگراینکههر کداماطلاعاتکاملیدرمورداقدامات،دانشوترجیحاتدیگریندارند.بدیهیاستاینتفکیک،با فرضنبودسازوکارهایمؤثراجراییحاکمیتشرکتی،باعثایجادزمینهجهتاقداممدیراندر راستایمنافعخودونهمنافعسهامدارانخواهدشد (رحمانی، 1390، 36). حاکمیتشرکتیمجموعهمکانیسم‌هایهدایتوکنترلشرکت‌هاست.نظامحاکمیتشرکتیتوزیعحقوقومسئولیت‌هایذینفعانمختلفشرکت‌هااعمازمدیران،کارکنان،سهامدارانوسایرشخصیت‌هایحقیقیوحقوقیکهازفعالیت‌هایشرکتتأثیرپذیرفتهوبرآناثرمی‌گذارند،مشخصمی‌کند.ایننظامکهقوانینورویه‌هاییجهتتعیینفرآیندهایتصمیمگیریدرشرکتاعمازهدفگذاری،تعیینابزارهایرسیدنبهاهدافوطراحی‌هایسیستم‌هایکنترلیرامعینمی‌کند،باراه‌هاییکهتأمینکنندگانمنابعمالیجهتاطمینانازبازگشتسرمایه‌شانبهکارمی‌بندند،ارتباطتنگاتنگیدارد. (احمدپور و همکاران، 1389، 17).

 

2-2- جریان‌هاینقدیآزاد

فرضیهجریاننقدیآزاددرسال1986،توسطمایکلجنسنمعرفیشد.وی نظریهعدمتقارناطلاعاتونمایندگیراباهم ترکیبکردوفرضیهجریاننقدیآزاد رامطرحنمودکهبراساسآنوجوهباقیماندهپسازتأمینمالیتمامپروژه‌هایدارای ارزشفعلی خالص مثبت،باعثبهوجودآمدنتضادمنافع بینمدیرانوسهامداران می‌شود.پرداخت‌هایبهرهبدهی،تقسیمسودوسرمایهگذاریدرپروژه‌هاییبا ارزش موردانتظارمثبتتوسطمدیرانازمصرفوجوهمازاددراموریکهدرراستایاهداف شرکتنیست،می‌کاهد (نمازی و شکرالهی، 1392، 169). جریاننقدحاصلازفعالیت‌هایعملیاتی[iii] نیزنشانهوجهنقدیاستکهازفعالیت‌هایمستمر شرکتحاصلشدهواینوجوهدرمواردگوناگونیطبقنظرهیأتمدیرهموردمصرفقرارمی‌گیرد.باتقسیماینمعیاربهتعدادسهامجریاننقدیحاصلازفعالیت‌هایعملیاتی[iv]برایهرسهممشخصمی‌گردد (پیکانی، 1391، 111). درموردجریانوجوهنقد،دومفهوماساسیدیگرشاملجریان نقدیحقوقصاحبانسهام[v]وجریاننقدیآزادوجود دارد.همچنین،جریاننقدیسرمایهای[vi]نیز ازواژه‌هایی استکهمورداستفادهقرار می‌گیرد.

 

2-3- دست کاری فعالیت‌های واقعی

مدیریتسودبهمداخلهعمومیمدیریتدرفرآیندتعیینسودکهغالباًدرراستایاهداف دلخواهمدیریتمی‌باشد،اطلاقمی‌گردد (نوروش و همکاران، 1384، 165).مدیرانبرایرسیدنبهسودهایهدفنمی‌توانندفقطبرمدیریتاقلام تعهدیدرپایاندورهاتکاکنندزیرااینکارریسکزیادیداردوبهویژهاگرعملکردشرکتطیدورهویاشرایط اقتصادیمناسبنباشد،برایرسیدنویانزدیکشدنبهاهدافسود،محدودیت‌هاییرابرایمدیرانایجادمی‌کند. از طرفیمدیریتسودازطریقدست‌کاریفعالیت‌هایواقعینیزازآنجاکهبرجریان‌هاینقدشرکتاثرگذاراست،محدودیت‌هاو مسئولیت‌هاییرابرایمدیرانایجادمی‌کند.مثلاًممکناستدست‌کاریفعالیت‌هایواقعیدرمجموعموجبزیانشرکتویا کاهشسودشرکتنسبتبهسالقبلشودومدیرانمجبورشوندبرایگریزازایناتفاقاتناخوشایند،درپایاندورهدست بهداماناقلامتعهدیشوند.برایناساسبهنظرمی‌رسدمدیراندرتصمیماتخودبرایمدیریتاقلامتعهدی،دست‌کاری‌هاییراکهبررویفعالیت‌هایواقعیانجامداده‌اندنیزدرنظرمی‌گیرندوازترکیبیازاینانواعمدیریتسوداستفادهمی‌کنند (سعیدی و همکاران، 1392، 45).

 

