تأثیر کیفیت پیش بینی مدیریت بر کارایی سرمایه گذاری با در نظر گرفتن نقش ساختار مالکیت

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 14، شماره 53، خرداد 1401، صفحه 51-76   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/faar.2022.691686

نویسندگان

فاطمه دهقان¹؛ امید پورحیدری^{* 2}؛ احمد خدامی پور²

¹گروه حسابداری دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران.

²گروه حسابداری دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران

چکیده

چکیده
هدف این مقاله ، بررسی تأثیر کیفیت پیشبینی مدیریت بر کارایی سرمایهگذاری با در نظر گرفتن نقش تعدیلگری ساختار مالکیت است. جامعه آماری پژوهش شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. در این راستا، دادههـای 129 شرکت در بازه زمانی سالهای 1388 الی 1397، با بهکارگیری مدل رگرسیون چندمتغیره مورد بررسی قرار گرفته است. دادهها از طریق سایت کدال و نرمافزار ره‌آورد نوین نسخه 3 استخراج و بهوسیله نرم‌افزار ایویوز نسخه 11 تجزیه‌وتحلیل شده است. قبل از برازش مدلهای پژوهش، با استفاده از آزمونهای F- لیمر و هاسمن، روش دادههای تابلویی با اثرات ثابت، برای آزمون مدلها انتخاب شد. پژوهش حاضر از نظر ماهیت، از نوع همبستگی و از لحاظ هدف، کاربردی است. در این پژوهش از مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت، برای سنجش ساختار مالکیت، استفاده شده است. نتایج بیانگر این بود که دقت پیشبینی سود تأثیر مثبت و معنادار بر کارایی سرمایهگذاری دارد. بهعلاوه، مالکیت نهادی، تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری را تعدیل نمیکند؛ اما تمرکز مالکیت، تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری را تعدیل میکند.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: کیفیت پیشبینی مدیریت؛ کارایی سرمایهگذاری؛ مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت

اصل مقاله

تأثیر کیفیت پیشبینی مدیریت بر کارایی سرمایهگذاری
 با در نظر گرفتن نقش ساختار مالکیت

 
تاریخ دریافت: 07/10/1400    تاریخ پذیرش: 10/12/1400    فاطمه دهقان
امید پورحیدری
احمد خدامیپور     

چکیده
هدف این مقاله ، بررسی تأثیر کیفیت پیشبینی مدیریت بر کارایی سرمایهگذاری با در نظر گرفتن نقش تعدیلگری ساختار مالکیت است. جامعه آماری پژوهش شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. در این راستا، دادههـای 129 شرکت در بازه زمانی سالهای 1388 الی 1397، با بهکارگیری مدل رگرسیون چندمتغیره مورد بررسی قرار گرفته است. دادهها از طریق سایت کدال و نرمافزار ره‌آورد نوین نسخه 3 استخراج و بهوسیله نرم‌افزار ایویوز نسخه 11 تجزیه‌وتحلیل شده است. قبل از برازش مدلهای پژوهش، با استفاده از آزمونهای F- لیمر و هاسمن، روش دادههای تابلویی با اثرات ثابت، برای آزمون مدلها انتخاب شد. پژوهش حاضر از نظر ماهیت، از نوع همبستگی و از لحاظ هدف، کاربردی است. در این پژوهش از مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت، برای سنجش ساختار مالکیت، استفاده شده است. نتایج بیانگر این بود که دقت پیشبینی سود تأثیر مثبت و معنادار بر کارایی سرمایهگذاری دارد. بهعلاوه، مالکیت نهادی، تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری را تعدیل نمیکند؛ اما تمرکز مالکیت، تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری را تعدیل میکند.

واژه‌های کلیدی: کیفیت پیشبینی مدیریت، کارایی سرمایهگذاری، مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت.

