پایداری مالکیت نهادی راهکاری مناسب جهت کنترل مدیریت سود واقعی

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 12، شماره 47، مهر 1399، صفحه 169-190   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

محسن حمیدیان^{* 1}؛ حسین جنت مکان²؛ هاجر فلاح²

¹گروه حسابداری، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاداسلامی، تهران، ایران

²گروه حسابداری ، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

چکیده

با توجه به این­که مدیریت سود واقعی آثار مخرب بیشتری نسبت به مدیریت سود از طریق اقلام تعهدیدارد، مطالعه حاضر به بررسی تأثیر مدیریت سود واقعی بر عملکرد آتی شرکت­ها و پایداری مالکیت نهادی به عنوان راهکاری جهت کنترل مدیریت سود واقعی در بورس اوراق بهادار تهران می­پردازد. در این پژوهش ابتدا مدیریت سود واقعی بر اساس مدل رویچادهری (2006) اندازه­گیری می­شود. سپس متغیر پایداری مالکیت نهادی بر اساس مدل الیاسیانی و همکاران (2010) برای 90 شرکتمحاسبه می­شود. به منظور بررسی فرضیه­های پژوهش از رگرسیون داده­های ترکیبی و نرم‌افزارهای EViews9.5 استفاده شده است. نتایج پژوهش در فرضیه اول نشان داد که مدیریت سود واقعی تأثیر مخربی بر عملکرد دوره آتی شرکت­ها داشته است؛ و همچنین متغیرهای مدل ورشکستگیz، شرکت­های زیان ده و نسبت اهرم مالی تأثیر معناداری بر عملکرد آتی شرکت­ها دارند. نتایج یافته­ها در فرضیه دوم پژوهش نشان از آن دارد که پایداری مالکیت نهادی می­تواند راهکار مناسبی برای کنترل اعمال مدیریت سود واقعی شرکت­ها باشد. همچنین متغیرهای توان عملیاتی، نرخ رشد فروش، اندازه شرکت و نرخ بازده کل دارایی‌ها تأثیر معناداری بر مدیریت سود واقعی شرکت­ها دارد.
Regarding that the real earnings management has more detrimental effects than the accrual-based earnings management, the present research will be studied the effect of the real earnings management on the future performance of the companies and the sustainability of the institutional ownership as a strategy to control the real earnings management in Tehran Stock Exchange. In this study, the real earnings management is first measured according to Roychowdhury 's model (2006). Then, the variable of the institutional ownership sustainability is calculated by the Elyasyani et.al (2010) for 90 companies in a period of 2008-2015. In order to evaluate the research hypotheses, the combined data regression and the EViews9.5 are used. The results of the first hypothesis show that the real earnings management has a detrimental effect on the future performance of the companies. Moreover, the variables of the bankruptcy model z, loss companies and the financial leverage ratio have a significant effect on the future performance of the companies. The results of the second hypothesis show that the sustainability of institutional ownership can be a suitable strategy to control the real earnings management of companies. Also, the variables of operational capability, the growth rate of sale, the size of company and the total asset return rate all have a significant effect on the real earnings management.

کلیدواژه‌ها

مدیریت سود واقعی؛ پایداری مالکیت نهادی؛ عملکرد آتی شرکت‌ها؛ حاکمیت شرکتی

اصل مقاله

پایداری مالکیت نهادی راهکاری مناسب جهت کنترل مدیریت سود واقعی

 

 

محسن حمیدیان

تاریخ دریافت: 21/04/1399            تاریخ پذیرش: 24/06/1399

[1]

حسین جنت مکان[2]

هاجر فلاح[3]

 

چکیده

با توجه به این­که مدیریت سود واقعی آثار مخرب بیشتری نسبت به مدیریت سود از طریق اقلام تعهدیدارد، مطالعه حاضر به بررسی تأثیر مدیریت سود واقعی بر عملکرد آتی شرکت­ها و پایداری مالکیت نهادی به عنوان راهکاری جهت کنترل مدیریت سود واقعی در بورس اوراق بهادار تهران می­پردازد. در این پژوهش ابتدا مدیریت سود واقعی بر اساس مدل رویچادهری (2006) اندازه­گیری می­شود. سپس متغیر پایداری مالکیت نهادی بر اساس مدل الیاسیانی و همکاران (2010) برای 90 شرکتمحاسبه می­شود. به منظور بررسی فرضیه­های پژوهش از رگرسیون داده­های ترکیبی و نرم‌افزارهای EViews9.5 استفاده شده است. نتایج پژوهش در فرضیه اول نشان داد که مدیریت سود واقعی تأثیر مخربی بر عملکرد دوره آتی شرکت­ها داشته است؛ و همچنین متغیرهای مدل ورشکستگیz، شرکت­های زیان ده و نسبت اهرم مالی تأثیر معناداری بر عملکرد آتی شرکت­ها دارند. نتایج یافته­ها در فرضیه دوم پژوهش نشان از آن دارد که پایداری مالکیت نهادی می­تواند راهکار مناسبی برای کنترل اعمال مدیریت سود واقعی شرکت­ها باشد. همچنین متغیرهای توان عملیاتی، نرخ رشد فروش، اندازه شرکت و نرخ بازده کل دارایی‌ها تأثیر معناداری بر مدیریت سود واقعی شرکت­ها دارد.

واژه‌های کلیدی:مدیریت سود واقعی، پایداری مالکیت نهادی، عملکرد آتی شرکت­ها، حاکمیت شرکتی.

1- مقدمه

فرآیند اندازه­گیری سود و نتیجه­ی آن نقش مهمی در اداره­ی شرکت دارد و معمولاً کاربران صورت­های مالی اهمیت زیادی برای آن قائلند. از آنجا که محاسبه­ی سود بنگاه اقتصادی متأثر از روش­های برآوردی حسابداری است و تهیه­ی صورت­های مالی به عهده­ی مدیریت واحد تجاری است، ممکن است مدیران بنا به دلایل مختلف، اقدام به مدیریت سود[i] نمایند (ولی­زاده لاریجانی،1387، (ص 63)).

مطالعاتانجامشدهدرزمینهمدیریتسود،نشان‌دهندهوجوددوشیوهاصلیبرایمدیریتسوداست. مدیرانشرکت­هامی­توانندازطریقدستکاریاقلام تعهدیوهمچنیندستکاریفعالیت‌هایواقعی، سودرامدیریتنمایند (هلیوواهلن،[ii]1999، (ص 367)).

شیپر[iii] (1989) در پژوهش خود عنوان کرد که مدیریت سود می­تواند فعالیت­های واقعی را نیز شامل گردد. این نوع مدیریت سود از طریق تغییر در فعالیت­های عملیاتی با هدف گمراه کردن ذینفعان انجام می­شود (ناظمی اردکانی، 1389، (ص 56)).

اگر چه دستکاری در فعالیت­های واقعی شامل کاهش عمده هزینه­های اختیاری[iv] (مانند هزینه­های تحقیق و توسعه) منجر به افزایش درآمد در سال جاری می­گردد؛ اما استفاده از این ابزار هزینه­های پنهان هنگفتی دارد و اثرات به مراتب مخرب‌تری نسبت به مدیریت سود تعهدی خواهد داشت. برای مثال، با حذف هزینه­های تحقیق و توسعه و وجود بازارهای به شدت رقابتی، سودآوری سنوات آتی مورد تهدید واقع خواهد شد و مدیرانی که دارای اهداف بلندمدتی می­باشند، کمتر به این حربه تمسک می­جویند. همچنین این روش مدیریت سود در تقابل با اصول پذیرفته شده حسابداری قرار نمی­گیرد و لذا امکان بهره­گیری از آن به مراتب بیشتر است؛ به عبارت دیگر، هرچه مدیریت سود تعهدی محدودتر شود، مدیران برای دستیابی به مقاصد خود به دستکاری فعالیت­های واقعی روی خواهند آورد (قربانی و همکاران،1389، (ص 92)).