2-4- پیشینه پژوهش

چانگو همکاران (2005)بامشاهدهاطلاعات 22576شرکتآمریکاییدردورهسیزدهساله بین سالهای1984تا1996رابطهبینمدیریتسودوجریان‌هاینقدآزادزیادرادرشرکت‌های بارشدکمموردبررسیقراردادند وبهایننتیجهرسیدندکهمدیرانشرکت‌هایباجریان‌هاینقدی آزادزیادورشدکم،ازاقلامتعهدیاختیاریافزایشدهندهسوداستفادهمی‌کنندتاسودهایکمو زیان‌هایحاصلازسرمایهگذاریدرپروژه‌هایباارزشفعلیخالصمنفیراازبینببرند. سانجایاوساراگیه[vii](2012) بیانکردکهمعمولاًدست‌کاریفعالیت‌هایواقعیدرطیدورهجاریانجاممی‌شود. اقدامیکهزیانرابرایشرکتدرپایاندورهافزایشمی‌دهد. برایاجتناباززیان،مدیرانسودراازطریقاقلام تعهدیاختیاریمدیریتخواهند کرد.نتایجبهدستآمدهازفرضیهپژوهشیمبنیبراینکهدست‌کاریفعالیت‌های واقعیبهصورتمثبتبرمدیریتسودتعهدیاثر می‌گذارد،حمایتمی‌کند. همچنینبیانشدکهدست‌کاریشدید فعالیت‌هایواقعیتأثیراتشدیدیبرمدیریتسودتعهدیدر پایاندورهدارد. یو[viii](2008) مدیریتسودحسابداریودست‌کاریفعالیت‌هایواقعیراموردبررسیقراردادوعنوانکردکه تحقیقاتقبلینشانداده‌اندکهمدیراندرواکنشبهسختگیری‌هایاستانداردهایحسابداری،ازمدیریتسود حسابداریبهدست‌کاری فعالیت‌هایواقعیرویآورده‌اند.امایودربررسیخودنشاندادکهمدیرانباوجود استانداردهایحسابداریسختگیرانه،تنهازمانی ازمدیریتسودحسابداریبهدست‌کاریفعالیت‌هایواقعیروی می‌آورندکهسرمایهگذاراننهادییکافقسرمایهگذاریکوتاهمدتداشتهباشند.درمقابلزمانیکهمدیرانتوسط سرمایهگذاراننهادیباافقسرمایهگذاریبلندمدتنظارتشوند،چنینرفتاریرااعمالنمی‌کنند. یودیانتی[ix] (2008) درتحقیقیبااستفادهاز150شرکتنمونهبهبررسیتأثیرمدیریتسودبررابطه جریان‌هاینقدیآزادوارزشسهامدارانپرداخت.نتایجتحقیقنشانمی‌دهدکهبا95درصد اطمینان،تغییراتجریان‌هاینقدیآزادباتغییراتثروتسهامدارانارتباطمعناداریدارد. همچنین اودراینتحقیقنشاندادکهبینجریان‌هاینقدیآزادمثبتوارزشسهامدارانرابطهمستقیم معناداریوجودداردولیبینجریان‌هاینقدیمنفیوارزشسهامدارنرابطهمعنادارمستقیمیوجود ندارد.ویدرآزمونفرضیهدومبهایننتیجهرسیدکهبا99درصداطمینان،مدیریتسوددرسطح کلنمونهودرسطحجریان‌هاینقدیمثبتباعثتضعیفرابطهجریان‌هاینقدیباثروت ایجادشدهبرایسهامدارانمی‌شود. ریناودیگران[x](2009) درپژوهشیباعنوان "جریان‌هاینقدآزادمازاد،مدیریتسودوکمیته حسابرسی"بهاینپرداختندکهچهقدرجریاننقدآزادمازادبهمدیریتسودمربوطاست.دراین مطالعهفرضبرایناستکهمدیرانشرکت‌هاییکهازجریان‌هاینقدیآزادبالاییبرخوردارند شدتعملخوبیدرادارهمدیریتسوددارند.نتایجپژوهشنشانمی‌دهدکهکمیتهحسابرسی مستقلبهشرکت‌هایدارایجریاننقدیآزاد،کمکمی‌کندتابررویه‌هایمدیریتسودنظارت داشتهباشد. گارسیالاراوگارسیااوسما[xi](2012) درپژوهشیعلاوهبربررسیتأثیرمحافظهکاریبرمدیریتسود،بهبررسیاینموضوعپرداختندکهآیااعمالمحدودیتدرمورددست‌کاریاقلامتعهدیبهکاهشمحافظهکاریاز طریقافزایشمدیریتسودواقعیمنجرمی‌شود؟نتایجپژوهشیکرابطهمنفیبینمحافظهکاریودست‌کاریاقلام تعهدیویکرابطهمثبتبینمحافظهکاریومدیریتسودواقعیرانشانمی‌دهد. تحقیقی با عنوان «رابطهبینکیفیتحاکمیتشرکتیوعملکردشرکت‌های پذیرفتهشدهدربورساوراقبهادارتهران» در سال (1388) توسط حساس یگانه و همکارانش انجام گرفته است. نتایج پژوهشحاکیازآناستکههیچگونهرابطهمعناداریبینکیفیتحاکمیتشرکتیوعملکرد شرکتوجودندارد. بهارمقدموحسنیفرد(1389، 136) پژوهشیدرارتباطبادست‌کاریرویدادهایمالیواقعیازطریقتمرکزبر متغیرهاییمانندجریان‌هاینقدیناشیازعملیات،هزینه‌هایاختیاری،تغییردرموجودیکالاوهزینه‌هایتولیدی انجامدادند.نتایجپژوهشآن‌هانشانمی‌دهدکهرابطهمعنی‌داریبینوجوهنقدعملیاتیوتغییراتدرموجودیکالا ازیکطرفومدیریت سوددرشرکت‌هایپذیرفتهشدهدربازاراوراقبهادارتهرانازطرفدیگروجوددارد. تحقیقی توسط فخاری و عدیلی در سال (1391، 63) انجام شده است. نتایجپژوهشحاکیازآناستکهبین جریان‌هاینقدیآزادشرکت‌هایبارشدپایینومعیارهایمدیریتسودمبتنی برفعالیت‌های واقعی(جریاننقدیغیرعادی،تولیدغیرعادیوهزینه‌هایاختیاریغیرعادی)رابطهمثبت معناداریوجوددارد.اینیافته‌هامی‌تواندتأئیدمجددیبروجودمدیریتسودازطریق فعالیت‌هایواقعیدرشرکت‌هایایرانیبوده،برایسرمایهگذارانواستفادهکنندگانونیز حسابرسانشاخص‌هایجدیدیازمدیریتسودارائهکند.

 

3- فرضیه‌های پژوهش

فرضیه اول:جریان‌های نقدی آزاد در شرکت‌هایی که با دست کاری فعالیت‌های واقعی مواجه هستند از سایر شرکت‌هایی که فاقد این ویژگی هستند، متفاوت است.

فرضیهدوم: کیفیت حاکمیت شرکتی بر رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر دارد.

فرضیه سوم:در شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه وجود دارد.

فرضیه چهارم: در شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی ضعیف بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه وجود دارد.

 

4- روش شناسی پژوهش

 این پژوهش از لحاظ روش همبستگی و از لحاظ هدف کاربردی می‌باشد. جامعه پژوهش حاضر شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. در پژوهش حاضر برای تعیین نمونه آماری، از رابطه خاصی جهت برآورد حجم نمونه و نمونه گیری استفاده نشده است بلکه از روش حذفی استفاده گردیده است. تعداد 96 سال - شرکت در نمونه آماری این پژوهش قرار گرفته است.

