رابطه بین استحکام مدیریت، مدیریت سود و ارزش شرکت‌ها

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار گروه حسابداری، واحد اسلامشهر، دانشکده حسابداری و مدیریت ،دانشگاه آزاد اسلامی، اسلامشهر، ایران.

2 دانشجوی دکتری حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

چکیده

براساس تئوری نمایندگی، استحکام مدیریت نشان‌دهنده یکی از پرهزینه‌ترین نمادهای ایجاد تضاد بین سهامداران و مدیران است. استحکام مدیریت می‌تواند مزایایی را برای مالکان شرکت به‌همراه داشته باشد که از آن جمله می‌توان به کوته‌بینی کمتر در مدیریت سودها به‌منظور تحقق اهداف کوتاه‌مدت گزارشگری مالی و توجه به استرتژای‌ها و اهداف بلندمدت اشاره کرد. جامعه آماری این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. نمونه مورد استفاده نیز از طریق روش حذف سیستماتیک از جامعه آماری انتخاب شد. در مطالعه حاضر تلاش شد تا با استفاده از داده‌های 135 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مدل داده‌های ترکیبی و رگرسیون چندمتغیره، ضمن بررسی تأثیرپذیری رفتار مدیریت سود شرکت‌ها از استحکام مدیریت، نقش استحکام مدیریت در تأثیر رویکردهای مدیریت سود بر ارزش بازار شرکت مورد بررسی قرار گیرد. نتایج بررسی‌ها نشان داد که استحکام مدیریت موجب کاهش استفاده از مدیریت سود می‌گردد و استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد.
 
Abstract
According to agency theory, management strength represents one of the most costly symbols of conflict between shareholders and managers. Management's strength can provide benefits to the owners of the company, such as a shorter short-term management of profits to meet short-term financial reporting goals and focus on strategies and long-term goals. The statistical population of this research is the companies listed in the Tehran Stock Exchange between 2012 and 2016. The sample was also selected through a systematic removal method from the statistical community. In the present study, using the data of 135 companies admitted to Tehran Stock Exchange, the combined data model and multivariate regression, while investigating the impact of corporate profit management behavior on management strength, the role of solidity Managing influence on the impact of profit management approaches on market value of the company. The results of the research show that management's strength reduces the use of profit management and management's strength reduces the negative impact of earnings management on the company's value.
 
Keywords: Management Strength, Earnings Management, Company Value
 
 
 

کلیدواژه‌ها


رابطه بین استحکام مدیریت، مدیریت سود و ارزش شرکت‌ها

 

 

علی اسماعیل‌زاده

تاریخ دریافت: 12/04/1397            تاریخ پذیرش: 16/06/1397

[1]

مختار کیوان‌فر[2]

 

 

چکیده

براساس تئوری نمایندگی، استحکام مدیریت نشان‌دهنده یکی از پرهزینه‌ترین نمادهای ایجاد تضاد بین سهامداران و مدیران است. استحکام مدیریت می‌تواند مزایایی را برای مالکان شرکت به‌همراه داشته باشد که از آن جمله می‌توان به کوته‌بینی کمتر در مدیریت سودها به‌منظور تحقق اهداف کوتاه‌مدت گزارشگری مالی و توجه به استرتژای‌ها و اهداف بلندمدت اشاره کرد. جامعه آماری این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. نمونه مورد استفاده نیز از طریق روش حذف سیستماتیک از جامعه آماری انتخاب شد. در مطالعه حاضر تلاش شد تا با استفاده از داده‌های 135 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، مدل داده‌های ترکیبی و رگرسیون چندمتغیره، ضمن بررسی تأثیرپذیری رفتار مدیریت سود شرکت‌ها از استحکام مدیریت، نقش استحکام مدیریت در تأثیر رویکردهای مدیریت سود بر ارزش بازار شرکت مورد بررسی قرار گیرد. نتایج بررسی‌ها نشان داد که استحکام مدیریت موجب کاهش استفاده از مدیریت سود می‌گردد و استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد.

 

واژه‌های کلیدی: استحکام مدیریت، مدیریت سود، ارزش شرکت.

 

1- مقدمه

علی‌رغم کنترل‌هایی که توسط قوانین و مقررات متعدد مقرر شده، مدیریت سود همچنان یکی از نگرانی‌های عمده است. مدیران از تکنیک‌های مدیریت سود به‌منظور نائل آمدن به پیش‌بینی‌های سود تحلیل‌گران (بارتف[i] و همکاران، 2002؛ دوئل[ii] و همکاران، 2013)، پوشش عملکرد مالی ضعیف (رویچادوری[iii]، 2006)، کاهش ارزش دارایی‌ها و پرهیز از نقض قراردادهای بدهی (فرانز[iv] و همکاران، 2014) استفاده می‌کنند. همچنین ممکن است مدیران، سود را هنگامی‌که از لحاظ شخصی برای آنان سودمند است، دستکاری نمایند. مدیر می‌تواند با مدیریت سود، از مزایای خرید و فروش یا نگهداری حق تقدم سهام استفاده کند. البته دستکاری افزایشی سود به‌منظور جلوگیری از اخراج شدن نیز معقول و منطقی به نظر می‌رسد (کوداری[v] و همکاران، 2009). لازم به ذکر است که مدیریت سود، استراتژی است که مدیریت در راستای منافع شخصی خود به‌کار می‌گیرد. مدیران با استفاده از استانداردهای حسابداری انعطاف‌پذیر و به‌منظور اغراق در عملکرد عملیاتی خود، تصمیمات گزارشگری یا اعداد و ارقام حسابداری را دستکاری می‌کنند. لذا این احتمال نیز وجود دارد که انتظارات بازار سرمایه سودآوری شرکت و متعاقباً قیمت سهام شرکت را نیز تحت تأثیر قرار دهند. بنابراین، مدیریت سود می‌تواند بر پیش‌فرض‌های سرمایه‌گذاران درباره عملکرد عملیاتی شرکت مؤثر باشد یا مفاد قراردادها را تحت تأثیر قرار دهد (وو[vi] و همکاران، 2015).

در مطالعات اخیر تأیید شده است که شرکت به‌ازای نائل آمدن به سود موردانتظار، پاداش می‌گیرد. بنابراین، مدیران، انگیزه‌ای قوی برای استفاده از ابزارهای متعدد مدیریت سود به‌منظور رسیدن به این اهداف دارند که طی آن برای گمراه کردن ذینفعان در مورد نتایج مالی عملیات شرکت و یا برای تأثیر گذاشتن بر نتایج قراردادها از اعمال نظر شخصی خود استفاده می‌کنند. در واقع، دستکاری سود می‌تواند ارزش واحد تجاری را کاهش دهد زیرا اقدامات انجام گرفته در دوره جاری برای افزایش سودآوری، می‌تواند تأثیر منفی بر روی جریانات نقدی دوره‌های آتی داشته باشد (عرب‌صالحی و همکاران، 1396). پس از تصویب قانون ساربینز-اکسلی در امریکا و همچنین قوانین و مقررات جدیدی که در بسیاری از کشورها بر اساس قانون ساربینز-اکسلی تدارک دیده شده است، شرایط به نحوی شده که مدیریت واقعی سود، کمتر تحت بررسی قانونی قرار می‌گیرد و به چالش کشیدن و بررسی آن برای حسابرسان دشوارتر است. بنابراین شرکت‌ها از مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری به سمت مدیریت واقعی سود گرایش پیدا کردند (کوهن[vii]و همکاران، 2008). به این ترتیب، در سال‌های اخیر، مدیریت واقعی سود گسترش بیشتری یافته است. در واقع، مدیریت واقعی سود بر خلاف مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، برای افزایش سود دوره جاری، عملیات واقعی شرکت را تغییر می‌دهد (رویچادوری[viii] و همکاران، 2012). این در حالی است که تئوری‌های نمایندگی تصریح کرده‌اند استحکام مدیریت، برای سهامداران مضر است، چراکه مدیران را از نظارت‌ها و امور انظباطی حاکمیت شرکتی، محفوظ می‌سازد. از سوی دیگر، استدلال می‌شود که استحکام مدیریت می‌تواند مزایایی را برای مالکان شرکت به‌همراه داشته باشد که از آن جمله می‌توان به کوته‌بینی کمتر در مدیریت سودها به‌منظور تحقق اهداف کوتاه‌مدت گزارشگری مالی اشاره کرد (مئو[ix] و همکاران، 2017).