پژوهش­های اخیر به طور مستقیم بیان می‌کنند که پایداری مالکیت نهادی[v] عامل بازدارنده قابل توجهی در اعمال مدیریت سود می­باشد. مالکان نهادی آن بخش از مالکیت شرکت­ها می­باشدکه در اختیار سهامداران حرفه­ای عمده قرار دارد و بر خلاف گروه سهامداران جزء اطلاعات داخلی با ارزش درباره چشم­اندازهای آتی و راهبردهای تجاری و سرمایه­گذاری­های بلندمدت شرکت، از طریق ارتباط مستقیم با مدیران شرکت در اختیار ایشان قرار می­گیرد. سرمایه­گذاران نهادی، سرمایه­گذاران بزرگ نظیر بانک­ها، شرکت­های بیمه و شرکت­های سرمایه­گذاری هستند که عموماً این گونه تصور می­شود که حضور پایدار مالکان نهادی ممکن است به تغییر رفتار شرکت­ها منجر شود؛ که این امر از فعالیت­های نظارتی که این سرمایه­گذاران انجام می­دهند، نشات می­گیرد(مرادزاده فرد و همکاران،1388، (ص 86)). بوش[vi] (2001) در می‌یابد که سودهای کوتاه‌مدت مورد توجه سرمایه‌گذاران نهادی کوتاه‌مدت قرار دارند. کوه[vii] (2007) در می‌یابد که حضور سرمایه‌گذاران نهادی بلندمدت توانایی شرکت را برای دستکاری اقلام تعهدی اختیاری به منظور برآورده کردن پیش‌بینی سود محدود می‌کند. به طور مشابه، رویچادهری و واتس[viii] (2007) و لین و همکارانش[ix] (2014) در می‌یابند که نسبت مالکیت نهادی بالا با دستکاری کمتر سود ارتباط دارد. مانوان و لین[x] (2012) رابطه منفی قابل توجهی بین مالکیت و اقلام تعهدی اختیاری حسابداری پیدا می‌کنند. این یافته‌ها به طور مستقیم اظهار می‌کنند که پایداری در سهامداری سرمایه‌گذاران نهادی عامل بازدارنده قابل توجهی در مقابل مدیریت سود است (سکاکی و همکاران،2016، (ص 3)).

بر اساس تحقیق پوند[xi] (1988) رابطه بین مالکان نهادی و مدیریت سودبر سه فرضیه قرار دارد: فرضیه نظارت کارآمد[xii]، فرضیه هم راستایی استراتژیک[xiii] و فرضیه تضاد منافع[xiv]. بر اساس فرضیه نظارت کارآمد، مالکان نهادی مدیریت سود را کاهش می‌دهند زیرا آن‌ها تخصص بالاتری دارند و می‌توانند با هزینه کمتری بر مدیریت نظارت داشته باشند. در مقابل، فرضیه هم راستایی استراتژیک فرض می‌کند که سرمایه­گذاران نهادی مدیریت سود را تشدید می‌کنند. بر اساس این فرضیه، این خطر وجود دارد که مالکان نهادی با مدیریت ارشد برای منافع خود حقوق اقلیت سهامداران راتباهمی­کنند. تحت فرضیه تضاد منافع، بین گروه‌های سهامداران تضاد به وجود می‌آید و سرمایه‌گذاران نهادی اقدامات مدیریتی را ترجیح خواهند داد که منافع آن‌ها را افزایش دهند (سکاکی و همکاران[xv]،2016، (ص 4)). در این مقاله، درباره اثرات نظارتی مالکان نهادی بر مدیریت سود واقعی بحث خواهد شد.

پژوهش حاضر ادبیات مربوط به پایداری مالکیت نهادی[xvi] و مدیریت سود واقعی[xvii] را در چندین مورد گسترش می­دهد. اکثر مطالعات موجود درباره اثرات مالکان نهادی بر مدیریت سود، متمرکز بر نسبت سهام مالکان نهادی یا گرایش مالکان نهادی هستند. برعکس، این مقاله اثرات پایداری مالکیت نهادی رابر فعالیت‌های واقعی مدیریت سود شرکت­هامورد بررسی قرار می­دهد. پایداری مالکیت نهادی اهمیت زیادی دارد چون مالکان نهادی انگیزه‌های متفاوتی نسبت به سرمایه‌گذاری خود دارند. از یک سو، سهامداران که سهامداری بلندمدت و پایدار را ترجیح می‌دهند احتمالاً با مدیریت مشارکت بیشتری دارند تا ثروتی ایجاد کنند که برای سهامداران دیگر نیز مفید باشد و از سوی دیگر، سرمایه‌گذاران کوتاه‌مدت، اطلاعات محور هستند و به طور مداوم معامله می‌کنند نظارتی بر مدیریت شرکت­های هدف ندارند.

پژوهش­های گذشته بر پیامدهای نسبت سهام سهامداران نهادی و میزان تمرکز مالکیت آن‌ها بر مدیریت سود متمرکز بود ولی از اثرات پایداری مالکیت سهامداران نهادی چشم‌پوشی شده است منابع اخیر نشان می­دهند که پایداری در مالکیت نهادی عنصر مهمی از رفتار شرکتی است. در این پژوهش تلاش شده است این خلأ تحقیقاتی را با بررسی اثر پایداری مالکیت نهادی بر مدیریت سود واقعی برطرف نماید.

هدف کلی این پژوهش بررسی پیامدهای اعمال مدیریت سود واقعی بر ارزش آتی شرکت­ها در بورس اوراق بهادار تهرانو همچنین بررسی تأثیر پایداری مالکیت نهادی بر مدیریت سود واقعی می­باشد. به عبارتی دیگر این پژوهش به دنبال یافتن پاسخ به دو سؤال است که آیا استفاده از مدیریت سود واقعی باعث کاهش ارزش آتی شرکت­ها می­گردد؟ و آیا پایداری مالکیت نهادی به عنوان یکی از ویژگی­های حاکمیت شرکتی[xviii] باعث محدودیت دستکاری فعالیت­های واقعی (مدیریت سود واقعی) می­گردد؟

 

2- مبانی نظری و پیشینه پژوهش

پژوهش­های حسابداری انجام شده در زمینه مدیریت سود،نشان‌دهنده وجود دو شیوه اصلی برای مدیریت سود است.مدیران شرکت­هامی‌توانند از طریق دستکاری اقلام تعهدی و هم‌چنین دسـتکاری فعالیت‌هایواقعی (مدیریت واقعی سود)،سود را مدیریت کنند.رویچادهری (2006) مدیریتسودواقعیرااین گونهتعریفمی­کند: «انحرافازفعالیت‌هایعادیعملیاتیتوسطمدیرانبهمنظورگمراهکردنبرخیاز ذینفعاندربارهاینکهاهدافگزارشگریمالیدر روندعادیعملیاتبرآوردهشدهاست». در صورتیکهمدیرانبهطورگستردهبااینقبیلفعالیت‌ها درگیرباشند،نشان‌دهندهتمایلآن‌هابهمدیریتسود واقعیاست؛ زیرااینقبیلفعالیت‌هامی­تواندبر سوددورهجاریتأثیرگذارباشد.اینانحراف‌ها اگرچهمدیریتراقادربهبرآوردهساختناهداف گزارشگریمی­کند،ولیلزوماًارزششرکترا افزایشنمی­دهد (سکاکی و همکاران، 2016، (ص 6)).

یکی از شیوه­هایدستکاری فعالیت­هایواقعی،دستکاری هزینه­هایاختیاری است؛ هزینه‌هایی که به سادگی تحتتأثیرتصمیمات مدیریت قرار می­گیرند مانند هزینه تبلیغات و هزینه تحقیق و توسعه. بیش‌ترین شواهد مربوط به دستکاریفعالیت­هایواقعینیز، روی هزینه‌های اختیاری نظیر کاهش هزینه‌های تحقیق وتوسعه تمرکز دارند.همچنین توماس و ژانگ[xix] (2002) شواهدی در مورددستکاریفعالیت‌های واقعی از طریق تولید اضافی را دریافتندبه اعتقاد آن‌ها مدیرانبیشتر از آنچه که برای فروش و سطحموجودی هدف عادی نیاز دارند، تولید می­کنند تا بهای تمامشده کالای فروش رفتهگزارششده برای هر واحد را کاهش دهند که نتیجهآن افزایش در سودهای گزارششده است.تخفیفات قیمتی نیز یکی دیگر از روش­هایدستکاری فعالیت‌های واقعیمی‌باشد.مطالعات اخیر نشان دادند که مدیران تخفیفات قیمتی را به منظور افزایش حجم فروش­ها ارائه می­دهند. مدیران تخفیفات گسترده‌ای را نزدیک به پایان سال مالی جهت افزایش حجم فروش‌ها ارائه می­دهند.افزایش حجم فروش­های به وجود آمده احتمالاً زمانی که شرکت دوباره قیمت‌های قدیمی را برقرار می‌کند از بین خواهد رفت.این عمل در حقیقتانتقالسودهای آتی به دوره جاری است.نتیجتاً سودآوری آتیممکن است به وسیله دستکاریفروش ناشی از تخفیفات قیمتی مخدوش شود (یو[xx]،2008، (ص،5)).