در این پژوهش برای تعیین همبستگی بین متغیرهای تحقیق از ضریب همبستگی پیرسون استفاده شده است

 

5- یافته های پژوهش

5-1- تحلیل توصیفی

مجموع مشاهدات در این تحقیق برابر با 672 سال- شرکت (96 شرکت در طی 7 دوره مالی شامل سالهای 1387 الی 1393)می‌باشد. نتایج تحلیل توصیفی نشان می‌دهد میانگین مدیریت سود واقعی برای شرکت‌های نمونه برابر با 243/0 می‌باشد هر چقدر این مقدار بالاتر باشد نشان می‌دهد شرکت‌ها مقادیر غیرعادی جریان نقدی عملیاتی و هزینه‌های اختیاری و هزینه‌های غیرعادی تولید بیشتری دارند. همچنین متوسط کیفیت حاکمیت شرکتی نیز برای شرکت‌های مورد مطالعه برابر با 589/4 می‌باشد که نشان می‌دهد شرکت‌های قرار گرفته در نمونه به لحاظ کیفیت حاکمیت شرکتی در مقایسه با تعداد سؤالات (8 مورد سؤال) وضعیت نسبتاً مطلوبی داشته‌اند. کمترین مقدار در سطح این متغیر ابر با یک و بیشترین امتیار برابر با 8 می‌باشد. میانگین جریان نقد آزاد نیز برای شرکت‌های مطالعه شده معادل 063/0می‌باشد. همچنین شرکت‌های قرار گرفته در نمونه به شکل میانگین از 64 درصد اهرم مالی بهره گیری نموده‌اند. میانگین نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری نیز برابر با 739/2 بوده و نشان می‌دهد ارزش بازار شرکت‌های قرار گرفته در نمونه بالاتر از ارزش دفتری آن‌ها می‌باشد. کمترین مقدار این متغیر نیز برابر با 190/6-می‌باشد که خود نشان دهنده حضور شرکت‌هایی با ارزش دفتری منفی در بین مشاهدات است. متوسط بازده سهام نیز در طول دوره تحقیق برابر با 008/0 می‌باشد. انحراف معیار پایین در سطح اغلب متغیرهای کمی تحقیق نیز نشان می‌دهد توزیع متغیرهای کمی تحقیق پراکندگی زیادی نداشته و حول میانگین متمرکز می‌باشند. تحلیل فراوانی متغیر کیفی زیان ده بودن شرکت نیز نشان می‌دهد در 71 سال- شرکت از کل 672 مورد مشاهده شده شرکت‌ها زیان گزارش نموده‌اند که معادل 6/10درصد از کل مشاهدات را در بر می‌گیرد.

 

جدول 1- تحلیل توصیفی داده‌های پژوهش

متغیر

علامت

تعداد

میانگین

انحراف معیار

کمینه

بیشینه

دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود واقعی)

REM

672

243/0

170/0

016/0

177/1

کیفیت حاکمیت شرکتی

CGS

672

589/4

299/1

1

8

جریان وجه نقد آزاد

FCF

672

063/0

132/0

315/0-

946/0

اندازه شرکت

SIZE

672

360/13

447/1

959/8

492/18

اهرم مالی

LEV

672

640/0

270/0

018/0

289/2

نسبت ارزش بازار به دفتری

MTB

672

739/2

706/4

191/6-

694/20

بازده سالانه سهام

RET

672

008/0

328/0

225/1-

107/2

تحلیل فراوانی متغیرکیفی تحقیق (متغیر وابسته)

متغیر

علامت

تعداد

اندازه گیری

فراوانی

درصد

زیان ده بودن شرکت

LOSS

672

شرکت زیان ده (1)

71

6/10

شرکت سود ده (0)

601

4/89

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

5-2- بررسی نحوه توزیع داده‌ها

با توجه به اینکه سطح معنی‌داری آماره Z، برای متغیر وابسته تحقیق (مدیریت سود واقعی) بیشتر از سطح خطای مورد پذیرش می‌باشد، نتایج نشان می‌دهد توزیع متغیر وابسته تحقیق از توزیع نرمال پیروی می‌کند.

 

جدول 2- نتایج آزمون کولموگوروف - اسمیرنوف

شرح

علامت

آمارهZ

Sig.

دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود واقعی)

REM

575/.

895/0

کیفیت حاکمیت شرکتی

CGS

987/3

000/0

جریان وجه نقد آزاد

FCF

241/2

000/0

اندازه شرکت

SIZE

226/1

095/0

اهرم مالی

LEV

193/1

102/0

نسبت ارزش بازار به دفتری

MTB

895/6

000/0

بازده سالانه سهام

RET

186/1

111/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

5-3- آزمون همبستگی بین متغیرهای پژوهش

نتایج ماتریس همبستگی پیرسون نشان می‌دهد بین متغیر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود) و متغیرهای جریان وجه نقد آزاد و اندازه شرکت همبستگی مثبت و معناداری در سطح اطمینان 99 درصد وجود دارد. از سویی دیگر بین مدیریت سود واقعی و کیفیت حاکمیت شرکتی نیز همبستگی منفی و معنی‌داری در سطح خطای 5 درصد مشاهده می‌شود. بین متغیر جریان وجه نقد ازاد و متغیرهای ندازه شرکت، ارزش بازار به ارزش دفتری و بازده سالانه سهام نیز همبستگی مثبت و معنی‌داری وجود داشته و در نقطه مقابل بین جریان وجه نقد آزاد و اهرم مالی همبستگی منفی و معناداری مشاهده می‌شود. بین اندازه شرکت و اهرم مالی نیز همبستگی مثبت و معنی‌داری وجود دارد. بین اهرم مالی و بازده سالانه سهام نیز همبستگی منفی و معناداری مشاهده می‌شود. همچنین نتایج ماتریس همبستگی نشان می‌دهد بین متغیرهای مستقل و کنترلی همخطی وجود ندارد.

 

 

 

جدول 3- ماتریس همبستگی پیرسون

متغیر

علامت

REM

CGS

FCF

SIZE

LEV

MTB

RET

دست‌کاری فعالیت‌های واقعی

(مدیریت سود واقعی)

REM

1

 

 

 

 

 

 

کیفیت حاکمیت شرکتی

CGS

089/0-

**(031/0)

1

 

 

 

 

 

جریان وجه نقد آزاد

FCF

257/0

***(000/0)

064/0

(095/0)

1

 

 

 

 

اندازه شرکت

SIZE

152/0

***(000/0)

047/0

(215/0)

079/0

**(038/0)

1

 

 

 

اهرم مالی

LEV

060/0-

(121/0)

001/0

(989/0)

308/0-

***(000/0)

135/0

***(000/0)

1

 

 

نسبت ارزش بازار به دفتری

MTB

060/0

(119/0)

030/0-

(436/0)

107/0

***(005/0)

013/0

(724/0)

005/0-

(882/0)

1

 

بازده سالانه سهام

RET

055/0

(154/0)

005/0-

(893/0)

302/0

***(000/0)

039/0

(308/0)

124/0-

***(001/0)

058/0

(127/0)

1

** معنی دار در سطح 95% اطمینان -- *** معنی دار در سطح 99% اطمینان

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

5-4- نتایج آزمون فرضیه‌ها

در این قسمت نتایج آزمون فرضیه‌ها ارائه می‌شود:

5-4-1-فرضیه اول: جریان‌های نقدی آزاد در شرکت‌هایی که با دست کاری فعالیت‌های واقعی مواجه هستند از سایر شرکت‌هایی که فاقد این ویژگی هستند، متفاوت است.