مدیران واحدهای تجاری به دلایل مختلف در دوره تصدی خود می‌کوشند از طریق کاربرد روش‌های گوناگون حسابداری و یا تصمیمات اجرایی، سود دوره مالی را مدیریت کنند تا وضعیت مورد نظر خود را از عملکرد بنگاه اقتصادی ارائه کنند. انگیزه‌های مدیریت سود در دوره‌های پیرامون تغییر مدیر عامل برانگیخته می‌شود؛ از این رو توجه به سال‌های اولیه و سال آخر تصدی مدیر عامل از اهمیت بیشتری برخوردار است. لذا، در مطالعه حاضر تلاش می‌گردد تا ضمن بررسی تأثیرپذیری رفتار مدیریت سود شرکت‌ها از استحکام مدیریت، نقش استحکام مدیریت در تأثیر رویکردهای مدیریت سود بر ارزش بازار شرکت نیز مورد بررسی قرار گیرد.

 

2-  چارچوب نظری

براساس تئوری نمایندگی، استحکام مدیریت نشان دهنده یکی از پرهزینه‌ترین نمادهای ایجاد تضاد بین سهامداران و مدیران است (جنسن و روباک[x]، 1983). مدیرانی که به دنبال منافع شخصی هستند، ممکن است تلاش نمایند تا از طریق ورود به طیف گسترده‌ای از اقدامات که خنثی‌گر آثار سازوکارهای کنترلی و حاکمیت شرکتی هستند، شغل خود را حفظ کنند، حتی اگر برای مدت زیادی شایسته و واجد شرایط اداره شرکت نباشند (شلیفر و ویشنی[xi]، 1989). میزانی که مدیران قادر به خنثی‌سازی و کنارگذاشتن آثار کنترلی و حاکمیت شرکتی می‌باشند، به معنای استحکام مدیریت است (برگر[xii] و همکاران، 1997). مطابق تئوری نمایندگی، مدیران تمایلی به حداکثرسازی ثروت سهامداران ندارند. این تئوری به‌طور روشن توسط شیفلر و ویشنی (1989) نشان دادند که مدیران برای تثبیت موقعیت خود از اختیار تصمیم‌گیری برای انجام برنامه‌های شخصی خود استفاده می‌کنند و به ارزش شرکت توجهی نمی‌نمایند. آن‌ها موقعیت خود را از طریق سرمایه‌گذاری‌های خاص که ریسک کمی دارد، تثبیت می‌کنند و این‌طور جلوه می‌دهند که نقش باارزشی برای منافع سهامداران دارند (موسی و چیچتی[xiii]، 2014). در همین رابطه، دی‌میگوئل[xiv] و همکاران (2004) نشان دادند که مالکیت مدیریتی یک مکانیزم بازدارندگی است که استحکام مدیریت را افزایش می‌دهد. گفتنی است دوره تصدی مدیرعامل در مطالعات گوناگون به‌عنوان معیاری برای استحکام مدیریت استفاده شده است (برای مثال؛ فردریکسن[xv] و همکاران، 1988؛ شن[xvi]، 2003).

این در حالی است که گروهی از مطالعات، براساس تئوری نمایندگی، استحکام مدیرعامل را پیونددهنده منافع سهامداران و مدیران در شرایطی خاص دانسته‌اند. به‌عنوان مثال؛ آستین[xvii] (1989) استدلال نمود مدیرانی که جایگاه مستحکمی ندارند و تحت فشار سرمایه‌گذاران هستند، گرایش به رفتار کوته‌بینانه داشته و تلاش دارند با فراهم‌سازی نشانه‌هایی از کارایی شرکت برای سهامداران، ارزش شرکت را به‌طور کوتاه‌مدت افزایش دهند. بنابراین، مدیرانی که تحت فشار بازار و سهامداران هستند، تمایل دارند که به بهای از دست دادن منافع بلندمدت سرمایه‌گذاری‌های پربازده، پروژه‌های زودبازده با منافع کوتاه‌مدت را برگزینند (مئو و همکاران، 2017). بنابراین، افزایش استحکام مدیریت به کاهش گرایش وی به دستکاری حساب‌ها و مدیریت سود منجر خواهد شد. از سوی دیگر، مبانی تئوریک پیشین استدلال می‌کنند که ارزش شرکت پس از ورود مدیران مستحکم به مقوله مدیریت سود و دستکاری حساب‌ها در راستای تحقق سودهای پیش‌بینی شده، کاهش می‌یابد، چراکه سرمایه‌گذاران این رفتار مدیران مستحکم را به اهداف منفعت‌طلبانه آن‌ها مرتبط می‌دانند. این در حالی است که براساس فرضیه منافع بلندمدت، مدیران مستحکم می‌توانند از راه‌های بسیار ساده‌تر و مستقیم‌تر نسبت به مدیریت سود، برای سلب مالکیت از سهامداران استفاده کنند. همانطور که اشاره شد، مدیران مستحکم، نگرانی کمتری راجع به اهداف کوتاه‌مدت دارند و بهتر می‌توانند بر استراتژی‌های بلندمدت تمرکز نمایند و لذا انتظار می‌رود که سودآوری بیشتری در بلندمدت به ارمغان بیاورند. متعاقباً براساس این دیدگاه، مدیریت سود می‌توانند دارای محتوای اطلاعاتی برای سهامداران شرکت باشد (تئوری علامت‌دهی). بدین معنی که مدیران برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، تلاش می‌کنند تا اطلاعات محرمانه‌شان را از طریق ارقام صورت‌های مالی به سایر ذی‌نفعان منتقل کنند (لوییس و رابینسون[xviii]، 2005). لذا استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد. در همین راستا، کوهن و زاروین[xix] (2010) نشان دادند عملکرد عملیاتی شرکت‌هایی که در عرضه ثانویه سهام به مدیریت واقعی سود روی آوردند، نسبت به شرکت‌هایی کاهش بیشتری یافته است که از مدیریت اقلام تعهدی برای مدیریت سود خود استفاده کردند.

 

2-1- پیشینه پژوهش

فانگ و گودوین[xx] (2013) نیز به بررسی ارتباط بین مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری و نسبت بدهی کوتاه مدت در شرکت‌های امریکایی پرداختند. نتایج بررسی‌های آنان مشخص نمود که بدهی کوتاه‌مدت دارای نقش نظارتی بوده و تأثیری معکوس بر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی اختیاری دارد. از سوی دیگر، نتایج بررسی‌های لی و ژانگ[xxi] (2014) نشان داد که مدیران برای دستیابی به سودهای مورد نظر، به مدیریت واقعی سود - به‌ویژه تولید اضافی و کاهش هزینه‌های اختیاری – دست می‌زنند. علاوه بر این، نتایج بررسی‌ها نشان داد که بازار، واکنشی منفی به دستکاری فعالیت‌های واقعی نشان می‌دهد. ژو و هانگ[xxii] (2016) نیز به بررسی تأثیر حاکمیت شرکتی و مدیریت سود و همچنین اثر متقابل آنان را بر چسبندگی هزینه‌ها پرداختند. نتایج آنان حاکی از این است که حاکمیت شرکتی خوب می‌تواند چسبندگی هزینه‌ها را کاهش دهد که البته میزان تأثیر آن، به شدت مدیریت سود نمی‌باشد. آنتونی و جئورج[xxiii] (2016) به بررسی رابطه کیفیت حسابرسی، محافظه‌کاری سرمایه‌گذاران و مدیریت سود در شرایط بحران مالی پرداختند. آنان دریافتند که در شرایط وجود بحران مالی، بین محافظه‌کاری سرمایه‌گذاران و مدیریت سود رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. زبری[xxiv] و همکاران (2016) به بررسی تأثیر کیفیت حاکمیت شرکتی بر عملکرد مالی پرداختند و دریافتند با بهبود کیفیت حاکمیت شرکت، عملکرد مالی نیز بهبود می‌یابد.