بر اساس مطالعه گراهام و همکاران[xxi] (2005) مدیراناجراییتمایلبهبرآوردهساختناهدافسود نظیرسودسالگذشتهوپیش‌بینیتحلیلگراناز طریقدستکاریفعالیت‌هایواقعیدارند. درحالی کهایندستکار‌ی‌هابهطوربالقوهمی‌تواندارزش شرکتراکاهشدهد؛ زیرادستکاریفعالیت‌های واقعیدردورهجاریبهمنظورافزایشسود،ممکن استبرجریان‌هاینقددورهآتیتأثیرمنفیداشته باشد. همچنین با حذف هزینه­های تحقیق و توسعه و وجود بازارهای به شدت رقابتی، سودآوری سنوات آتی نیز مورد تهدید واقع خواهد شد (سعیدی و همکاران،1392، (ص 47)).

موضوع حاکمیت شرکتی به لزوم نظارت بر مدیریت شرکت و به تفکیک واحد اقتصادی از مالکیت آن و نهایت حفظ حقوق سرمایه­گذاران و ذینفعان می­پردازد. حاکمیت شرکتی مجموع قوانین و رویه­هایحاکم بر روابط مدیران، سهامداران و حسابرسان شرکت است که با اعمال یک سیستم نظارتی از حقوق سهامدارانحمایت می­کند (صالحی و همکاران،1396، (ص 31)). نظام حاکمیت شرکتی با تکیه بر تقویت فرهنگ پاسخگویی، راستی و امانت‌داری در مدیران و ارتقای شفافیت اطلاعاتی موجب محدود شدن رفتار فرصت‌طلبانه و سودجویانه مدیران می­شود. این نظارت می­تواند توسط سهامداران به ویژه سهامداران نهادی انجام شود. مطابق با تعریف بوش سهامداران نهادی، سرمایه­گذاران بزرگ نظیر بانک­ها، شرکت­های بیمه، شرکت­های سرمایه­گذاری و صندوق­ها هستند (کاشانی­پور و همکاران،1389، (ص 13)).

این مکتب فکری بیان می­کند هنگامی که مالکیت سهام بین عده کمی از سهامداران نهادی متمرکز باشد مشکلات جدایی مالکیت و کنترل کاهش می­یابد. مالکان نهادی سرمایه­گذاران حرفه­ای با تمرکز بلندمدت هستند. با توجه به حجم زیاد سرمایه­گذاری و حرفه­ای بودن سرمایه­گذاران نهادی، حضور آن‌ها موجب نظارت بر مدیریت می­شود. این موضوع می­تواند به جای تمرکز بر اهداف کوتاه‌مدت سودآوری موجب توجه به حداکثر سازی ارزش سهام در بلندمدت شود. این گروه از سهامداران نهادی بیشتر نگران چشم‌اندازهای بلندمدت شرکتو دارای انگیزه­های زیادی برای حضور فعال در فعالیت­های حاکمیت شرکتی و نظارت بر شرکت­ها هستند.لذا در این مکتب فرض می­شود که حضور سرمایه­گذاران نهادی پایدار احتمال مدیریت سود فزاینده درآمد را کاهش می­دهد (سکاکی و همکاران،2016، (ص 6)).

 

2-2- یافته­های نظری پژوهش

بررسی ادبیات مرتبط با مدیریت سود واقعی، بیان‌گر تلاش پژوهشگر در فهم این مطلب است که چرا مدیران بهدنبال مدیریت سود هستند، چگونه اقدام به مدیریت سود واقعی می­کنند و تبعات این گونه رفتار چیست. از سوی دیگر پایداری مالکیت نهادی به عنوان یکی از ابزارهای حاکمیت شرکتی چه تأثیری بر بکارگیری این ابزار توسط مدیران دارد. پاسخ بهاین سؤالات، بخش اعظمی از پژوهش‌ها را در حوزه حسابداری و گزارشگری مالی به خوداختصاص داده است. مطالعات زیادی رابطه بین مالکیت نهادی و مدیریتسودرا مورد بررسی قرار داده­اند که این مطالعات نشان داده­اند که نقش نظارتی مالکان نهادی، مدیریت سود را کاهش می‌دهند. در جدول 1 خلاصه پژوهش­های صورت گرفته آورده شده است.

 

جدول 1- یافته­های نظری پژوهش

نام نویسندگان	سال پژوهش	موضوع پژوهش	یافته­های پژوهش
سکاکی و همکاران	2016	پایداری مالکیت نهادی و مدیریت سود واقعی	حضور سرمایه‌گذاران نهادی به منزله ناظری برای استفاده شرکت هدف از مدیریت سود واقعی است.
جعفری‌نژاد وهمکاران[xxii]	2015	اثرات مالکیت نهادی بر ارزش و ریسک متنوع شرکت­ها	نشان دادند که حضور سرمایه‌گذاران نهادی پایدار بلندمدت ارزش شرکت‌های متنوع را افزایش می‌دهد.
فاروقی و همکاران[xxiii]	2015	فعالیت‌های سرمایه‌گذاران نهادی و ارزیابی اعتبار	سرمایه‌گذاران نهادی فعال شرکت‌هایی را هدف قرار می‌دهند که هم به ورودی مالی و هم مدیریتی آن‌ها برای پیشرفت نیاز دارند.
لین[xxiv] و همکاران	2014	ارتباط میان محافظه‌کاری حسابداری، سرمایه‌گذاران نهادی و دستکاری سود	شرکت‌هایی که محافظه‌کاری[xxv] و نسبت مالکیت نهادی پایین­تری دارندتمایل بیشتری به اعمال مدیریت سودنسبت به شرکت‌های دارای محافظه‌کاری و نسبت مالکیت نهادی بالا، دارند.
آل جای و فاروق[xxvi]	2012	ساختار مالکیت و مدیریت سود	شرکت‌های دارای مالکان نهادی خارجی یا محلی مانند سهامداران بزرگ مدیریت سود کمتری از شرکت‌های مشابه دیگر دارند.
الیاسیانی و همکاران[xxvii]	2010	پایداری مالکیت نهادی و هزینه بدهی	پایداری مالکیت نهادی منجر به کاهش قیمت بدهی می‌شود.
جیا و الیاسیانی[xxviii]	2008	پایداری مالکیت نهادی و عملکرد شرکت	پایداری مالکیت نهادی تأثیر مثبتی در عملکرد بانکی دارد.
میترا و کریدی[xxix]	2005	پایداری مالکیت نهادی، مدیریت اقلام تعهدی و اطلاعات محیطی	نتایج مشابهی با چانگ و همکاران (2002)، خصوصاً میان شرکت‌های کوچک با عدم تقارن اطلاعاتی بالا مشاهده کردند.
چانگ و همکاران[xxx]	2002	نظارت نهادی و مدیریت سود فرصت‌طلبانه	دریافتند که حضور مالکان نهادی بزرگ گرایش به مدیریت سود را کاهش می‌دهد.
خیرالهی و همکاران	1395	مدیریتسودواقعی،سطوحوارزشیابینگهداشتوجهنقددرشرکت­ها	بین مدیریت سود واقعی و نگهداشت وجه نقد ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد و سرمایه­گذاران نگهداشت وجه نقد را در شرکت­های با مدیریت سود واقعی در سطح بالا، کاهش می­دهند.
مهرانی و همکاران	1394	مالکیتنهادیوانعطاف‌پذیریمالی	مالکیتنهادیارتباطمثبتمعناداریباسنجه­های نقدینگی و اهرمیدارد. همچنین یافته‌ها نشان دادند که هر چه تمرکز مالکان نهادی در ساختار سرمایه شرکت بیشتر باشد انعطاف‌پذیری شرکت کم می‌شود.
پورحیدری و همکاران	1392	بررسی تأثیرمدیریتواقعیسودبررفتارسرمایه‌گذاریشرکت‌هایپذیرفتهشدهدر بورساوراقبهادارتهران	بینجریانغیرعادیوجوهنقدناشیازفعالیت­هایعملیاتیوهزینه­های غیرعادیاختیاریباسرمایه­گذاریناکارا،رابطه­یمعناداروجوددارد.بهاینمعنی کهبااعمالبیشترمدیریتواقعیسودمیزانسرمایه‌گذاریناکارایشرکت­ها افزایشمی­یابد.
کاشانی­پور و همکاران	1389	بررسی رابطه بین سهامداران نهادی کوتاه‌مدت و بلندمدت و مدیریت سود فزاینده شرکت­ها	سهامداران نهادی کوتاه‌مدت تأثیر مثبت و معنادار و سهامداران نهادی بلندمدت تأثیر منفی و معنادار بر مدیریت سود فزاینده درآمد شرکت­ها دارند.
نیکبخت و رحمانی­نیا	1389	بررسی تأثیر مالکیت نهادی بر عملکرد شرکت­ها	وجود رابطه مثبت و معنادار بین مالکیت نهادی و عملکرد شرکت­ها می­باشد

منبع: یافته های پژوهشگر

 

3- روش‌شناسی پژوهش

روش‌شناسی به معنای تشخیص روش­های مختلف انجام پژوهش و شناسایی روش مناسب برای یک پژوهش خاص است. علاوه بر این روش‌شناسی درباره روش­ها و ابزارهای جمع‌آوری داده­ها نیز بحثمی­کند. از میان روش­های مختلفی که برای انجام پژوهش وجود دارد، باید روشی انتخاب شود که بهبهترین شکل، هدف پژوهش را برآورده کند.در این بخش به فرضیه­های پژوهش، نحوه انتخاب جامعه آماری، روش پژوهش، تعیین مدل و متغیرهای پژوهش و نحوه محاسبه آن‌ها، پرداخته می‌شود.