ملاک طبقه‌بندی شرکت‌ها به دو گروه مستقل (با دست‌کاری فعالیت‌های واقعی و فاقد دست‌کاری فعالیت‌های واقعی)، میانه متغیر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود واقعی) می‌باشد. برای بررسی فرضیه فوق، فرضیه آماری زیر توسط آزمون مقایسه میانگین‌های دو جامعه مستقل آزمون گردیده است.

با توجه به نتایج آزمون مقایسه میانگین‌های دو جامعه که در جدول 4 ارائه شده است، مقدار آماره F برابر با 490/54 و سطح معنی‌داری آن برابر با 000/0، کمتر از سطح خطای مورد پذیرش می‌باشد. بنابراین فرض برابری واریانس‌های دو گروه رد شده، در نتیجه از آزمون t با درجات آزادی تعدیل شده استفاده می‌شود. سطح معنی‌داری آماره t با فرض عدم تساوی واریانس‌های دو گروه برابر با 000/0 بوده و کمتر از سطح خطای مورد پذیرش است و نشان می‌دهد فرض H0 رد شده و بین میانگین دو گروه تفاوت معنی‌داری وجود دارد. بنابراین فرضیه اول تحقیق را در سطح اطمینان 95 درصد نمی‌توان رد نمود.

 

جدول 4- نتایج آزمون تفاوت برای فرضیه اول

میانگین دو گروه

(جریان وجه نقد آزاد)

آزمون تساوی واریانس دو گروه (آزمون لوین)

آزمون تساوی میانگین دو گروه (آزمون t مستقل)

شرکت‌های با دست‌کاری

شرکت‌های فاقد دست‌کاری

آماره (F)

سطح معنی‌داری

 (P-Value)

آماره (t)

سطح معنی‌داری

 (P-Value)

085/0

041/0

490/54

000/0

449/4

000/0

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

5-4-2- نتایج آزمون فرضیه دوم

فرضیه دوم: کیفیت حاکمیت شرکتی بر رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر دارد.

(1)

 

با توجه به نتایج آزمون فرضیه دوم تحقیق که در جدول 5 ارائه شده است، سطح معنی‌داری آماره F لیمر (چاو) برابر با (607/0) بوده و بیشتر از سطح خطای مورد پذیرش می‌باشد. بنابراین برای برازش مدل رگرسیون از داده‌های تلفیقی (Pooled) استفاده می‌شود. با توجه به بالا بودن سطح معناداری آماره آزمون وایت (650/0) از سطح خطای مورد پذیرش، نتایج آزمون ناهمسانی واریانس (آزمون وایت) نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس در مدل وجود ندارد. همچنین با توجه به بالا بودن سطح معنی‌داری آماره آزمون براش گادفری از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد)، نتایج آزمون ضرایب لاگرانژ ( آزمون براش گادفری) نیز نشان می‌دهد خود همبستگی سریالی در مدل رگرسیونی نیز وجود ندارد. آماره دوربین واتسون در دامنه قابل قبول (5/1 و 5/2) قرار داشته، و نشان می‌دهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. با توجه به اینکه در بررسی هم خطی بین متغیرهای وارد شده در مدل، مقادیر همگی زیر 10 می‌باشند در نتیجه همخطی در مدل مشاهده نمی‌گردد. سطح معنی‌داری آماره F (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده و کل مدل رگرسیونی معنی‌دار است. با توجه به بالا بودن سطح احتمال (Prob.) آماره t از سطح خطای مورد پذیرش برای ضریب 2(نتایج آزمون نشان می‌دهد، کیفیت حاکمیت شرکتی بر رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر آماری معنی‌داری ندارد. بنابراین، نمی‌توان فرضیه دوم تحقیق را در سطح اطمینان 95% پذیرش نمود. در نتیجه کیفیت حاکمیت شرکتی بر رابطه مثبت جریان وجه نقد آزاد و مدیریت سود واقعی تأثیر معنی‌داری ندارد. همچنین نتایج تحقیق نشان می‌دهد از بین متغیر کنترلی وارد شده در مدل، اندازه شرکت و زیان ده بودن شرکت بر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی تأثیر مثبت و معنی‌داری داشته و در نقطه مقابل اهرم مالی تأثیر منفی و معنی‌داری بر متغیر دست‌کاری فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود واقعی) دارد. بین سایر متغیرهای کنترلی و متغیر وابسته تحقیق رابطه معنی‌داری وجود ندارد. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل شده نیز نشان می‌دهد که متغیرهای مستقل و کنترلی وارد شده در مدل 07/11 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند.

 

جدول 5- نتایج آزمون فرضیه دوم

 

نام متغیر

نماد متغیر

ضریبCoefficient

آماره t

Prob.

آزمون همخطی (VIF)

 

مقدار ثابت

C

391/1-

898/3-

000/0

-

 

جریان وجه نقد آزاد

(FCF) 1β

296/2

315/5

000/0

291/2

 

تعامل جریان نقد آزاد و کیفیت حاکمیت شرکتی

(FCF×CGS)2β

032/0

061/0

950/0

987/1

 

اندازه شرکت

(SIZE)3β

101/0

789/3

000/0

053/1

 

اهرم مالی

(LEV)4β

275/0-

992/1-

037/0

328/1

 

ارزش بازار به دفتری

(MTB)5β

003/0

415/0

677/0

025/1

 

بازده سالانه سهام

(RET)6β

030/0-

248/0-

804/0

118/1

 

زیان ده بودن

(LOSS)7β

629/0

337/4

000/0

397/1

تحلیل انتخاب مدل

(پانل-پولد)

آزمون F لیمر (چاو)

سطح معنی‌داری (Prob.)