در ایران، بنی مهد و همکاران (1391) به بررسی پدیده مدیریت سود در ایران، شناسایی عوامل تأثیرگذار بر آن و ارائه یک الگو برای اندازه‌گیری مدیریت سود براساس عوامل مؤثر شناسایی‌شده در شرایط محیطی ایران، پرداختند. نتایج این تحقیق نشان داد که متغیرهایی مثل نسبت بدهی، اندازه شرکت، تغییر مدیریت، شاخص سودآوری (بازده دارایی‌ها) و شاخص مدیریت سود سال قبل، با شاخص مدیریت سود سال جاری، رابطه مستقیم دارند. سعیدی و همکاران (1392) به این نتیجه رسیدند که بین معیارهای مدیریت واقعی سود با عملکرد آتی رابطه معکوس و معناداری وجود دارد. به‌عبارت دیگر، دستکاری فعالیت‌های واقعی در دوره جاری، سبب تضعیف عملکرد آتی شرکت می‌شود. نتایج پژوهش دانش نوشری (1393) بیانگر ارتباطی معکوس و معنادار بین رقابت در صنعت و استحکام بازار محصول شرکت با مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. عباس‌زاده و همکاران (1394) نیز گزارش نمودند که نوع و علامت اقلام تعهدی به منزلة متغیر تعدیل‌کننده روابط میان اندازة هیئت مدیره، مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت و مدیریت سود محسوب می‌شوند و همچنین مدل اقلام تعهدی و نوع سیستم حاکمیت شرکتی، موجب تعدیل روابط میان استقلال و اندازة هیئت مدیره و مدیریت سود می‌شوند. دارابی و داودخانی (1394) بیان دارند که بین معاملات با اشخاص وابسته و ارزش شرکت رابطه معنادار و منفی وجود دارد. بین بازده نقدی سهام و اندازه هیئت مدیره با ارزش شرکت رابطه معناداری وجود ندارد و بین اهرم مالی با ارزش شرکت رابطه معنادار منفی و بین بازده دارایی‌ها با ارزش شرکت رابطه معنادار مثبتی وجود دارد. کامیابی و توکل‌نیا (1394) نیز دریافتند که مدیریت واقعی سود به‌واسطه افزایش تأخیر گزارش حسابرسی، دارای تأثیری معکوس بر قیمت سهام است. این در حالی است که اندازه موسسه حسابرسی می‌تواند تأثیر معکوس تأخیر گزارش حسابرسی بر قیمت سهام (در ایفای نقش واسطه‌ای) را کاهش دهد. شمس‌زاده و افخمی (1395) نیز یافتند که کاهش حاشیه سود و افزایش در گردش دارایی‌ها به طور هم‌زمان، نشانه مدیریت سود رو به پایین است در حالی که افزایش در حاشیه سود و کاهش همزمان در گردش دارایی‌ها تأییدی بر وجود مدیریت سود رو به بالا نمی‌باشد.

 

3- فرضیه تحقیق

مدیرانی که جایگاه مستحکمی ندارند و تحت فشار سرمایه‌گذاران هستند، گرایش به رفتار کوته‌بینانه داشته و تلاش دارند با فراهم‌سازی نشانه‌هایی از کارایی شرکت برای سهامداران، ارزش شرکت را به‌طور کوتاه‌مدت افزایش دهند. بنابراین، مدیرانی که تحت فشار بازار و سهامداران هستند، تمایل دارند که به بهای از دست دادن منافع بلندمدت سرمایه‌گذاری‌های پربازده، پروژه‌های زودبازده با منافع کوتاه‌مدت را برگزینند. بنابراین، افزایش استحکام مدیریت به کاهش گرایش وی به دستکاری حساب‌ها و مدیریت سود منجر خواهد شد. باتوجه به توضیحات ارائه شده در بخش مبانی نظری و پیشینه پژوهش، فرضیه اول مطالعه حاضر به شرح زیر مطرح می‌شود:

فرضیه اول: استحکام مدیریت موجب کاهش استفاده از مدیریت سود می‌گردد.

ارزش شرکت پس از ورود مدیران مستحکم به مقوله مدیریت سود و دستکاری حساب‌ها در راستای تحقق سودهای پیش‌بینی شده، کاهش می‌یابد، چراکه سرمایه‌گذاران این رفتار مدیران مستحکم را به اهداف منفعت‌طلبانه آن‌ها مرتبط می‌دانند. این در حالی است که مدیران مستحکم می‌توانند از راه‌های بسیار ساده‌تر برای سلب مالکیت از سهامداران استفاده کنند. همانطور که اشاره شد، مدیران مستحکم، نگرانی کمتری راجع به اهداف کوتاه‌مدت دارند و بهتر می‌توانند بر استراتژی‌های بلندمدت تمرکز نمایند و لذا انتظار می‌رود که سودآوری بیشتری در بلندمدت به ارمغان بیاورند. لذا، مدیریت سود می‌توانند دارای محتوای اطلاعاتی برای سهامداران شرکت باشد یعنی مدیران برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، تلاش می‌کنند تا اطلاعات محرمانه‌شان را از طریق ارقام صورت‌های مالی به سایر ذی‌نفعان منتقل کنند. لذا استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد. باتوجه به توضیحات ارائه شده در بخش مبانی نظری و پیشینه پژوهش، فرضیه دوم مطالعه حاضر به شرح زیر مطرح می‌شود:

فرضیه دوم: استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد.

4-  روش‌شناسی تحقیق

این تحقیق از نظر تئوریک جزء تحقیقات اثباتی و از منظر استدلال جزء تحقیقات استقرایی می‌باشد و چون می‌تواند در فرایند استفاده از اطلاعات کاربرد داشته باشد، بر اساس هدف از نوع تحقیقات کاربردی می‌باشد. داده‌های تحقیق مبتنی بر اطلاعات واقعی صورت‌های مالی، یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی و گزارش‌های مجامع شرکت‌هاست و با استفاده از رویکرد پس رویدادی (ازطریق اطلاعات گذشته) می‌باشد. همچنین از لحاظ تحلیل اطلاعات از نوع تحقیقات علّی و هدف اصلی آن تعیین وجود، میزان و نوع رابطه بین متغیرهای مورد آزمون است. در این تحقیق با برداشت مستقیم اطلاعات مورد نیاز از صورت‌های مالی و گزارش‌های موجود در سایت و کتابخانه سازمان بورس مجموع داده‌های مورد نیاز برای آزمون فرضیه‌ها جمع‌آوری شده است. پس از انتخاب شرکت‌های نمونه جهت انجام برخی محاسبات از نرم افزار اکسل استفاده شده است. برای گروه‌بندی شرکت‌ها در صنایع مختلف طبقه بندی بورس در نظر گرفته شده است. در تجزیه و تحلیل اطلاعات با توجه به نیاز از مدل‌های رگرسیون خطی چند متغیره استفاده شده است و برای تجزیه و تحلیل اطلاعات از نرم افزار Eviews9 استفاده گردیده است.

جامعه آماری این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1391 تا 1395 می‌باشد. نمونه مورد استفاده نیز از طریق روش حذف سیستماتیک از جامعه آماری انتخاب خواهد شد، به این ترتیب که نمونه، متشکل از کلیه شرکت‌های موجود در جامعه آماری است که حائز معیارهای زیر باشند:

1)   در طول دوره پژوهش، تغییر در دوره مالی نداشته باشند.