3-1- فرضیه­های پژوهش

با بررسی ادبیات و مبانی نظری پژوهش و نتایج تحقیقات گذشته فرضیه‌های زیر تدوین گردیدند:

فرضیه اول:مدیریت سود واقعی رابطه منفی و معناداری با عملکرد آتی شرکت­هایی دارند که از این ابزار استفاده می­کنند.

فرضیه دوم:پایداری مالکیت نهادی با مدیریت سود واقعی در شرکت‌های سرمایه پذیرارتباط منفی و معناداری دارد.

 

3-2- جامعه آماری پژوهش

جامعه آماری تحقیق حاضر شامل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در یک بازه زمانی شش ساله، از سال 1387 تا 1394 می‌باشد ولی از آنجا که در این پژوهش برای برآورد پایداری مالکیت نهادی از انحراف معیار چهار سال قبل نیز استفاده شده است؛ لذا به طور کلی برای انجام این پژوهش داده­های مهروموم‌های 1383تا 1394 مورد نیاز بوده است. در این پژوهش‌، برای نمونه‌گیری از روش حذف نظام‌مند استفاده شده است. به گفته دیگر کل شرکت‌های عضو جامعه آماری که دارای ویژگی‌های ذیل باشند، به عنوان نمونه انتخاب شده است:

1)        قبل از سال 1383 در بورس پذیرفته شده باشند

2)        سال مالی آن‌ها منتهی به 29 اسفند باشد

3)        فعالیت تولیدی داشته باشند

4)        حداقل هر سه ماه یکبار‌، سهام آن‌ها در بورس اوراق بهادار مبادله شده باشد.

5)        در بازه­ی زمانی پژوهش تغییر سال مالی نداشته باشند.

بادرنظرگرفتنمحدودیت­هایبالا،مطابق جدول 2تعداد 90 شرکتبهعنواننمونهآماریانتخابگردیدند.

جدول 2- تعیین حجم نمونه

تعداد کل شرکت­های پذیرفته شده قبل از سال 1383	385
شرکت­هایی که سال مالی آن‌ها غیر از پایان اسفند ماه است	(144)
شرکت­های سرمایه­گذاری، واسطه‌گری مالی و شرکت­های هلدینگ	(55)
شرکت­هایی که سال مالی خود را تغییر داده­اند	(22)
شرکت­هایی که سهام آن‌ها در طول مهروموم‌های 1383-1394 معامله نشده­اند	(34)
شرکت­هایی با داده‌های مفقوده طی مهروموم‌های 1383-1394	(40)
حجم نمونه آماری انتخاب شده	90

منبع: یافته‌های پژوهشگر

3-3- روشپژوهش

با توجه به اینکه هدف این پژوهش بررسی رابطه بین مدیریت سود واقعی با عملکرد آتی شرکت و همچنین بررسی رابطه بینپایداری مالکیت نهادی با مدیریت سود واقعی می­باشد، لذا با جمع‌آوری اطلاعات گذشته شرکت‌ها با یک طرح پژوهش پس رویدادی همراه با تحلیل همبستگی و از لحاظ هدف، کاربردیمواجه خواهیم بود. مدل­های آماری به کار گرفته شده در این پژوهش، مدل رگرسیونی چند متغیره می­باشد و همچنین جهت آزمون فرضیه­ها از داده­های ترکیبی استفاده گردیده است. در این پژوهش از نرم‌افزار Excel برای جمع‌آوری و طبقه‌بندی داده­های خام و از نرم‌افزار EViews9.5برای تجزیه‌‌وتحلیل رگرسیون چند متغیره بهره گرفته شده است. برای جمع‌آوری داده‌ها در زمینه‌ چارچوب نظری تحقیق و پیشینه آن از کتاب‌های لاتین و فارسی‌، پایان‌نامه‌ها‌، مقالات و پایگاه‌های اطلاعاتی و سایت‌های اینترنتی استفاده شده است. دانش آماری که در تحلیل آماری این تحقیق استفاده می‌شود‌، شامل آمار توصیفی جهت توصیف و ارائه مشخصات آماری متغیرها و پارامترها و آمار استنباطی شامل تخمین و برآورد ضرایب می‌باشد.

با توجه به فرضیه اول پژوهش مبنی بر تأثیر مدیریت سود واقعی بر عملکرد آتیشرکت­ها ­از مدل­ رگرسیونی 1 بهره گرفته شده است:

رابطه 1)

ROAit+1 = β0 + β1REMit + β2 SALES GROWTHit + β3 Z_SCOREit + β4 LOSS it +β5LEVit + β6AUDIT SIZEit +εit

 

همچنین با توجه به فرضیه دوم پژوهش مبنی بر تأثیر پایداری مالکیت نهادی بر مدیریت سود واقعی ­از مدل­رگرسیونی (سکاکی و همکاران،2016) بهره گرفته شده است:

رابطه 2)

REMit = β0 + β1 STD IOPit + β2 TAVANit + β3 Z_SCOREit + β4 SIZE it +β5SALES GROWTHit +β6ROA+β4LOSSit+β5LEVit+β6AUDITSIZEit+εit

 

متغیر وابسته فرضیه­ اول پژوهش، بازده آتی دارایی‌ها (ROAit+1) می­باشد که به عنوان شاخصی برای عملکرد آتی شرکت­ها در نظر گرفته شده است؛ که از تقسیم سود خالص به جمع کل دارایی‌ها سال بعد بدست می­آید.

همچنین متغیر وابسته فرضیه دوم پژوهش، مدیریت سود واقعی (REM) می­باشد.رویچادهری (2006) برای اندازه‌گیری دستکاری فعالیت‌های واقعی سه معیار هزینه تولید غیرعادی[xxxi]، هزینه‌های اختیاری غیرعادی[xxxii] و جریان‌های نقدی غیرعادی[xxxiii] از عملیات پیشنهاد می‌کند. ژانگ[xxxiv](2012) استدلال می‌کند که اگرچه تأثیر خالص جریان نقدی غیرعادی در مدیریت سود واقعی مبهم است ولی متغیرهای هزینه تولید غیرعادی و هزینه‌های اختیاری غیرعادی، دستکاری فعالیت‌های واقعی را بهتر منعکس می‌کنند.

مدیرانمی­توانندتولیدرابهمیزانیبیشازحدنیاز،افزایشدادهوازاینطریق،منجربهافزایشسود شوند. زمانیکهمدیران،تعدادواحدهایبیشتریراتولیدمی­کنند،قادرندهزینه­هایسربار ثابترابررویتعدادبیشتریازواحدهایتولیدیسرشکنکردهودرنتیجهباعثشوند هزینه­هایثابتهرواحد،کاهشیابد.مادامیکهکاهشدرهزینه­هایثابتهرواحدبه وسیله­هیچگونهافزایشدرهزینه­ینهاییهرواحدخنثینشود،کلهزینهبهازایهر واحدکاهشمی­یابد. اینامر،منجربهکاهشبهایتمامشده­یکالایفروشرفتهمی­شود وشرکتمی­تواندحاشیه­یعملیاتیبالاتریراگزارشکند. روش دیگر برای افزایش درآمد گزارش شده کاهش هزینه‌های اختیاری مانند تبلیغات، تحقیق و توسعه (R&D) و هزینه‌های فروش، هزینه‌های عمومی و هزینه‌های اداری (SG&A) است؛ بنابراین، سطح بالای غیرعادی هزینه‌های تولید و سطح پایین غیرعادی هزینه‌های اختیاری نشانه دستکاری فعالیت‌های واقعی است. این پژوهش از دو معیار بر اساس هزینه‌های تولید و هزینه‌های اختیاری برای مدیریت سود واقعی استفاده می‌کند (پورحیدری و همکاران،1392، (ص 62)).