753/0

(607/0)

کل مدل رگرسیون

آماره F

سطح معنی‌داری (Prob.)

812/11

(000/0)

آماره دوربین واتسون

912/1

آزمون خود همبستگی سریالی (آزمون Breusch-Godfrey)

سطح معنی‌داری (Prob.)

655/0

(519/0)

آزمون ناهمسانی واریانس (آزمون White)

سطح معنی‌داری (Prob.)

887/0

(650/0)

ضریب تعیین (R2)

ضریب تعیین تعدیل شده (AdjR2)

111/0

101/0

             

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

5-4-3- نتایج آزمون فرضیه سوم

فرضیه سوم: در شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه وجود دارد.

ملاک طبقه بندی شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی و ضعیف میانگین متغیر کیفیت حاکمیت شرکتی است که از مجموع امتیازی هشت مکانیزم محاسبه می‌شود. مدل رگرسیونی چند متغیره خطی زیر برای آزمون فرضیه فوق در سطح شرکت‌های باکیفیت حاکمیت شرکتی قوی استفاده شده است.

(2)

 

جدول 6- نتایج آزمون فرضیه سوم

 

نام متغیر

نماد متغیر

ضریبCoefficient

آماره t

Prob.

آزمون همخطی (VIF)

 

مقدار ثابت

C

749/0-

719/1-

086/0

-

 

جریان وجه نقد آزاد

(FCF) 1β

152/2

494/4

000/0

727/1

 

اندازه شرکت

(SIZE)2β

053/0

633/1

103/0

188/1

 

اهرم مالی

(LEV)3β

355/0-

236/1-

217/0

588/1

 

ارزش بازار به دفتری

(MTB)4β

020/0

823/0

410/0

292/1

 

بازده سالانه سهام

(RET)5β

011/0

057/0

954/0

273/1

 

زیان ده بودن

(LOSS)6β

555/0

980/2

003/0

376/1

کل مدل رگرسیون

آماره F

سطح معنی‌داری (Prob.)

586/6

(000/0)

آماره دوربین واتسون

947/1

آزمون خود همبستگی سریالی (آزمون Breusch-Godfrey)

سطح معنی‌داری (Prob.)

168/0

(845/0)

آزمون ناهمسانی واریانس (آزمون White)

سطح معنی‌داری (Prob.)

638/0

(027/0)

ضریب تعیین (R2)

ضریب تعیین تعدیل شده (AdjR2)

102/0

086/0

             

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

با توجه به نتایج آزمون فرضیه سوم تحقیق که در جدول 6 ارائه شده است، سطح معناداری آماره آزمون وایت (027/0) بوده و کمتر از سطح خطای مورد پذیرش می‌باشد بنابراین آزمون ناهمسانی واریانس (آزمون وایت) نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس در مدل وجود دارد. در مواقعی که در مدل رگرسیونی ناهمسانی واریانس مشاهده گردد از رگرسیون پس از رفع ناهمسانی واریانس (حداقل مربعات تعمیم یافته) استفاده می‌شود. همچنین با توجه به بالا بودن سطح معنی‌داری آماره آزمون براش گادفری از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد)، نتایج آزمون ضرایب لاگرانژ ( آزمون براش گادفری) نیز نشان می‌دهد خود همبستگی سریالی در مدل رگرسیونی نیز وجود ندارد. آماره دوربین واتسون در دامنه قابل قبول (5/1 و 5/2) قرار داشته، و نشان می‌دهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. با توجه به اینکه در بررسی هم خطی بین متغیرهای وارد شده در مدل، مقادیر همگی زیر 10 می‌باشند در نتیجه همخطی در مدل مشاهده نمی‌گردد. سطح معنی‌داری آماره F (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده و کل مدل رگرسیونی معنی‌دار است. با توجه به پایین بودن سطح احتمال (Prob.) آماره t از سطح خطای مورد پذیرش برای ضریب 1(نتایج آزمون نشان می‌دهد، در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی، بین جریان وجه نقد آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. بنابراین، نمی‌توان فرضیه سوم تحقیق را در سطح اطمینان 95% رد نمود. همچنین نتایج تحقیق نشان می‌دهد از بین متغیر کنترلی وارد شده در مدل، بین زیان ده بودن شرکت و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی، رابطه مثبت و معناداری مشاهده می‌شود. بین سایر متغیرهای کنترلی و متغیر وابسته تحقیق رابطه معنی‌داری وجود ندارد. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل شده نیز نشان می‌دهد که متغیرهای مستقل و کنترلی وارد شده در مدل 17/10 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند.

 

5-4-4- نتایج آزمون فرضیه چهارم

فرضیه چهارم: در شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی ضعیف بین جریان‌های نقدی آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه وجود دارد.

ملاک طبقه‌بندی شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی قوی و ضعیف میانگین متغیر کیفیت حاکمیت شرکتی است که از مجموع امتیازی هشت مکانیزم محاسبه می‌شود. مدل رگرسیونی چند متغیره خطی زیر برای آزمون فرضیه فوق در سطح شرکت‌های باکیفیت حاکمیت شرکتی ضعیف استفاده شده است.

(3)

 

جدول 7- نتایج آزمون فرضیه چهارم

 

نام متغیر

نماد متغیر

ضریبCoefficient

آماره t

Prob.

آزمون همخطی (VIF)

 

مقدار ثابت

C

833/2-

530/4-

000/0

-

 

جریان وجه نقد آزاد

(FCF) 1β

940/1

837/3

000/0

361/1

 

اندازه شرکت

(SIZE)2β

214/0

472/4

000/0

140/1

 

اهرم مالی

(LEV)3β

264/0-

244/1-

214/0

307/1

 

ارزش بازار به دفتری

(MTB)4β

001/0

001/0

999/0

029/1

 

بازده سالانه سهام

(RET)5β

028/0-

181/0-

856/0

098/1

 

زیان ده بودن

(LOSS)6β

754/0

493/3

000/0

478/1

کل مدل رگرسیون

آماره F

سطح معنی‌داری (Prob.)

786/8

(000/0)

آماره دوربین واتسون

911/1

آزمون خود همبستگی سریالی (آزمون Breusch-Godfrey)

سطح معنی‌داری (Prob.)

071/2

(128/0)

آزمون ناهمسانی واریانس (آزمون White)

سطح معنی‌داری (Prob.)