2)   جزء شرکت‌های فعال در حوزه فعالیت‌های مالی، از جمله شرکت‌های سرمایه‌گذاری، بانک‌ها، بیمه‌ها و مؤسسات مالی نباشند.

3)   داده‌های مورد نیاز جهت متغیرهای تحقیق، در طول دوره زمانی 1391 الی 1395، موجود باشند.

4)   دوره مالی آن‌ها منتهی به 29/12 هر سال باشد تا بتوان داده‌ها را در کنار یکدیگر و در صورت نیاز، به صورت پانلی به‌کار برد. فرآیند مذکور، منجربه انتخاب 112 شرکت گردید.

 

  • برای آزمون فرضیه اول تحقیق از مدل 1 استفاده می‌شود (مئو و همکاران، 2017) (β1):

رابطه 1)

Manipulationi,t = β0 + β1 Entrenchmenti,t + β2 Benchi,t + β3 CorpGovi,t + β4 Lossi,t + β5 Leveragei,t + β6 ROAi,t + β7 TotalAssetsi,t + β8 CFOi,t + β9 Growthi,t + εi,t      

که در آن:

متغیر وابسته

Manipulationi,t= مدیریت سود شرکت i در سال t که برای محاسبه آن از دو رویکرد استفاده می‌شود:

DAi,t = مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی شرکت i در سال t که برای محاسبه آن از رویکرد تعدیل‌شده جونز[xxv] استفاده می‌گردد. در این روش، اقلام تعهدی اختیاری طی دو مرحله برآورد می‌شوند. در ابتدا، متغیر کل اقلام تعهدی (که تفاوت بین سودعملیاتی و جریان نقد عملیاتی است) در رگرسیونی متشکل از متغیرهای کلیدی که انتظار می‌رود بر آن تأثیر گذارند، قرار می‌گیرد. به‌صورت 2:

رابطه 2)

   

که در آن:

TACi,t = کل اقلام تعهدی (سودعملیاتی منهای جریان نقدعملیاتی) شرکت i در سال t؛

TAi,t-1 = کل دارایی‌های شرکت i در سال t-1؛

∆SALESi,t = تغییرات درآمد فروش شرکت i در سال t که برابر است با درآمد فروش در سال t منهای درآمد فروش در سال t-1؛

∆RECi,t = تغییرات حساب‌های دریافتنی شرکت i در سال t که برابر است با حساب‌های دریافتنی در سال t منهای حساب‌های دریافتنی در سال t-1؛ و

PPEi,t = اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در سال t.

 

پس از تخمین مدل فوق در سطح کلیت داده‌ها و محاسبه مقادیر B0، B1 و B2، از ضرایب برآورده شده برای محاسبه اقلام تعهدی اختیاری (DA) به شکل 3 استفاده می‌گردد.

رابطه 3)

 

 

REMi,t = مدیریت سود واقعی شرکت i در سال t که برای محاسبه آن از قدرمطلق دستکاری فعالیت‌های واقعی استفاده می‌گردد:

رابطه 4)

RMi,t = APRODi,t – ACFOi,t - ADISXi,t   

 

در گام نخست، سطوح عادی هزینه‌های تولیدی (PROD)، مخارج اختیاری (DISX) و جریان نقد عملیاتی (CFO) با استفاده از تخمین مدل‌های زیر در سطح کلیت داده‌ها محاسبه می‌گردد:

  • سطوح عادی هزینه‌های تولیدی با استفاده از تخمین مدل 5 محاسبه می‌گردد:

رابطه 5)

 

 

  • سطوح عادی جریان نقد عملیاتی با استفاده از تخمین مدل 6 محاسبه می‌گردد:

رابطه 6)

   

 

  • سطوح عادی مخارج اختیاری با استفاده از تخمین مدل 7 محاسبه می‌گردد:

رابطه 7)

    

  

که در آن‌ها:

At-1 = کل دارایی‌های شرکت i در سال t-1؛

St = درآمد فروش شرکت i در سال t-1؛

ΔSt = تغییرات درآمد فروش شرکت i در سال t نسبت به سال t-1؛

PRODt = حاصل‌جمع تغییرات موجودی کالا و بهای تمام شده کالای فروخته شده شرکت i در سال t؛

DISXt = هزینه‌های اختیاری (هزینه‌های عمومی، اداری و فروش) شرکت i در سال t؛

 

 

در گام دوم، مقادیر غیرعادی هزینه‌های تولیدی (ABPROD)، مخارج اختیاری (ABDISX) و جریان نقد عملیاتی (ABCFO) طبق معادلات 8 محاسبه می‌گردند:

رابطه 8)

 

متغیر مستقل

Entrenchmenti,t= استحکام مدیریت شرکت i در سال t که برابر است با تعداد سال‌های دوره تصدی پست مدیرعاملی شرکت توسط مدیرعامل فعلی شرکت.

متغیرهای کنترل

Benchi,t = ریسک مدیریت سود شرکت i در سال t که اگر نسبت سودخالص به کل دارایی‌ها بین صفر و 01/0 باشد یا تفاضل نسبت سوخالص به کل دارایی‌های سال t و نسبت سودخالص به کل دارایی‌های سال t-1، بین صفر و 01/0 باشد، این متغیر برابر یک قرار می‌گیرد و در غیراین‌صورت برابر صفر خواهد بود.

CorpGovi,t = کیفیت حاکمیت شرکتی شرکت i در سال t که برای اندازه‌گیری آن از شاخصی ترکیبی استفاده می‌شود که حاصل‌جمع مقادیر زیر خواهد بود:

1)      مالکیت نهادی: اگر درصد سهام تحت تملک سهامداران نهـادی شـرکت بزرگ‌تر از مقدار میانه در نمونه بررسی باشد، برابر یک قرار داده می‌شود و در غیر این‌صورت، صـفر خواهد بود.

2)      مالکیت عمده: اگر درصد سهام تحت تملک سهامداران عمده شرکت (مالکان بـیش از 5 درصد سهام شرکت) بزرگ‌تر از مقدار میانه در نمونه بررسی باشد، برابر یک و در غیر این‌صورت صفر خواهد بود.

3)      اندازه هیئت مدیره: اگر تعداد اعضای هئیت مدیره شرکت هفت نفر باشد، برابر یک و در غیـر این‌صورت (تعداد 5 نفر) صفر خواهد بود.

4)      استقلال هیئت مدیره: اگر نسـبت اعضـای غیرموظـف هیئـت مـدیره بـه کـل اعضـای هئیت مدیره شرکت بزرگ‌تر از مقدار میانه در نمونه بررسی باشد، برابر یک و در غیر ایـن‌صورت صفر خواهد بود.

5)      اندازه موسسه حسابرسی: اگر مؤسسه حسابرسی‌کننده شرکت، سازمان حسابرسی باشد، برابر یک و در غیر این صورت صفر خواهد بود.

 

حاصلجمع مقادیر فوق (بین صفر تا 5) برای هر شرکت در هر سال، نشاندهنده کیفیـت حاکمیت شرکتی آن خواهد بود.

Lossi,t = زیان‌ده بودن شرکت i در سال t که اگر شرکت زیان خالص داشته باشد، این متغیر برابر یک قرار می‌گیرد و در غیر این‌صورت، برابر صفر خواهد بود.

Leveragei,t = اهرم مالی شرکت i در سال t که برابر است با نسبت کل بدهی به کل دارایی‌ها.

 ROAi,t = بازده دارایی‌های شرکت i در سال t که برابر است با نسبت سودخالص به کل دارایی‌ها.

TotalAssetsi,t = اندازه شرکت i در سال t که برابر است با لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها.

CFOi,t = جریان نقد عملیاتی شرکت i در سال t که برابر است با نسبت جریان نقد عملیاتی به کل دارایی‌ها.

Growthi,t = رشد شرکت i در سال t که برابر است با تفاضل درآمد فروش در سال t و درآمد فروش در سال t-1 تقسیم بر درآمد فروش در سال t-1.