سطح غیرعادی هزینه‌های تولید از شرایط خطای رگرسیون 3 برآورد می‌شود:

رابطه 3)

 

 

PRODعبارت است از مجموع هزینه­های تولید، تغییر در موجودی از دوره قبلی و رقم فروش خالص شرکتاست.

SALES و A_it به ترتیب مربوط به فروش شرکت i و دارایی‌های کل در سال t است.

به طور مشابه، هزینه‌های اختیاری غیرعادی در شرایط خطا از رگرسیون 4 به دست می‌آید:

رابطه 4)

 

DISXعبارت است از مجموع هزینه‌هایاختیاریشامل تبلیغات، هزینه­های تحقیق و توسعه و هزینه‌های عمومی و اداری شرکت i در سال t است.

باقی مانده  معادله 3 سطح غیرعادی هزینه تولید (RM_PROD) و باقی مانده  معادله 4 سطح غیرعادی هزینه‌های اختیاری (RM_DISX) را نشان می‌دهد. همانند منابع، باقی مانده معادله 4 در 1- ضرب و به RM_PROD اضافه می‌شود تا امتیاز ترکیبی از مدیریت سود واقعی (RM_TOTAL.) به دست آید. هر چه RM_TOTAL بالاتر باشد، احتمال اینکه شرکت در مدیریت فعالیت‌های واقعی مشارکت داشته باشد بیشتر خواهد بود.

متغیر مستقل فرضیه اول پژوهش، مدیریت سود واقعی (REM) می­باشد که در بخش قبل نحوه محاسبه­ی آن تشریح گردید. همچنین متغیر مستقل فرضیه دوم پژوهش، پایداری مالکیت نهادی می­باشد. باپیروی از مدلالیاسیانی و همکاران (2010)، از دو متغیر برای اندازه‌گیری پایداری مالکیت نهادی در شرکت‌های سرمایه پذیر استفاده شده است. متغیر اول، انحراف استاندارد متوسط نسبت سهامداری مالکان نهادی در میان سهامداران شرکت، طی دوره پنج ساله شامل سال نمونه و چهار سال قبل می­باشد.فرمول اندازه‌گیری انحراف استاندارد متوسط نسبت سهامداری نهادی به صورت رابطه 5 است:

رابطه 5)

 

 

که  نسبت سهام نگه داشته شده شرکت iتوسط سرمایه­گذارj در یکسالمی­باشد (t=1,2… 5) و J_i تعداد مالکان نهادی در شرکت i است. معیار دوم که پایداری مالکیت نهادی (IOP) نامیده می‌شود، نسبت متوسط مالکیت به انحراف استاندارد مالکیت طی دوره پنج ساله شامل سال نمونه و چهار سال قبل تعریف می‌شود. متوسط پایداری مالکیت نهادی در سرمایه‌گذاران نهادی در شرکت i را به صورت رابطه 6 محاسبه می‌کنیم:

رابطه 6)

 

 

بر اساس داده­های پیشنه پژوهش برای فرضیه اول و دوم تحقیق از متغیرهای کنترلی رشد فروش، ورشکستگی مدلz، زیان ده بودن شرکت، نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها، اندازه حسابرس، توان رقابتی و نرخ بازده دارایی‌ها برای جدا سازیتأثیرمتغیرهای مستقلبر متغیروابسته مورد استفاده قرار گرفته است.

زیان ده بودن شرکت(LOSS): چنانچه شرکت در هر یک از مهروموم‌های مورد پژوهش زیان گزارش کرده باشد عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر خواهد بود.

اندازه موسسه حسابرسی (AUDIT SIZE) یکی از متغیرهای کنترلی پژوهش، اندازه موسسه حسابرسی است که اگر موسسه حسابرسی کننده شرکت صاحبکار، سازمان حسابرسی باشد از متغیر مصنوعی یک و در غیر این صورت از عدد صفر استفاده می­شود.

نسبت اهرمی (LEV): متغیر کنترل اثر اهرمی از حاصل تقسیم کل بدهی­ها به کل دارایی­های شرکت بدست می­آید.

نرخ رشد فروش Sales growth)): نرخ رشد فروش برابر است با (فروش در سال جاری – فروش در سال قبل)/ فروش در سال قبل.

اندازه شرکت Size)): اندازه شرکت عبارت است از حاصل تقسیم فروش به جمع کل دارایی‌ها شرکت.

Bank z: مدل ورشکستگی z بر اساس مدل(Zmijewski 1984):

Bank z= -4.803 – 3.599*((جمع دارایی‌ها / درآمد خالص + 5.406 *(جمع دارایی‌ها/جمع بدهی­ها) – 0..100* (بدهی جاری / دارایی جاری) (7)

توان رقابتی (TAVAN): که از تقسیم سود ناخالص به فروش بدست می­آید.

نرخ بازده کل دارایی‌ها (ROA): از نسبت سود خالص به کل دارایی‌ها حاصل می­شود.

 

4- یافته‌های پژوهش

4-1- آمار توصیفی

شاخص­های توصیف داده­ها به سه گروه شاخص­های مرکزی (مانند میانگین و میانه)، شاخص­های پراکندگی (مانند انحراف معیار)، شاخص­های شکل توزیع (مانند شاخص­های چولگی و کشیدگی) تقسیم می­شوند.جدل (3) و (4) آمار توصیفی مربوط به متغیرهای مدل آزمون فرضیه­های پژوهش را برای 90 شرکت عضو نمونه، طی 8 سال، نشان می­دهد. نزدیک بودن میانگین و میانه­ی متغیرها نشان از نرمال بودن داده­ها دارد. انحراف معیار میزان پراکندگی داده‌ها را نمایان می­سازد. همان‌طور که در جدول 3 مشاهده می­شود اکثر متغیر­های پژوهش به استثنا متغیرهای توان عملیاتی و پایداری مالکیت نهادی از توزیع نرمال برخوردارند و با توجه به وجود ضریب چولگی مثبت، دارای چولگی راست هستند و این چولگی به راست به دلیل بزرگ بودن میانگین نسبت به میانه است. در جدول 4 آمار توصیفی متغیرهای مجازی پژوهش شرح داده شده است که نشان‌دهنده آن است که تنها 32%شرکت­های نمونه را سازمان حسابرسی، حسابرسی کرده است و مابقی شرکت­ها را مؤسسات خصوصی حسابرسی مورد بررسی قرار داده­اند و همچنین آمار توصیفی مربوط به شرکت­های زیان ده حاکی از آن است که درصد کمی (13%) شرکت­های نمونه انتخابی در این هشت سال بازه زمانی مورد بررسی زیان ده بوده­اند.

 

جدول 3- آمار توصیفی متغیرهای کمی پژوهش

متغیرهای پژوهش	تعداد مشاهدات	میانگین	میانه	کمترین مقدار	بیشترین مقدار	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی
مدیریت سود واقعی (REM)	720	021/0-	041/0-	46/0-	55/0	19/0	44/0	23/3
نرخ بازده دارایی‌ها سال آتی (ROAit+1)	720	12/0	10/0	07/0-	50/0	11/0	89/0	61/3
پایداری مالکیت نهادی (STD IOP)	720	62/5	74/1	28/5	34/5	68/9	07/3	45/13
نسبت اهرمی (LEV)	720	70/0	69/0	33/0	23/1	19/0	27/0	67/2
نرخ رشد فروش (Sales growth)	720	19/0	18/0	29/0-	98/0	23/0	42/0	60/3
اندازه شرکت (Size)	720	88/0	81/0	27/0	10/2	38/0	86/0	21/3
مدل ورشکستگی z	720	70/4-	03/3-	10/25-	35/5	30/6	17/1-	04/4
توان عملیاتی (TAVAN)	720	65/5	20/3	1	16/3	43/6	80/1	11/6
نرخ بازده دارایی‌ها (ROA)	720	13/0	11/0	08/0-	50/0	10/0	91/0	61/3

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 4- آمار توصیفی متغیرهای مجازی پژوهش

متغیرهای پژوهش	تعداد مشاهدات	فراوانی عدد صفر	فراوانی عدد یک	درصد فراوانی عدد صفر	درصد فراوانی عدد یک
اندازه موسسه حسابرس (AUDIT SIZE)	720	485	235	36/67	64/32
زیان ده بودن شرکت (LOSS)	720	625	95	81/86	19/13

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2- آمار استنباطی

4-2-1- نتایج آزمون انتخاب روش‌های تخمین

در تحلیل داده­های ترکیبی ضرورت دارد ابتدا نوع الگو متناسب با شرایط پژوهش و داده­های مورد بررسی تعیین شود. گام اول تصمیم در خصوص استفاده از مدل اثرات مقید[xxxv] در مقابل اثرات غیر مقید[xxxvi] می­باشد؛ که این موضوع بستگی به ثابت یا متغیر بودن عرض از مبدأ مدل دارد. برای تشخیص ساختار مناسب در این مرحله از آزمون چاو[xxxvii] (اف لیمر) استفاده شده است؛ و گام دوم تصمیم در خصوص برآورد مدل اثرات ثابت[xxxviii] در مقابل اثرات تصادفی[xxxix] می­باشد؛ که این موضوع به رابطه­ی بین تغییرات عرض از مبدأ و متغیرهای توضیحی در مدل بستگی دارد. تشخیص الگوی مناسب در این مرحله با استفاده از آزمون هاسمن[xl] انجام می­شود. نتایج آزمون‌های انتخاب روش در جدول 5 ارائه شده است.