738/0

(821/0)

ضریب تعیین (R2)

ضریب تعیین تعدیل شده (AdjR2)

146/0

129/0

             

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

با توجه به نتایج آزمون فرضیه چهارم تحقیق که در جدول 7 ارائه شده است، سطح معناداری آماره آزمون وایت (821/0) بوده و بیشتر از سطح خطای مورد پذیرش می‌باشد بنابراین، آزمون ناهمسانی واریانس (آزمون وایت) نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس در مدل وجود ندارد. همچنین با توجه به بالا بودن سطح معنی‌داری آماره آزمون براش گادفری از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد)، نتایج آزمون ضرایب لاگرانژ ( آزمون براش گادفری) نیز نشان می‌دهد خود همبستگی سریالی در مدل رگرسیونی نیز وجود ندارد. آماره دوربین واتسون در دامنه قابل قبول (5/1 و 5/2) قرار داشته، و نشان می‌دهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. با توجه به اینکه در بررسی هم خطی بین متغیرهای وارد شده در مدل، مقادیر همگی زیر 10 می‌باشند در نتیجه همخطی در مدل مشاهده نمی‌گردد. سطح معنی‌داری آماره F (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده و کل مدل رگرسیونی معنی‌دار است. با توجه به پایین بودن سطح احتمال (Prob.) آماره t از سطح خطای مورد پذیرش برای ضریب 1(نتایج آزمون نشان می‌دهد، در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی ضعیف، بین جریان وجه نقد آزاد و دست‌کاری فعالیت‌های واقعی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. بنابراین، نمی‌توان فرضیه چهارم تحقیق را در سطح اطمینان 95% رد نمود. همچنین نتایج تحقیق نشان می‌دهد از بین متغیر کنترلی وارد شده در مدل، بین اندازه شرکت و زیان ده بودن شرکت با دست‌کاری فعالیت‌های واقعی در سطح شرکت‌های با کیفیت حاکمیت شرکتی ضعیف، رابطه مثبت و معناداری مشاهده می‌شود. بین سایر متغیرهای کنترلی و متغیر وابسته تحقیق رابطه معنی‌داری وجود ندارد. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل شده نیز نشان می‌دهد که متغیرهای مستقل و کنترلی وارد شده در مدل 57/14 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند.

 

6- بحث و نتیجه گیری

درمدیریتواقعیسودمدیر ازطریقتصمیماتعملیاتی (زمانبندی اینتصمیمات،نحوهتخصیصمنابعو انتخاببرخیپروژه‌هابرایسرمایه گذاری) اقدامبهمدیریتسودمی‌نماید. برخلافمدیریتسودمبتنیبرارقام حسابداری،کشفمدیریتواقعیسود توسطحسابرسانمعمولاًبهسختیانجام می‌شود. اتلاف منابع در دسترس در جهت تأمین منافع شخصی مدیران موجب کاهش سود شرکت می‌شود. به تبع آن مدیران به منظور پنهان کردن اثرات تصمیم‌های ناآگاهانه و اقدامات منفعت طلبانه خود، ممکن است از آن دسته از روش‌ها و رویه‌های حسابداری استفاده کنند که قادر به افزایش سود گزارش شده هستند. در این صورت جریان‌های نقدی آزاد بر مسیر سودهای حسابداری و تصمیم گیری‌های شرکت تأثیر می‌گذارد. و دلیل اصلی فعالیت‌های واقعی (مدیریت سود) می‌شود. نتایج تحقیق حاضر با نتایج تحقیق فخاری و عدیلی (1391) مبنی بر بین جریان‌هاینقدیآزاد شرکت‌هایبارشدپایینومعیارهایمدیریتسودمبتنی برفعالیت‌های واقعی (جریاننقدیغیرعادی،تولیدغیرعادیوهزینه‌های اختیاریغیرعادی) رابطهمثبت معناداریوجوددارد همسو می‌باشد. در این پژوهش این فرضیه تأیید شده است.

ریچاردسون (2006) در تحقیقی دریافت که در شرکت‌های دارای سطوح بالای جریان‌های نقد آزاد، سرمایه گذاری به میزانی بیش از حد بهینه بیشتر است. همچنین وی طی بررسی رابطه ساختار حاکمیت شرکتی و سرمایه گذاری بیش از حد بهینه جریان‌های نقدی آزاد، دریافت که برخی از سازوکارهای حاکمیت شرکتی باعث کاهش سرمایه گذاری بیش از حد بهینه جریان نقد آزاد می‌گردد. بنابراین هر اندازه شرکت از توانایی حاکمیت شرکتی بالایی برخوردار باشد بیشتر می‌تواند جریان‌های نقد آزاد و مدیریت سود را در کنترل خود داشته باشد. در این پژوهش این فرضیه تأییدنشده است.

مکانیزم هایحاکمیتشرکتی می‌تواندفرصت‌هایمدیریتسودراکاهشودرنتیجه کیفیتسودراافزایشدهد.مکانیزمهایحاکمیت شرکتیبهمرورزمانبوجودمی‌آیند.برخیشرکت‌هادارایمکانیزم هایقویحاکمیتشرکتیمثلاًدرتعداد اعضایمستقلهیئتمدیره،حضورسرمایهگذاران نهادیمی‌باشند.برخیشرکت‌هانیزدارایحاکمیت شرکتیضعیفیمی‌باشند. شرکتیکهدارای تعدادبیشتریعضوهیئتمدیرهمستقل،سرمایه گذاراننهادیبوده،درصدمالکیتاعضایهیئتمدیره واعضایغیرموظفهیئتمدیرهباشددارایحاکمیت شرکتیتوانمندمحسوبمی‌شود.درمقابل،حاکمیت شرکتیدرصورتیکافیتلقیمی‌شودکهدرکاهش هزینه‌هاینمایندگیمؤثرواقعشود.حاکمیتشرکتی می‌تواندضعیفولیکافیباشدبااینشرطکهدرزمان شروعآن،مسئلهنمایندگیدرحدپایینباشد.لذادر چنینشرکت‌هاییمی‌توانکیفیتسودبالاتریراانتظار داشت.حاکمیتشرکتیمی‌تواندقوی(توانمند) بوده ولیکافینباشد.برایاینشرکت‌ها،بهرغمحاکمیت شرکتیقوی،کیفیتسوداحتمالاًمسئلهسازباشد. برایشرکت‌هایدارایحاکمیتشرکتیضعیفوناکافی نیزکیفیتسودمی‌تواندمسئلهسازباشد.در این پژوهش این فرضیه تأیید شده است.