 

  • برای آزمون فرضیه دوم تحقیق از مدل 9 استفاده می‌شود (مئو و همکاران، 2017) (β3):

رابطه 9)

∆MtoBi,t = β0 + β1 Manipulationi,t + β2 Entrenchmenti,t3 Manipulationi,t*Entrenchmenti,t + β4 Benchi,t5 CorpGovi,t + β6 Lossi,t + β7 Leveragei,t + β8 ROAi,t + β9 TotalAssetsi,t + β10 CFOi,t + β11 Growthi,t + εi,t

 

که در آن:

متغیر وابسته

∆MtoBi,t = ارزش شرکتi در سال t که عبارت است از تغییر در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری شرکت و برابر است با تقاضل نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت در سال t و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت در سالt-1.

 

متغیرهای مستقل

Manipulationi,t= مدیریت سود شرکت i در سال t.

Entrenchmenti,t= استحکام مدیریت شرکت i در سال t.

متغیرهای کنترل

Benchi,t = ریسک مدیریت سود شرکت i در سال t.

CorpGovi,t = کیفیت حاکمیت شرکتی شرکت i در سال t.

Lossi,t = زیان‌ده بودن شرکت i در سال t.

Leveragei,t = اهرم مالی شرکت i در سال t

 ROAi,t = بازده دارایی‌های شرکت i در سال t.

TotalAssetsi,t = اندازه شرکت i در سال t.

 

5- یافته‌های تحقیق

5-1- شاخص‌های توصیفی متغیرها

در این قسمت، میانگین، میانه (معیارهای مرکزی)، انحراف معیار، بیشینه و کمینه (معیارهای پراکندگی) متغیرهای مورد استفاده محاسبه و در جدول 1 آورده شده است.

 

جدول 1- آمار توصیفی

متغیرهای پژوهش

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

11/0

076/0

575/0

0002/0

104/0

615/1

838/5

مدیریت سود واقعی

297/0

264/0

963/0

0007/0

203/0

721/0

041/3

تغییر نسبت ارزش بازار

14/0

046/0-

879/6

251/6-

728/1

484/0

895/5

استحکام مدیریت

463/3

000/2

000/14

000/1

934/2

525/1

625/4

ریسک مدیریت سود

15/0

000/0

000/1

000/0

357/0

96/1

843/4

کیفیت حاکمیت شرکتی

045/2

000/2

000/4

000/0

992/0

054/0

409/2

زیان‌ده بودن

114/0

000/0

000/1

318/0

424/2

424/2

879/6

اهرم مالی

6/0

606/0

986/0

146/0

184/0

146/0-

331/2

بازده دارایی‌ها

099/0

082/0

631/0

45/0-

131/0

387/0

826/4

اندازه شرکت

906/13

731/13

106/19

352/10

496/1

88/0

514/4

جریان نقد عملیاتی

111/0

097/0

558/0

192/0-

122/0

469/0

688/3

رشد شرکت

203/0

166/0

742/2

629/0-

426/0

03/2

437/11

منبع: یافته‌های پژوهشگر

میانگین، اصلی‌ترین و مهم‌ترین شاخص مرکزی به شمار می‌آید که نشان‌دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و میانه نیز نقطه‌ای است که یک نمونه را به دو قسمت مساوی تقسیم می‌نماید. همان‌طورکه در جدول 1 مشاهده می‌شود، مقدار میانگین متغیر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، 11/0 و مقدار میانه آن 076/0 است.

به‌طور کلی، معیارهای پراکندگی، معیارهایی هستند که پراکندگی مشاهدات را حول میانگین بررسی و مقایسه می‌نمایند. یکی از مهم‌ترین معیارهای پراکندگی، انحراف معیار می‌باشد. با توجه به جدول 1، این معیار برای متغیر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی، 104/0 است. گفتنی است بیشترین مقدار متغیر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی برابر با 575/0 و کمترین مقدار آن برابر با 0002/0 است. چولگی و کشیدگی این متغیر نیز به ترتیب دارای مقادیر 615/1 و 838/5 می‌باشد. ویژگی‌های سایر متغیرها نیز در جدول 1 مشهود است.

 

5-2- آمار استنباطی

5-2-1- تخمین مدل مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

نتیجه آزمون مدل مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی با استفاده از مدل اثرات ثابت در جدول 2 ارائه شده است.

 

جدول 2- تخمین مدل مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

024/0

004/0

142/5

000/0

1 / TAi,t-1

931/630-

659/574

097/1-

272/0

∆SALESi,t - ∆RECi,t) / TAi,t-1)

082/0

013/0

239/6

000/0

PPEi,t / TAi,t-1

047/0-

011/0

1122/4-

000/0

آماره آزمون چاو

647/2

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

771/10

سطح معناداری آزمون هاسمن

013/0

آماره F

166/9

ضریب تعیین

465/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

431/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

824/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 2، اقدام به محاسبه مقادیر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی می‌گردد. آماره دوربین- واتسون مدل نیز 824/1 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول شماره دو، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 43 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 43 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. لازم به ذکر است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی و همچنین تصحیح وایت دیاگونال، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است.

 

5-2-2- تخمین مدل هزینه‌های تولید غیرعادی

نتیجه آزمون مدل هزینه‌های تولید غیرعادی با استفاده از مدل اثرات تصادفی در جدول 3 ارائه شده است.

 

جدول 3- تخمین مدل هزینه‌های تولید غیرعادی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

128/0-

022/0

647/5-

000/0

1/Ai,t-1

924/1357

356/1721

788/0

43/0

Si,t/Ai,t-1

962/0

021/0

737/43

000/0

ΔSi,t/Ai,t-1

046/0-

033/0

381/1-

167/0

آماره آزمون چاو

419/11

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

943/2

سطح معناداری آزمون هاسمن

567/0

آماره F

785/149

ضریب تعیین

716/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

716/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

644/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 3، اقدام به محاسبه مقادیر هزینه‌های تولید غیرعادی می‌گردد. گفتنی است آماره دوربین- واتسون مدل 644/1 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول 3، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 71 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 71 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. گفتنی است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است.

 

5-2-3- تخمین مدل جریان نقد عملیاتی غیرعادی

نتیجه آزمون مدل جریان نقد عملیاتی غیرعادی با استفاده از مدل اثرات تصادفی در جدول 4 ارائه شده است.

 

جدول 4- تخمین مدل جریان نقد عملیاتی غیرعادی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

095/0

013/0

059/7

000/0

1/Ai,t-1

818/3055-

088/1388

201/2-

028/0

Si,t/Ai,t-1

043/0

014/0

121/3

001/0

ΔSi,t/Ai,t-1

035/0-

02/0

789/1-

074/0

آماره آزمون چاو

557/7

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

213/0

سطح معناداری آزمون هاسمن

975/0

آماره F

253/23

ضریب تعیین

721/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

715/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

885/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 4، اقدام به محاسبه مقادیر جریان نقد عملیاتی غیرعادی می‌گردد. گفتنی است آماره دوربین- واتسون مدل 885/1 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول 4، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 71 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 71 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. لازم به ذکر است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است.

5-2-4- تخمین مدل مخارج اختیاری غیرعادی

نتیجه آزمون مدل مخارج اختیاری غیرعادی با استفاده از مدل اثرات ثابت در جدول 5 ارائه شده است.

 

جدول 5- تخمین مدل مخارج اختیاری غیرعادی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

055/0

001/0

736/37

000/0

1/Ai,t-1

563/1297

788/499

596/2

009/0

Si,t-1 /Ai,t-1

017/0

002/0

119/8

000/0

آماره آزمون چاو

492/24

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

61/11

سطح معناداری آزمون هاسمن

003/0

آماره F

105/30

ضریب تعیین

885/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

855/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

902/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 5، اقدام به محاسبه مقادیر مخارج اختیاری غیرعادی می‌گردد. گفتنی است آماره دوربین- واتسون مدل 902/1 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول 5، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 85 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 85 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. گفتنی است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است.