 

جدول 5- نتایج انتخاب روش‌های تخمین مدل

شرح	آماره اف لیمر	سطح معنی‌داری	نتیجه آزمون	آماره آزمون هاسمن	سطحمعنی‌داری	نتیجه آزمون
فرضیه اول	01/3	00/0	روش پانل	22/82	00/0	اثرات ثابت
فرضیه دوم	62/4	00/0	روش پانل	31/18	03/0	اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج آزمون چاو (اف لیمر) در فرضیه­های اول و دوم پژوهش کمتر از 5 درصد می­باشد؛ بنابراین فرضیه صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد شده و بیانگر آن است که یکسان بودن شیب­ها برای مقاطع مختلف رد شده و می­توان از روش داده‌های پنل برای تخمین مدل­ها استفاده نمود. همچنین با توجه به نتایج آزمون هاسمن و کمتر از 5 درصد بودن سطح اطمینان در هر دو فرضیه می­توان بیان کرد که فرض صفر مبنی بر همبستگی جزء اخلال و متغیرهای توضیحی رد شده و باید از روش اثرات ثابت در برآورد مدل استفاده نمود. سپس پایایی متغیرهای پژوهش با استفاده از آزمون فیشر (2001) آزمون شد نتایج حاکی از آن بود که متغیرها در سطح پایا هستند بنابراین نیازی به انجام آزمون هم انباشتگی ندارد و از سطح متغیرها استفاده شد.

 

4-3- نتایج آزمون فرضیه‌ها

4-3-1- فرضیه اول پژوهش

در فرضیه اول مطرح شد که مدیریت سود واقعی رابطه منفی و معناداری با عملکرد آتی شرکت­هایی دارند که از این ابزار استفاده می­کنند. نتایج آزمون فرضیه اول پژوهش در جدول 6 نشان می­دهد که ضریب و آماره تی استیودنت برای متغیر مدیریت سود واقعی به ترتیب 06/0- و 11/3- است که در سطح خطای 5 درصد معنادار است. علامت منفی ضریبمتغیر حاکی از این است که مدیریت سود واقعی بر عملکرد آتی شرکت­ها تأثیر منفی و معناداری دارد. این نتیجه فرضیه پژوهش را تأیید می­کند. علاوه بر این، نتایج پژوهش نشان می­دهد که تمام متغیرهای کنترلی به استثنای نرخ رشد فروش و اندازه حسابرس در سطح خطای 5 درصد بر عملکرد آتی شرکت تأثیر معناداری دارند. از آنجایی که ضریب احتمال آمارهF کمتر از 5% است، لذا مدلکلی رگرسیونمعنا­داربوده،علاوهبرآن،نتایجمربوط بهضریبتعیینتعدیلشدهنشانمی­دهدکهدرکلدورهپژوهشحدود 49/0ازتغییراتعملکرد آتی شرکت درسطحکلشرکت­هاتحتتأثیر متغیر مدیریت سود واقعی و متغیرهایکنترلیبودهاست؛ و همچنین از آنجائی که آماره دوربین- واتسون این مدل‌ها 52/1 است، می‌توان گفت که در این مدل خودهمبستگی مرتبه اول وجود ندارد.

 

جدول6- نتایج آزمون فرضیه اول پژوهش

متغیر پژوهش	ضریب متغیر	خطای انحراف استاندارد	آماره تی استیودنت	سطح معنی‌داری	عامل تورم واریانس غیرمتمرکز	عامل تورم واریانس متمرکز
عرض از مبدأ	05/0-	02/0	11/2-	04/0
مدیریت سود واقعی	06/0-	02/0	11/3-	00/0	23/1	22/1
نرخ رشد فروش	01/0	02/0	47/0	63/0	86/1	06/1
مدل ورشکستگی z	01/0-	01/0	09/15-	00/0	14/4	84/2
شرکت­های زیان ده	04/0-	011/0	86/2-	00/0	14/1	02/1
نسبت اهرمی	16/0	03/0	62/5	00/0	69/5	65/2
اندازه حسابرس	01/0-	007/0	16/1-	24/0	63/1	07/1
ضریب تعیین تعدیل شده	49/0	آماره F	99/37	00/0
آماره دوربین واتسون	52/1
ROAit+1 = – 0.05 – 0.06 REMit +0.01 SALES GROWTHit – 0.01 ZSCOREit – 0.04 LOSS it + 0. 16 LEVit – 0.01AUDIT SIZEit + εit

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-3-2- فرضیه دوم پژوهش

در فرضیه دوم پژوهش مطرح شد که پایداری مالکیت نهادی با مدیریت سود واقعی در شرکت‌های سرمایه پذیرارتباط منفی و معناداری دارد. نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش در جدول 7 نشان می­دهد که ضریب و آماره تی استیودنت برای متغیر پایداری مالکیت نهادی به ترتیب 40/1- و 12/3- است که در سطح خطای 5 درصد معنادار است. علامت منفی ضریبمتغیر حاکی از آن است که پایداری مالکیت نهادی بر مدیریت سود واقعی تأثیر منفی و معناداری دارد. این نتیجه فرضیه پژوهش را تأیید می­کند. علاوه بر این، نتایج پژوهش نشان می­دهد که تمام متغیرهای کنترلی به استثنای مدل ورشکستگیz و اندازه حسابرس و نسبت اهرمی و شرکت­های زیان ده در سطح خطای 5 درصد بر مدیریت سود واقعی تأثیر معناداری دارند. از آنجایی که ضریب احتمال آمارهF کمتر از 5% است، لذا مدلکلی رگرسیونمعنا­داربوده،علاوهبرآن،نتایجمربوط بهضریبتعیینتعدیلشدهنشانمی­دهدکهدرکلدورهپژوهشحدود 62/0ازتغییراتمدیریت سود واقعی درسطحکلشرکت­هاتحتتأثیر متغیر پایداری مالکیت نهادی و متغیرهایکنترلیبودهاست؛ و همچنین از آنجائی که آماره دوربین- واتسون این مدل‌ها 48/2 است، می‌توان گفت که در این مدل خودهمبستگی مرتبه اول وجود ندارد.

 

جدول7- نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش

متغیر پژوهش	ضریب متغیر	خطای انحراف استاندارد	آماره تی استیودنت	سطح معنی‌داری	عامل تورم واریانس غیرمتمرکز	عامل تورم واریانس متمرکز
عرض از مبدأ	33/1-	30/9	42/1-	15/0
پایداری مالکیت نهادی	40/1-	35/0	12/3-	00/0	75/1	30/1
توان عملیاتی	22/0-	09/0	30/2-	02/0	71/6	89/3
مدل ورشکستگی z	61/5	48/6	09/0	93/0	69/4	94/2
اندازه شرکت	05/5	31/9	42/5	00/0	98/7	28/1
نرخ رشد فروش	45/4-	96/8	96/4-	00/0	00/2	11/1
نرخ بازده کل دارایی‌ها	02/1-	73/3	72/2-	00/0	01/6	42/2
شرکت­های زیان ده	28/3	38/9	35/0	72/0	28/2	49/1
نسبت اهرمی	03/0	04/0	70/0	48/0	74/6	51/3
اندازه حسابرس	13/1-	33/8	35/1-	18/0	95/1	41/1
ضریب تعیین تعدیل شده	62/0	آماره F	05/8	00/0
آماره دوربین واتسون	48/2
REMit = –1.33 – 1.40 STD IOPit – 0.22 TAVANit + 5.61 Z_SCOREit + 5.05 SIZE it – 4.45 SALES GROWTHit – 1.02 ROA+ 3.28 LOSSit+ 0.03LEVit – 1.13AUDIT SIZEit+εit

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج فرضیه­های پژوهش به طور خلاصه در جدول 8 به شرح زیر ارائه شده است:

 

 

 

جدول 8- خلاصه­ی نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش

فرضیه	متغیر وابسته	متغیر مستقل	تعداد مشاهدات	نتیجه آزمون	نوع رابطه
1	عملکرد آتی شرکت­ها	مدیریت سود واقعی	720	تأیید فرضیه	معکوس
2	مدیریت سود واقعی	پایداری مالکیت نهادی	720	تأیید فرضیه	معکوس

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-3-3- نتایج آزمون فروض رگرسیون

صحیح بودن نتایج حاصل از تخمین مدل رگرسیون تا حد بسیار زیادی به مقادیر خطا و ویژگی­های آن بستگی دارد. در صورتی می­توان به نتایج رگرسیون اتکا کرد که ویژگی­های اولیه مدل رعایت شده باشند. در فرض همسانی واریانس خطاهای مدل بیان می­شود که واریانس مقادیر خطا در مدل می­بایست در دوره­ها و مقاطع مختلف یکسان باشد. انحراف از این فرض ناهمسانی واریانس^[xli] نامیده می­شود. برای بررسی همسان بودن واریانس خطاهای مدل از آزمون وایت^[xlii] (1980) در نرم‌افزارEviews استفاده شده است. (بنی مهد و همکاران،1395، (ص 167)).