بهدلیل اینکهسرمایهگذارانبهعنوانیکیازفاکتورهایمهمتصمیمگیریبهرقمسودتوجهخاصیدارند،اینپژوهش‌هااز جنبهرفتاری،اهمیتخاصخودرادارد.پژوهش‌هانشاندادهاستکهنوسانکموپایدارسود،حکایتازکیفیتآن دارد.بهاینترتیب،سرمایهگذارانبااطمینانخاطربیشتردرسهامشرکت‌هاییسرمایهگذاریمی‌کنندکهروندسود آن‌هاباثباتتراست (نوروش و همکاران، 1384). دست‌کاریفعالیت‌هایواقعیبراساسقضاوتوصلاح دیدمدیریتدرطیدورهمالیصورتمی‌گیرد.بهعبارت دیگر،مدیریتواقعیسودقبلازمدیریتسودتعهدیانجاممی‌پذیرد.بنابراینهرگونهتصمیمگیریمدیرانبرای دست‌کاریفعالیت‌هایواقعیمی‌تواندبرمدیریتسودتعهدیاثرگذارباشد.

تحقیقات پیشین نیز در راستای نتایج تحقیق حاضر می‌باشد. بطوری که مطالعهچپمن(2011) نشانمی‌دهدکهشرکت‌هادرسهماهپایانسال،ازطریقدستکاریفعالیت‌هایواقعینظیرکاهشقیمتبهمنظورتسریعموقتی فروشاقدامبهبرآوردهساختناهدافسودمی‌کنند. همچنین،شرکت‌هادرموقعیت‌هایرقابتینسبت بهانگیزه‌هایمدیریتسود،عکسالعملبیشتری نشانمی‌دهند. کوهنوزاروین (2010) بابررسیهردونوع مدیریتسوددریافتندکهمدیراندرزمانعرضه فصلیسهام،اغلبدرگیرمدیریتسودواقعیهستند وکاهشعملکرددرزمانعرضهفصلیسهامبیشتر درنتیجهمدیریتسودازطریقفعالیت‌هایواقعی استتامدیریتسودازطریقاقلامتعهدی.زیرا دستکاریفعالیت‌هایواقعینتایجاقتصادیواقعیبه همراه دارد. رویچودری(2006) درپژوهشیبابررسی مدیریتسودازطریقدستکاریفعالیت‌هایواقعی دریافتکهشرکت‌هابرایجلوگیریازگزارشزیان وارائهحاشیهسودبهتر،ازفعالیت‌هایینظیرارائه تخفیفاتقیمتیبهمنظورافزایشفروش،تولیدبیش ازاندازهبرایکاهشبهایتمامشدهکالایفروش رفتهوکاهشهزینه‌هایاختیاریاستفادهمی‌کنند. درحالیکهاینفعالیت‌هاباعثافزایشارزش شرکتدربلندمدتنمی‌شود.البتهوجودسهامداران نهادیباعثاستفادهکمترازاینگونهفعالیت‌هامی‌شود. ایزدی نیا (1382) نیز پژوهشی را تحت عنوان «ارزشیابی واحدهای تجاری با استفاده از الگوهای ارزش افزوده اقتصادی و جریان‌های آزاد نقدی و تعیین شکاف قیمت و ارزش سهام» انجام داد. نتایج پژوهش بیانگر آن است که در بازار سرمایه ایران، قیمت‌های سهام، ارزش بازار شرکت‌ها و ارزش افزوده بازار با عوامل ارزش آفرینی از قبیل ارزش افزوده اقتصادی و جریان‌های نقدی آزاد ارتباط معنی‌داری دارند.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 



1- استادیارگروهحسابداری، دانشکدهعلومانسانی،واحدارومیه، دانشگاهآزاداسلامی، ارومیه، ایران. نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات

j.bahri@iaurmia.ac.ir

2- استادیارگروهحسابداری، دانشکدهعلومانسانی،واحدبناب، دانشگاهآزاداسلامی، بناب، ایران

[3]- کارشناسارشدحسابداری، واحد بناب،دانشگاهآزاداسلامی، بناب، ایران



1. Gunny

2.Roychowdhury

3. Cash Flow Operating

[iv]. Equity Cash Flow (ECF)

[v]. Free Cash Flow (FCF)

[vi]. Capital Cash Flow (CCF)

7.Sanjaya and Saragih

[viii]. yu

9.Yodianti

[x]. Reina et.al

11. Garcia Lara and Garcia Osma

فهرست منابع

1)    آقایی، محمدعلی، عادل آذر و علی اکبر جوان، (1391)، "بررسیرابطهجایگزینیدستکاریفعالیت‌هایواقعیودستکاریاقلامتعهدیاختیاری"، مجلهپژوهش‌هایحسابداریمالی، سالچهارم،شماره2،شمارهپیاپی(12)، صص 19-40.

2)    ابراهیمی، ابراهیم، حامد ربیعی و مصطفی ایزدپور، (1390)، "بررسی ارتباط بین دست کاری فعالیت‌های واقعی و بازده آتی سهام"، پژوهش حسابداری، شماره دو، صص 151-172.

3)    احمدپور، احمد، محمد کاشانی پور و محمدرضا شجاعی، (1389)، "بررسیتأثیرحاکمیتشرکتیو کیفیتحسابرسیبرهزینهتأمین مالیازطریقبدهی(استقراض)"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 17، شماره 62، صص 17-32.

4)    بدری، احمد، (1392)، "مجموعه مقالات همایش راهبری شرکتی"، شرکت بورس اوراق بهادار تهران، صص 198-216.

5)    بهارمقدم،مهدی، حبیبهحسنیفرد،(1389)، "بررسیرابطهبینرویدادهایمالیواقعیومدیریتسوددر شرکت‌هایپذیرفتهشدهدربورساوراقبهادارتهران"،فصلنامهتحقیقاتحسابداریوحسابرسی،سالدوم،شماره6، صص 136-160.

6)    پیکانی، محسن، (1391)، "رابطهبینجریانوجوهنقدآزادوجریاننقدحاصلازفعالیت‌های عملیاتیباسودهرسهمدرشرکت‌هایخودروسازی"،مجلهاقتصادی – دو ماهنامهبررسیمسائلوسیاست‌هایاقتصادی، شماره‌های 11 و 12، صص 111-122.

7)    حساس یگانه، یحیی، زهره رئیسی و سیدمجتبی حسینی، (1388)، "رابطهبینکیفیتحاکمیتشرکتیوعملکردشرکت‌های پذیرفتهشدهدربورساوراقبهادارتهران"، فصلنامهعلوممدیریتایران،سالچهارم،شماره 13، صص 75-100.