 

6-  نتایج آزمون فرضیه‌ها

6-1- آزمون فرضیه اول با استفاده از مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

نتیجه آزمون فرضیه اول تحقیق با استفاده از مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدل اثرات تصادفی در جدول 6 ارائه شده است.

 

جدول 6- آزمون فرضیه اول با استفاده از مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

088/0

027/0

205/3

001/0

استحکام مدیریت

001/0-

0008/0

118/2-

034/0

ریسک مدیریت سود

061/0

007/0

903/7

000/0

کیفیت حاکمیت شرکتی

007/0-

002/0

902/2-

003/0

زیان‌ده بودن

077/0

012/0

999/5

000/0

اهرم مالی

063/0

019/0

328/3

000/0

بازده دارایی‌ها

339/0

044/0

654/7

000/0

اندازه شرکت

003/0-

001/0

787/1-

074/0

جریان نقد عملیاتی

129/0-

035/0

607/3-

000/0

رشد شرکت

027/0

008/0

327/3

000/0

آماره آزمون چاو

786/5

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

516/5

سطح معناداری آزمون هاسمن

787/0

آماره F

665/9

ضریب تعیین

675/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

65/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

838/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 6، از آنجا که آماره t متغیر استحکام مدیریت بزرگ‌تر از 965/1- بوده و سطح معناداری آن کوچک‌تر از 05/0 است، ارتباطی معنادار و معکوس بین استحکام مدیریت و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است. همچنین، متغیرهای ریسک مدیریت سود، زیان‌ده بودن، اهرم مالی، بازده دارایی‌ها و رشد شرکت دارای رابطه مستقیم و معنادار با متغیر وابسته می‌باشند و متغیرهای کیفیت حاکمیت شرکتی و جریان نقد عملیاتی، رابطه معکوس و معنادار با متغیر وابسته دارند.

گفتنی است آماره دوربین- واتسون مدل 838/1 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول 6، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 65 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 65 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. لازم به ذکر است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی و همچنین تصحیح وایت دیاگونال، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است.

 

6-2- آزمون فرضیه اول با استفاده از مدیریت سود واقعی

نتیجه آزمون فرضیه اول تحقیق با استفاده از مدیریت سود واقعی و مدل اثرات ثابت در جدول 7 ارائه شده است.

 

جدول 7- آزمون فرضیه اول با استفاده از مدیریت سود واقعی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

116/0

05/0

285/2

022/0

استحکام مدیریت

007/0-

002/0

684/2-

007/0

ریسک مدیریت سود

044/0

013/0

232/3

001/0

کیفیت حاکمیت شرکتی

044/0-

005/0

636/7-

000/0

زیان‌ده بودن

082/0

014/0

56/5

000/0

اهرم مالی

117/0

038/0

059/3

002/0

بازده دارایی‌ها

787/0

066/0

886/11

000/0

اندازه شرکت

01/0-

004/0

688/2-

007/0

جریان نقد عملیاتی

331/0

052/0

285/6

000/0

رشد شرکت

047/0

011/0

267/4

000/0

آماره آزمون چاو

192/8

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

055/39

سطح معناداری آزمون هاسمن

000/0

آماره F

307/18

ضریب تعیین

848/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

802/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

222/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 7، از آنجا که آماره t متغیر استحکام مدیریت بزرگ‌تر از 965/1- بوده و سطح معناداری آن کوچک‌تر از 05/0 است، ارتباطی معنادار و معکوس بین استحکام مدیریت و مدیریت سود واقعی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است. همچنین، متغیرهای ریسک مدیریت سود، زیان‌ده بودن، اهرم مالی، بازده دارایی‌ها، جریان نقدعملیاتی و رشد شرکت دارای رابطه مستقیم و معنادار با متغیر وابسته می‌باشند و متغیرهای کیفیت حاکمیت شرکتی و اندازه شرکت، رابطه معکوس و معنادار با متغیر وابسته دارند.

گفتنی است آماره دوربین- واتسون مدل 222/2 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول 7، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 80 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 80 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. لازم به ذکر است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی و همچنین تصحیح وایت دیاگونال، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است. باتوجه به نتایج دو جدول اخیر، فرضیه اول مطالعه حاضر مبنی براین‌که استحکام مدیریت موجب کاهش استفاده از مدیریت سود می‌گردد، مورد تأیید قرار می‌گیرد.

 

6-3- آزمون فرضیه دوم با استفاده از مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

نتیجه آزمون فرضیه دوم تحقیق با استفاده از مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و مدل اثرات تصادفی در جدول 8 ارائه است.

با توجه به نتایج جدول 8، از آنجا که آماره t متغیر استحکام مدیریت بزرگ‌تر از 965/1+ بوده و سطح معناداری آن کوچک‌تر از 05/0 است، ارتباطی معنادار و مستقیم بین استحکام مدیریت و تغییر نسبت ارزش بازار شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است و همچنین، از آنجا که آماره t متغیر مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی بزرگ‌تر از 965/1- بوده و سطح معناداری آن کوچک‌تر از 05/0 است، ارتباطی معنادار و معکوس بین مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی و تغییر نسبت ارزش بازار شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. این در حالی است که متغیر استحکام مدیریت*مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی دارای آماره t بزرگ‌تر از 965/1- بوده و سطح معناداری کوچک‌تر از 05/0 هستند که به این ترتیب، استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد.

همچنین، متغیرهای ریسک مدیریت سود و اندازه شرکت دارای رابطه معکوس و معنادار با متغیر وابسته هستند و متغیرهای کیفیت حاکمیت شرکتی، زیان‌ده بودن، اهرم مالی، بازده دارایی‌ها و رشد شرکت، رابطه مستقیم و معنادار با متغیر وابسته دارند. گفتنی است آماره دوربین- واتسون مدل 181/2 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول 8، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 53 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 53 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. لازم به ذکر است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی و همچنین تصحیح وایت دیاگونال، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است.

 

جدول 8- آزمون فرضیه دوم با استفاده از مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

125/0

016/0

455/7

000/0

مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

148/0-

019/0

472/7-

000/0

استحکام مدیریت

136/0

016/0

132/8

000/0

ریسک مدیریت سود

045/0-

006/0

495/7-

000/0

استحکام مدیریت*مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی

131/0

015/0

456/8

000/0

کیفیت حاکمیت شرکتی

365/0

042/0

493/8

000/0

زیان‌ده بودن

356/0

137/0

592/2

009/0

اهرم مالی

152/1

259/0

436/4

000/0

بازده دارایی‌ها

238/1

545/0

27/2

023/0

اندازه شرکت

077/0-

035/0

607/3-

000/0

جریان نقد عملیاتی

355/0

347/0

023/1

306/0

رشد شرکت

255/0

104/0

443/2

014/0

آماره آزمون چاو

385/8

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

817/16

سطح معناداری آزمون هاسمن

113/0

آماره F

789/8

ضریب تعیین

558/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

537/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

181/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

 

6-4- آزمون فرضیه دوم با استفاده از مدیریت سود واقعی

نتیجه آزمون فرضیه دوم تحقیق با استفاده از مدیریت سود واقعی و مدل اثرات تصادفی در جدول 9 ارائه شده است.