یکی از فرض‌های اساسی در تخمین مدل رگرسیون، عدم خود همبستگی^[xliii]بین جملات خطا یا همبستگی سریالی می­باشد. یکی از روش­های مرسوم برای بررسی وجود یا عدم وجود خود همبستگی بین مقادیر خطا آزمون دوربین واتسون^[xliv] نام دارد که خودهمبستگی را در مراتب مختلف ارزیابی می­کند. در صورت وجود خود همبستگی بین مقادیر خطا، ضریب تعیین مدل (R²) بیش از اندازه واقعی محاسبه می­شود و تخمین زن­های روش رگرسیون حداقل مربعات به درستی پارامترهای جامعه را برآورد نمی­کنند (بنی مهد و همکاران،1395، (ص 166)).

همچنین یکی دیگر از فرضیات که در زمان استفاده از حداقل مربعات معمولی[xlv] در نظر گرفته می­شود، این است که متغیرهای توضیحی به هم وابسته نباشند. زمانی که بین متغیرهای توضیحی رابطه­ای وجود نداشته باشد، گفته می­شود آن‌ها نسبت به هم متعامد[xlvi] هستند. یکی از جامع­ترین روش­ها برای بررسی هم خطی متغیرهای توضیحی در مدل، عامل تورم واریانس[xlvii] می­باشد. اگر ضرایب مدل برآورد شده کمتر از عدد 10 باشد، مشکل هم خطی وجود نخواهد داشت (افلاطونی،1394، (ص 127)). نتایج آزمون ناهمسانی واریانس در جدول 9 به شرح زیر ارائه شده است.

از آنجائی که سطح معناداری آزمون ناهمسانی واریانس در هر دو فرضیه بیش از 5 درصد می­باشد فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانس­ خطاها در سطح 5 درصد تأیید می­گردد؛ بنابراین ناهمسانی واریانس وجود ندارد. همچنین نتایج آزمون هم خطی متغیرهای توضیحی مدل­های فرضیه اول و دومدر جدول 6 و 7 ارائه شده است.

جدول 9- نتایج آزمون ناهمسانی واریانس

شرح	آماره	سطح معنی‌داری	نتیجه
فرضیه اول	73/0	68/0	ندارد
فرضیه دوم	00/1	42/0	ندارد

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به این که مقادیر هیچ کدام از متغیرهای توضیحی در فرضیه­های اول و دوم پژوهش بیش از 10 نمی­باشد می­توان بیان کرد که بین متغیرهای توضیحی در مدل­های اول و دوم پژوهش همبستگی خطی شدیدی وجود ندارد. این موضوع نشان‌دهنده­ی آن است که هم خطی بین متغیرهای مستقل اثر نامطلوبی بر برآوردگرهای روش حداقل مربعات ندارد.

 

5- بحث و نتیجه­گیری

هدف این پژوهش بررسی تأثیر مدیریت سود واقعی بر عملکرد آتی شرکت و اثر پایداری مالکیت نهادی بر مدیریت سود واقعی در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می­باشد. برای انجام این پژوهش تعداد 90 شرکت در طی دوره زمانی 1394-1387 بررسی شده است. برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از مدل­های رگرسیونی ترکیبی با اثرات ثابت در طی دوره پژوهش استفاده شده است. برای محاسبه پایداری مالکیت نهادی از مدل الیاسیانی و همکاران (2010) و همچنین برای محاسبه مدیریت سود واقعی شرکت­ها از مدل رویچادهری (2006) استفاده گردید. نتایج پژوهش نشان می­دهد که:

1)   نتایج فرضیه اول پژوهش بیان می­دارد که دستکاری فعالیت­های واقعی از قبیل دستکاری در هزینه­های اختیاری و همچنین افزایش سطح غیرعادی تولید منجر به ایجاد اثرات مخربی بر عملکرد آتی شرکت دارد؛ زیرا دستکاری فعالیت­های واقعی در دوره جاری به منظور افزایش سود ممکن است بر جریان­های نقد دوره آتی شرکت­ها تأثیر منفی بگذارد. همچنین با حذف هزینه­های اختیاری از قبیل هزینه­های تحقیق و توسعه و بازاریابی گر چه ممکن استشرکت به اهداف کوتاه‌مدت خود نائل آید ولی به دلیل وجود بازارهای به شدت رقابتی، سودآوری سنوات آتی شرکت نیز مورد تهدید قرار خواهد گرفت. نتایج این پژوهش با یافته­های رویچادهری (2006)، قربانی وهمکاران (1389) و سعیدی و همکاران (1391) مطابقت دارد.همچنین با نتایج متغیرهای کنترلی نشان می­دهد کهشرکت­های زیان ده و شرکت­هایی که دارای بحران مالی هستند بیشتر در معرض عملکرد آتی ضعیف قرار دارند.

2)   نتایج فرضیه دوم پژوهش بیان می­دارد شرکت‌هایی که دارای مالکیت نهادی پایدار‌تر هستند به دلیل داشتن تمرکز بلندمدت سرمایه­گذاری در شرکت­های سرمایه­پذیر و همچنین داشتن اهداف بلندمدت (حداکثر سازی ارزش سهام در بلندمدت) انگیزه زیادی برای حضور فعال در حاکمیت شرکتی داشته و به همین دلیل نظارت بر عملکرد شرکت­های تحت سرمایه­گذاری خود را گسترش می­دهند؛ بنابراین در شرکت­هایی که مالکیت نهادی پایدارتری وجود دارد، سطح بالای هزینه‌های تولیدغیرعادی و دستکاری در هزینه­های اختیاری به منظور دستیابی به اهداف خاص را کمتر می­توان مشاهده کرد. نتایج این پژوهش با یافته­های سکاکی و همکاران (2016)، لین و همکاران (2014)، جعفری نژاد و همکاران (2015)، چانگ و همکاران (2002)، کاشانی پور و همکاران (1389) مطابقت دارد. همچنین نتایج متغیرهای کنترلی نشان می­دهد شرکت­هایی که دارای توان عملیاتی بالایی هستند و همچنین شرکت­هایی که رشد فروش بالاتری نسبت به سال قبل دارند نیازی به دستکاری در فعالیت­های واقعی خود نمی­بینند؛ و همچنین متغیر کنترلی اندازه شرکت نشان می­دهد که شرکت­های بزرگ به دلیل توجه زیادی که بر عملکرد آن‌ها می­شود و همچنین محدودیت در استفاده از اقلام تعهدی جهت دستکاری سود، اقدام به مدیریت سود واقعی می­کنند؛ بنابراین بین اندازه شرکت و مدیریت سود واقعی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.

پیشنهادات در خصوص این مطالعه به شرح زیر است:

1)   باتوجه به تأثیری که مدیریت واقعی سـود در شـکل‌گیـری سرمایه‌گذاری ناکـارایشرکت­ها دارد، چنانچه استفاده­کنندگان صورت­های مالی به درک اعمال مـدیریت سـود از طریق دستکاری فعالیت­هـای واقعـی نائل شـوند، بایـد نسـبت بـهاحتمال وقوع سرمایه­گذاری در شرکت مورد نظر، عنایت داشته باشـند تـا از ایـنرهگذر بـه تصـمیم­هـای منطقـی­تـر، رهنمـون شـوند.