8)    حسینی، سید علی، (1390)، "حاکمیت شرکتی حمایت از سهامداران، مجموعه مقالات همایش راهبری شرکتی"، شرکت بورس اوراق بهادار تهران، سال دوم، مدیریت آموزش، صص 65-83.

9)    دیانتی دیلمی، زهرا و هادی ملک محمدی، (1392)، "بررسی تأثیر ویژگی‌های نظام راهبری شرکت بر کیفیت اطلاعات مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله دانش حسابداری، سال 4، شماره 13، صص 151-170.

10) رحمانی، علی، (1390)، "حاکمیتشرکتیومدیریتریسکدرنظامبانکداری"، مجموعه مقالات همایش راهبری شرکتی، شرکت بورس اوراق بهادار تهران، سال دوم، مدیریت آموزش، صص 36-53.

11) رحیمیان، نظامالدین، میثمآخوندزاده و علی حبشی، (1389)، "بررسیتأثیرمدیریتسودبررابطهجریان‌هاینقدیآزاد وارزشسهامداراندرشرکت‌هایپذیرفتهشده دربورساوراقبهادارتهران"، فصلنامهدانشحسابرسی،دوره 3،صص 1-21.

12) رضوانی راز، کریم، قاسم رکابدار و محمدرمضان احمدی، (1388)، "بررسی رابطه بین جریان‌های نقد آزاد و سیاست تقسیم سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس تهران"، فصلنامه حسابداری مالی، سال اول،شماره 4، صص 92-107.

13) سعیدی، علی،‌ نرگس حمیدیان و حامد ربیعی، (1392)، "رابطهبینفعالیت‌هایمدیریتسودواقعیوعملکردآتیشرکت‌هایپذیرفتهشده دربورساوراقبهادارتهران"، فصلنامهعلمیپژوهشیحسابداریمدیریت، سالششم،شمارههفدهم،صص 45-58.

14) فخاری، حسین ومجتبی عدیلی، (1391)، "بررسیرابطهبینجریان‌هاینقدیآزادومدیریتسودازطریق فعالیت‌هایواقعیدرشرکت‌هایپذیرفتهشده دربورساوراقبهادارتهران"، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 19، شماره 4، صص 63-78.

15) فیماندز، پی، (1390)، "رابطهجریانوجوهنقدودرآمد(سود)خالصشرکت‌ها"، ترجمه حسناسماعیلی،فصلنامه حسابرس، شماره 52، صص 1-6.

16) مشایخی، بیتا و مهدی محمدآبادی، (1389)، "رابطهمکانیزمهایحاکمیتشرکتیباکیفیتسود"، مجلهپژوهش‌هایحسابداریمالی، سالسوم،شمارهدوم،شمارهپیاپی(8)، ص 17.

17) مهام،کیهان، علی اصغر فرجزاده و جواد حسینی،(1387)، "جریاننقدیآزاد"،فصلنامه دانشوپژوهشحسابداری،سالچهارم،شمارهسیزدهم، صص 39-61.

18) مهدوی، غلامحسین، سیدمجتبی حسینی و زهره رئیسی، (1392)، "تأثیرویژگی‌هایحاکمیتشرکتیبرکیفیتسودپیشبینیشدهبهوسیلهمدیریت شرکت‌هایپذیرفتهشدهدربورساوراقبهادارتهران"، فصلنامه حسابداری مدیریت، سال ششم، شماره شانزدهم، صص 43-60.

19) مهرانی، ساسان و بهروز باقری، (1388)، "بررسی اثر جریان‌های نقد آزاد و سهامداران نهادی بر مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه تحقیقات حسابداری، شماره دوم، صص 50-71.

20) ناظمی اردکانی،مهدی، (1390)، "مدیریتسودمبتنیبرارقام حسابداری درمقابلمدیریت واقعیسود"، فصلنامه حسابدار رسمی، صص 110-119.

21) نمازی، محمد و احمد شکرالهی، (1392)، "بررسیتعاملبینجریاننقدیآزاد،سیاستبدهیو ساختارمالکیتبااستفادهاز سیستممعادلاتهمزمان:مطالعهموردیشرکت‌هایپذیرفتهشدهدر بورس اوراقبهادارتهران"، مجله پیشرفت‌های حسابداری، دوره 5، شماره دوم، صص 169-210.

22) نوروش، ایرج، سحر سپاسی و محمدرضانیک بخت، (1384)، "بررسیمدیریتسوددرشرکت‌هایپذیرفتهشدهدربورستهران"، مجلهعلوماجتماعیوانسانیدانشگاهشیراز (ویژهنامهحسابداری)، دورهبیستودوم،شمارهدوم، صص 165-177.

23)  Black, B, (2006), “Corporate Governance Indices and Firm’s Market value: Time series evidence from Russia”, Emerging markets review 7, PP. 361-379.

24)  Chung, R & Firth, M. & Kim, J.B, (2005), “Earnings Management, Surplus Free Cash Flow, and External Monitoring”, Journal of Business Research, Vol. 58, PP. 766 –776.

25)  García Lara, J.M & B, García Osma, (2012), “Accounting Conservatism and the Limits to Earnings Management”, Avalable at: http://ssrn.com/abstract=2165694

26)  Gunny, K, (2010), “The Relation between Earnings Management Using real Activities Manipulation and Future Performance: Evidence from Meeting Earnings Benchmark”, Contemporary Accounting Research 27 (2), PP.855-888.

27)  Rina, b., Takiah, m, (2009), “Surplus Free Cash Flow, Earning Management and Audit Committee”, Journal of Economics and Management 3(1), PP. 204-223.

28)  Roychowdhury, S, (2006), “Earnings Management through Real Activities Manipulation”, Journal of Accounting and Economics 41, PP. 335-370.

29)  Sanjaya, P.S & Saragih, M.F, (2012), “The Effect of Real Activities Manipulation on Accrual Earnings Management: The Case in Indonesia Stock Exchange (IDX)”, Journal of Modern Accounting and Auditing, Vol. 8, No. 9, PP. 1291-1300.

30)  Yu, W, (2008), "Accounting-Based Earnings Management And Real Activities Manipulation", Dissertation, Georgia Institute of Technology.

31)  Yudianti, Ninik, (2008), “The Effect of Investment Opportunity Set and Earnings Management to the Relationship between Free Cash Flow and Shareholder Value”, Journal of Business Research, PP.193-228.

 

یادداشت‌ها