 

جدول 9- آزمون فرضیه دوم با استفاده از مدیریت سود واقعی

متغیر

ضرایب

خطای استاندارد

آماره t

سطح معناداری

مقدار ثابت

316/0

046/0

864/6

000/0

مدیریت سود واقعی

188/0-

021/0

985/8-

000/0

استحکام مدیریت

132/0

018/0

097/7

000/0

ریسک مدیریت سود

153/0

019/0

761/7

000/0

استحکام مدیریت*مدیریت سود واقعی

057/0-

006/0

446/9-

000/0

کیفیت حاکمیت شرکتی

335/0

047/0

005/7

000/0

زیان‌ده بودن

299/0

108/0

76/2

006/0

اهرم مالی

379/1

271/0

079/5

000/0

بازده دارایی‌ها

692/1

589/0

869/2

004/0

اندازه شرکت

071/0-

024/0

872/2-

004/0

جریان نقد عملیاتی

045/0

355/0

128/0

897/0

رشد شرکت

128/0

096/0

341/1

18/0

آماره آزمون چاو

967/8

سطح معناداری آزمون چاو

000/0

آماره آزمون هاسمن

614/17

سطح معناداری آزمون هاسمن

091/0

آماره F

39/10

ضریب تعیین

616/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

603/0

روش EGLS (رفع اثرات احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

118/2

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به نتایج جدول 9، از آنجا که آماره t متغیر استحکام مدیریت بزرگ‌تر از 965/1+ بوده و سطح معناداری آن کوچک‌تر از 05/0 است، ارتباطی معنادار و مستقیم بین استحکام مدیریت و تغییر نسبت ارزش بازار شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است و همچنین، از آنجا که آماره t متغیر مدیریت سود واقعی بزرگ‌تر از 965/1- بوده و سطح معناداری آن کوچک‌تر از 05/0 است، ارتباطی معنادار و معکوس بین مدیریت سود واقعی و تغییر نسبت ارزش بازار شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد. این در حالی است که متغیر استحکام مدیریت*مدیریت سود واقعی دارای آماره t بزرگ‌تر از 965/1- بوده و سطح معناداری کوچک‌تر از 05/0 هستند که به این ترتیب، استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد.

همچنین، متغیر اندازه شرکت دارای رابطه معکوس و معنادار با متغیر وابسته است و متغیرهای کیفیت حاکمیت شرکتی، زیان‌ده بودن، اهرم مالی و بازده دارایی‌ها، رابطه مستقیم و معنادار با متغیر وابسته می‌باشند. گفتنی است آماره دوربین- واتسون مدل 118/2 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. ضمناً سطح معناداری آماره F نیز 000/0 است که پایین‌تر از 05/0 بوده و نشان از معناداری مدل دارد. دیگر نکته قابل توجه در جدول 9، ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده مدل مورد استفاده حدود 61 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد حدود 61 درصد از تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهای مستقل قابل توضیح است. لازم به ذکر است که استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی و همچنین تصحیح وایت دیاگونال، منجر به رفع اثرات ناهمسانی واریانس احتمالی گردیده است. باتوجه به نتایج به‌دست آمده، فرضیه دوم مطالعه حاضر مبنی بر این‌که استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد، مورد تأیید قرار می‌گیرد.

 

7- بحث و نتیجه‌گیری

نتایج بررسی‌های مطالعه حاضر نشان داد که استحکام مدیریت موجب کاهش استفاده از مدیریت سود می‌گردد و استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد. در این رابطه لازم به توضیح است که براساس تئوری نمایندگی، استحکام مدیرعامل پیونددهنده منافع سهامداران و مدیران است. همچنین، استدلال می‌شود مدیرانی که جایگاه مستحکمی ندارند و تحت فشار سرمایه‌گذاران هستند، گرایش به رفتار کوته‌بینانه داشته و تلاش دارند با فراهم‌سازی نشانه‌هایی از کارایی شرکت برای سهامداران، ارزش شرکت را به‌طور کوتاه‌مدت افزایش دهند. بنابراین، مدیرانی که تحت فشار بازار و سهامداران هستند، تمایل دارند که به بهای از دست دادن منافع بلندمدت سرمایه‌گذاری‌های پربازده، پروژه‌های زودبازده با منافع کوتاه‌مدت را برگزینند. بنابراین، افزایش استحکام مدیریت به کاهش گرایش او به دستکاری حساب‌ها و مدیریت سود منجر می‌گردد. علاوه براین، استدلال می‌گردد که ارزش شرکت پس از ورود مدیران مستحکم به مقوله مدیریت سود و دستکاری حساب‌ها در راستای تحقق سودهای پیش‌بینی شده، کاهش می‌یابد، چراکه سرمایه‌گذاران این رفتار مدیران مستحکم را به اهداف منفعت‌طلبانه آن‌ها مرتبط می‌دانند. این در حالی است که براساس فرضیه منافع بلندمدت، مدیران مستحکم می‌توانند از راه‌های بسیار ساده‌تر و مستقیم‌تر نسبت به مدیریت سود، برای سلب مالکیت از سهامداران استفاده کنند. همانطور که اشاره شد، مدیران مستحکم، نگرانی کمتری راجع به اهداف کوتاه‌مدت دارند و بهتر می‌توانند بر استراتژی‌های بلندمدت تمرکز نمایند و لذا انتظار می‌رود که سودآوری بیشتری در بلندمدت به ارمغان بیاورند. متعاقباً براساس این دیدگاه، مدیریت سود می‌توانند دارای محتوای اطلاعاتی برای سهامداران شرکت باشد (که در قالب تئوری تئوری علامت‌دهی تبیین می‌گردد). بدین معنی که مدیران برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، تلاش می‌کنند تا اطلاعات محرمانه‌شان را از طریق ارقام صورت‌های مالی به سایر ذی‌نفعان منتقل کنند. لذا استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد. نتایج به‌دست آمده در مطالعه حاضر را می‌توان مشابه با نتایج لی و ژانگ (2014)، مئو و همکاران (2017)، سعیدی و همکاران (1392) و کامیابی و توکل‌نیا (1394) دانست.

بنابر نتایج به‌دست آمده، به سرمایه‌گذاران در بازار سرمایه پیشنهاد می‌شود که در نظر داشته باشند استحکام مدیریت موجب کاهش استفاده از مدیریت سود می‌گردد و بنابراین، هرچه جایگاه یک مدیرعامل در شرکت مستحکم‌تر باشد، کیفیت اطلاعات حسابداری آن بیشتر و احتمال عدم تقارن اطلاعاتی کمتر خواهد بود. لذا انجام سرمایه‌گذاری در سهام این قبیل شرکت‌ها، با ریسک کمتری همراه است. باتوجه به دیگر نتیجه مطالعه حاضر مبنی براین‌که استحکام مدیریت موجب کاهش تأثیر منفی مدیریت سود بر ارزش شرکت می‌گردد، به سرمایه‌گذاران در بازار سرمایه کشور توصیه می‌گردد که ضمن توجه به تأثیر منفی مدیریت سود واقعی و مبتنی بر اقلام تعهدی بر ارزش بازار شرکت، درنظر داشته باشند که هرچه جایگاه مدیرعامل در شرکت مستحکم‌تر باشد، از این تأثیر منفی کاسته می‌گردد. لذا سرمایه‌گذاران از این نتیجه می‌توانند برای انتخاب گزینه‌های سرمایه‌گذاری بهره ببرند. علاوه براین، به تصمیم‌گیرندگان و اعضای هیئت مدیره شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نیز پیشنهاد می‌گردد که درنظر داشته باشند با تقویت جایگاه مدیرعامل شرکت، خواهند توانست بر ارزش بازار سهام شرکت بیافزایند.

گفتنی است مدل رگرسیونی این مطالعه برای تمام صنایع، به‌صورت یک‌جا برآورد شده است. لذا بررسی مدل‌های به‌کار رفته در این مطالعه در صنایع مختلف (به تفکیک) نیز می‌تواند نتایج مفیدی را به همراه داشته باشد. علاوه براین، در این مطالعه از شرکت‌های تولیدی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران به‌عنوان جامعه آماری استفاده شد. لذا پیشنهاد می‌شود که در مطالعات آتی، از بانک‌ها و نهادهای مالی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و همچنین شرکت‌های پذیرفته شده در فرابورس نیز به‌عنوان جامعه آماری استفاده گردد



1- دانشیار گروه حسابداری، واحد اسلامشهر، دانشکده حسابداری و مدیریت ،دانشگاه آزاد اسلامی، اسلامشهر، ایران. (نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات)   Ali.esmaelzadeh@iauctb.ac.ir

2- دانشجوی دکتری حسابداری، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.