2)   پیــشنهاد مــی­شــود کــه اســتفاده­کننــدگان صورت‌های مــالی در هنگــام مطالعــه صورت‌های مــالی شـرکت­ها بـه عامـل ترکیـب سـهامداران آن نیـز توجـه کننـد. بـرای مثـال بـر اسـاس یافتـه­هـای ایـن تحقیــق بــه طــور کلــی شــرکت­هــایی کــه از مالکیــت نهــادی پایدارتری برخوردارنــد دارای عملکرد بهتری هستند و مدیریت سود واقعی پایین­تری دارند.

 

---

1-گروه حسابداری، واحد تهران جنوب، دانشگاهآزاداسلامی، تهران، ایران،نویسنده مسئول. [e-mail]

2-گروه حسابداری ، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. [e-mail]

[3]-گروه حسابداری ، واحد تهران جنوب، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. [e-mail]

---

¹. Earnings management17. Real earnings management33Abnormal cash flow

². Healy & Wahlen18. Corporate governance 34. Zang

³. Schipper19. Thomas and Zhang 35. Pooled Data

^[iv]. Discretionary spendin20.Yu36. Panel Data

^[v]. Institutional ownership stability21. Graham &et al37. Chow

⁶. Bushee22. Jafarinejad &et al38. Fixed Effect

⁷. Koh23. Farooqi &et al39. Random Effect

⁸. Roychowdhury& Watts24. Lin &et al40. Hausman Test

⁹. Lin & et al25. Conservatism 41. Heteroscedastic Variance

¹⁰. Manowan & Lin26. El jai & Faroo 42. White

¹¹. Pound27. Elyasiani &et al43. Autocorrelation

¹². Efficient monitoring hypothesis28. Jia & Elyasian44. Durbin & Watson

¹³. Strategic alignment hypothesis29. Mitra&Cready45. Ordinary Least Square(OLS)

¹⁴. conflict of interest hypothesis30. Chung&et al 46. Orthogonal

¹⁵. Sakaki & et al31. Abnormal production cost47. Variance Inflation Factor

¹⁶. Institutional ownership stability 32.Abnormal discretionary expenses

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مراجع

1)     افلاطونی، عباس، (1394)، "تجزیه‌وتحلیل آماری با Eviews در تحقیقات حسابداری و مدیریت مالی"، تهران، انتشارات ترمه.

2)     بنی‌مهد، بهمن، مهدی عربی و شیوا حسن پور، (1395)، "پژوهش­های تجربی و روش‌شناسی در حسابدار"، تهران، انتشارات ترمه.

3)     پورحیدری، امید، علی رحمانی و رضا غلامی، (1392)،"بررسی تأثیر مدیریت واقعی سود بر رفتار سرمایه­گذاری شرکت‌هایپذیرفته شده دربورس اوراق بهادار تهران"، مجله­ی پیشرفت­های حسابداری دانشگاه شیراز، دوره 5، شماره 1، صص85-55.

4)     خیرالهی،فرشید، اسحاق بهشور و فرزاد ایوانی، (1395)، "مدیریتسودواقعی،سطوحوارزشیابینگهداشتوجهنقددرشرکت­ها"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 8، شماره 30، صص1-14.

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

6)      صالحی، مهدی، عسل بخشیان و فتانه داوطلب طوسی، (1396)، "تأثیر تمرکز مالکیت و درجه کنترل بر ارزش شرکت در صنعت بیمه"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی،دوره 9، شماره 33، صص29-50.

7)     قربانی، سعید، علی اکبر جوان و مهدی ناظمی اردکانی، (1388)،"تأثیر مدیریت واقعی سود بر بازده آتی دارایی‌ها"، فصلنامه مطالعات حسابداری، دوره 7، شماره 28، صص97-114.

8)     کاشانی پور، محمد، احمد احمدپور و سید محمد باقرپور، (1389)، "بررسی رابطه­ بین سهامداران نهادی کوتاه‌مدت و بلندمدت و مدیریت سود فزاینده شرکت­ها"، مجله دانش حسابداری، دوره1، شماره3، صص 7-29.

9)     مهرانی، ساسان، محمد مرادی، هدی اسکندر و میر محمد جواد هاشمی، (1394)، "مالکیت نهادی و انعطاف‌پذیری مالی"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، دوره 7، شماره 8، صص 43-56.

10) مراد زاده فرد، مهدی، مهدی ناظمی اردکانی، رضا غلامی و حجت اله فرزانی، (1388)، "بررسی رابطه بین مالکیت نهادی سهام و مدیریت سود در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسیدوره 16، شماره 2، صص 85-98.

11) ناظمی اردکانی، مهدی، (1389)، "بررسی نقش تخصص صنعت حسابرس بر مدیریت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه منتشر نشده: به راهنمایی دکتر حسین اعتمادی، مقطع کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اقتصادی.

12) نیکبخت، محمدرضا و جواد رحمانی نیا، (1389)، "بررسی تأثیر مالکیت نهادی بر عملکرد شرکت‌های پذیرفته شده دربورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه بورس اوراق بهادار،دوره3، شماره9، صص43-60.

13) ولی زاده لاریجانی، اعظم، (1387)، "نتایج مدیریت واقعی سود"، پایان‌نامه منتشر نشده: به راهنمایی دکتر ویدا مجتهدزاده، مقطع کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اجتماعی و اقتصاد دانشگاه الزهرا.

 

14)  Bushee BJ, (2001), “Do Institutional Investors Prefer near-term Earnings over Long-run Value?”, Contemp Account Res 18(2), PP. 207–246.

15)  Chung K. H, Elder J, Kim J. (2009), “Corporate Governance and Liquidity”, Journal of Financial and Quantitative Analysis; forthcoming.

16)  Chung R, Firth M, Kim JB (2002), “Institutional Monitoring and Opportunistic Earnings Management”, J Corp Finance 8, PP. 29–48.

17)  Elyasiani E, Jia JJ (2008), “Institutional ownership Stability and BHC Performance”, J Bank Finance 32(9), PP. 1767–1781.

18)  Elyasiani E, Jia JJ, Mao CX (2010), “Institutional ownership Stability and the Cost of Debt”, J Financ Market 13(4, PP. 75–500.

19)  Farooq O, El Jai H (2012), “Ownership Structure and Earnings Management: Evidence from the Casablanca Stock Exchange”, Int Res J Finance Econ 84, PP. 95–105.

20)  Farooqi J, Jory S, Ngo T (2015), “Institutional Investors’ Activism and Credit Ratings”, J Econ Finance 39(3), PP. 1–27.

21)  Graham J, Harvey C, Rajgopal S (2005), “The Economic Implications of Corporate Financial Reporting”, J Account Econ 40, PP. 3–73

22)  Healy, P.M., and J.M. Wahlen. (1999), “A Review of the Earnings Management Literature and its Implications for Standard Setting”, Accounting Horizons 13, PP. 365-383.

23)  Jafarinejad M, Jory SR, Ngo TN (2015), “The Effects of Institutional ownership on the Value and Risk of Diversified Firms”, Int Rev Financ Anal 40, PP. 207–219.

24)  Koh S (2007), “Institutional Investor Type, Earnings Management and Benchmark Beaters”, J Account Public Policy 26, PP. 267–299.

25)  Lin F, Wu CM, Fang TY, Wun JC (2014), “The Relations among Accounting Conservatism, Institutional Investors and Earnings Manipulation”, Econ Model 37, PP. 164–174.

26)  Lin L, Manowan P (2012), “Institutional ownership Composition and Earnings Management”, Rev Pac Basin Finan Mark Policies 15(04), PP. 1250022.

27)  Mitra S, Cready W (2005), “Institutional Stock ownership, Accrual Management, and Information Environment”, J Account Audit Finance 20, PP. 257–286.

28)  Pound J (1988), “Proxy Contests and the Efficiency of Shareholder oversight”, J Financ Econ 20, PP. 237–265.

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

30)  Sakaki, Hamid. Jackson, Dave and Surendranath Jory. (2016), “Institutional ownership Stability and Real Earnings Management”, Spinger, 44(1), PP. 2–31.

31)  Schipper,k(1989), “Commentary on Earning Management, Accounting”, Accounting Horizons, Vol.3, PP. 91-102.

32)  Thomas, K. J. and H. Zhang. (2002), “Value-relevant Properties of Smoothed
Earnings”, Columbia Business School, New York - University of Illinois at Chicago,Chicago.

33)  Yu, R. (2008), “Consequences of REM to Meet Analyst Earnings Forecasts on
Subsequent Operating Performance”, Ph.D. Dissertation. University of Alabama.

34)  Zang AY (2012), “Evidence on the Trade-off between Real Activities Manipulation and Accrual-based Earnings Management”, Account Rev 87, PP. 675–703.

 

یادداشت‌ها