[i] Bartov

[ii] Doyle

[iii] Roychowdhury

[iv] Franz

[v] Kothari

[vi] Wu

[vii] Cohen

[viii] Roychowdhury

[ix] Meo

[x] Jensen and Ruback

[xi] Shleifer and Vishny

[xii] Berger

[xiii] Moussa and Chichti

[xiv] De Miguel

[xv] Fredrickson

[xvi] Shen

[xvii] Stein

[xviii] Louis and Robinson

[xix] Cohen and Zarowin

[xx] Fung and Goodwin

[xxi] Li and Zhang

[xxii] Xue and Hong

[xxiii] Anthony and George

[xxiv] Zebri

[xxv] Jones

1)     بنی مهد، مهدی، احمد یعقوب نژاد و اعظم شکری، (1391)، "ارائه الگو برای اندازه گیری مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران"، مجله حسابداری مدیریت، 12، صص 1-16.

2)     دارابی، رؤیا و محمود داود خانی، (1394)، "تأثیر معاملات با اشخاص وابسته بر ارزش شرکت"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 7(28)، صص 131-152.

3)     دانش نوشری، الهام، (1393)، "بررسی تأثیر استحکام بازار محصول و رقابت در سطح صنعت بر مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، موسسه آموزش عالی غیر انتفاعی و غیر دولتی سمنگان آمل.

4)     سعیدی، علی، نرگس حمیدیان و حامد ربیعی، (1392)، "رابطه بین فعالیت‌های مدیریت واقعی سود و عملکرد آتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه علمی پژوهشی حسابداری مالی، 6 (17)، صص 45-58.

5)     شمس زاده، باقر و محمد افخمی، (1395)، "تشخیص مدیریت سود با استفاده از تغییرات گردش دارایی‌ها و حاشیه سود"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 8(32)، صص 83-98.

6)      عباس‌زاده، محمدرضا، رضا حصارزاده، مهدی جباری نوقابی و سولماز عارفی‌اصل، (1394)، "فراتحلیل حاکمیت شرکتی و مدیریت سود"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 22(1)، صص 59-84.

7)     عرب صالحی، مهدی، سمانه باری و اسحاق بهشور، (1396)، "بحران مالی جهانی و مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 9(36)، صص 73-87.

8)     کامیابی، یحیی و اسماعیل توکل‌نیا، (1394)، "نقش واسطه‌ای تأخیر گزارش حسابرسی در واکنش بازار به مدیریت واقعی سود: با تأکید بر اثر تعدیلی اندازه موسسه حسابرسی (طراحی و آزمون مدلی مفهومی)"، چهاردهمین همایش سراسری حسابداری ایران: دانشگاه ارومیه، ارومیه.

9)      Anthony, P. and George, E, (2016), “Audit Quality, Investor Protection and Earnings Management during the Financial Crisis of 2008: An International Perspective”, Cover image Journal of International Financial

10)  Bartov, E., Givoly, D. and Hayn, C, (2002), “The Rewards to Meeting or Beating Earnings Expectations”, Journal of Accounting and Economics, 33(2), PP. 173-204.

11)  Berger, P., Ofek, E. and Yermack, D.L, (1997), “Managerial Entrenchment and Capital Structure Decisions”, J. Finan. 52 (4), PP. 1411–1438.

12)  Cohen D., Dey, A. and Lys, T, (2008), “Real and Accrual-Based Earnings Management in the Pre and Post Sarbanes-Oxley Periods”, The Accounting Review, 83, PP. 757-787.

13)  Cohen, D. and Zarowin, P, (2010), “Accrual-Based and Real Earnings Management Activities around Seasoned Equity Offering”, Journal of Accounting and Economics, 50, PP. 2-19.

14)  De Miguel, A., Pindado, J. and De La Torre, C, (2004), “Ownership Structure Andfirm Value: New Evidence from Spain”, Strat. Manag. J. 25 (12), PP. 1199–1207.

15)  Doyle, J. T., Jennings, J. N. and Soliman, M. T, (2013), “Do Managers Define Non-GAAP Earnings to Meet or Beat Analyst Forecasts?”, Journal of Accounting and Economics, 56(1), PP. 40-56.

16)  Franz, D. R., HassabElnaby, H. R. and Gerald J. Lobo, (2014), “Impact of Proximity to Debt Covenant Violation on Earnings Management”, Review of Accounting Studies, 19(1), PP. 473-505.

17)  Fredrickson, J.W., Hambrick, D.C. and Baumrin, S, (1988), “A Model of CEO Dismissal”, Acad. Manage. Rev. 13 (2), PP. 255–270.

18)  Fung, S.Y.K. and Goodwin, J, (2013), “Short-Term Debt Maturity, Monitoring and Accruals-Based Earning Management”, Journal of Contemporary Accounting & Economics, 9, PP. 67-82.

19)  Jensen, M.C. and Ruback, R.S, (1983), “The Market for Corporate Control: the Scientific Evidence”, J. Finan. Econ. 11 (1–4), PP. 5–50.

20)  Kothari, S.P., Shu, S. and Wysocki, P, (2009), “Do Managers Withhold Bad News?”, Journal of Accounting Research, 47(1), PP. 241-276.

21)  Li, W. and Zhang, Y, (2014), “Does the Market Detect Firms’ Real Earnings Management?”, Department of Accounting. University of Melbourne.

22)  Louis, H. and Robinson, D, (2005), “Do Managers Credibly Use Accruals to Signal Private Information? Evidence from the Pricing of Discretionary Accruals around Stock Splits”, Journal of Accounting and Economics, 39, PP. 361–380.

23)  Markets, “Institutions and Money”, 41, PP. 73–101.

24)  Meo, F.D., García Lara, J.M. and Surroca, J.A, (2017), “Managerial Entrenchment and Earnings Management”, Journal of Accounting and Public Policy, 36, PP. 399–414.

25)  Moussa, B. F. and Chichti, J, (2014), “A Survey on the Relationship between Ownership Structure, Debt Policy and Dividend Policy in Tunisian Stock Exchange: Three Stage Least Square Simultaneous Model Approach”, International Journal of Accounting and Economics Studies, 2 (1), PP. 1-21.

26)  Roychowdhury, S, (2006), “Earnings Management through Real Activities Manipulation”, Journal of Accounting and Economics, 42(3), PP. 335-370.

27)  Roychowdhury, S., Kothari, S. and Mizik, N, (2012), “Managing for the Moment: The Role of Real Activity Versus Accruals Earnings Management in SEO Valuation”, Available at SSRN 1982826.

28)  Shen, W, (2003), “The Dynamics of the CEO-Board Relationship: an Evolutionary Perspective”, Acad. Manage. Rev. 28 (3), PP. 466–476.

29)  Shleifer, A. and Vishny, R.W. (1989). Management entrenchment. The case of manager-specific investments. J. Finan. Econ. 25 (1), 123–139.

30)  Stein, J.C. (1989). Efficient capital markets, inefficientfirms: a model of myopic corporate behavior. Q. J. Econ. 104 (4), 655–669.

31)  Wu, S., Chen, C. and Lee, P, (2015), “Independent Directors and Earnings Management: The Moderating Effects of Controlling Shareholders and the Divergence of Cash-Flow and Control Rights”, North American Journal of Economics and Finance, http://dx.doi.org/10.1016/j.najef.2015.10.007.

32)  Xue, S. and Hong, Y, (2016), “Earnings Management. Corporate Governance and Expense stickness”, China Journal of Accounting Research. 9, PP. 41-58.

33) Zabri, S., Kamilah, A. and Khaw, K, (2016), “Corporate Governance Practices and Firm Performance: Evidence from Top 100 Public Listed Companies in Malaysia” Procedia Economics and Finance. 35, PP. 287–296

 

 

یادداشت‌ها