1- مقدمه
ارزیابی سرمایه‌گذاری در دارایی‌های بلندمدت، تصمیم‌گیری در خصوص آنها و انتخاب مناسب‌ترین پروژه که در مجموع فرآیند بودجه‌بندی سرمایه‌ای را تشکیل می‌دهند، از مهم‌ترین مباحث در مدیریت مالی محسوب می‌شوند.
 مدیران باید بازده پروژههای آتی را در زمان انتخاب از میان پروژههای مخارج سرمایهای بالقوه پیشبینی کنند (گراهام و هاروی، 2001). لازمه این پیشبینیها، درک محیط اقتصادی و موقعیت رقابتی شرکتها در این محیط است. مدیری که درک بهتری از محیط اقتصادی کلی و جایگاه شرکت خود در آن محیط دارد، با دقت بیشتری پیشبینیها را انجام میدهد و در نتیجه تصمیمات سرمایهگذاری بهتری اخذ میکند. بدین ترتیب، احتمال ناکارایی سرمایهگذاری یعنی از دست دادن فرصتهای سرمایهگذاری در پروژههای دارای ارزش فعلی خالص مثبت (سرمایهگذاری کمتر ازحد) یا سرمایهگذاری در پروژههای دارای ارزش فعلی خالص منفی (سرمایهگذاری بیشتر ازحد) نیز کاهش مییابد. به عبارتی، از جمله عوامل کلیدی و سرنوشتساز در کارایی سرمایهگذاری، توانایی پیشبینی بازده سرمایهگذاری است. مسئلهای که وجود دارد این است با وجودی که این نوع پیشبینیها عنصر اساسی در موفقیت شرکتها است، اما جنبه درون‌سازمانی داشته و توسط استفادهکنندگان برون‌سازمانی قابل مشاهده نیست (گودمن و همکاران، 2014). لذا در این زمینه نیاز به معیاری وجود دارد که توسط استفادهکنندگان برون‌سازمانی جهت ارزیابی عملکرد مدیریت که یکی از جنبههای وظیفه مباشرت وی است، قابل مشاهده باشد.
 از آنجاییکه سود اساساً بازده حاصل از سرمایهگذاریهای گذشته است، بنابراین گزارش پیشبینی سود که یکی دیگر از وظایف مدیریت است، به طور بالقوه یک سیگنال قابل مشاهده از توانایی پیشبینی گستردهتر است که توسط استفادهکنندگان برونسازمانی نیز قابل مشاهده است (گودمن و همکاران، 2014). اگرچه تحقیقات قبلی جهتدهی سود و بودجهبندی سرمایهای را به عنوان وظایف جداگانه مدیریت میبیند، استدلال شده است که هردو وظایف بستگی به توانایی پیشبینی مدیریت دارد. با توجه به مطالب بیان شده، سؤال اول پژوهش بدین شرح بیان میشود که آیا کیفیت پیشبینی مدیریت بر کارایی سرمایهگذاری تأثیر دارد و یا خیر.
طبق تئوری نمایندگی، این مسئله وجود دارد که همواره مدیران در جهت منافع سهامداران و مالکان گام برنمی‌دارند و اغلب به دنبال حداکثر کردن منافع خود هستند، به همین دلیل ممکن است تأثیر دقت پیشبینی مدیریت بر کارایی سرمایهگذاری، مخدوش شود. مسئله تئوری نمایندگی، با توجه به روند رو به رشد جدایی مالکیت و کنترل در شرکتهای سهامی امروزی منجر به افزایش بیشتر تضاد منافع بین مدیران و ذینفعان شرکت ازجمله سرمایهگذاران شده است. به همین دلیل مالکان با توسل به راهکارهای گوناگون قصد نظارت بر مدیران شرکت را دارند (اسدی و همکاران، 1392). یکی از این راهکارها، مکانیزمهای حاکمیت شرکتی است که میتواند منجر به کاهش هزینه نمایندگی شود. استقرار مکانیزمهای حاکمیت شرکتی مناسب، میتواند در کاهش مسئله نمایندگی و بهبود عملکرد آتی شرکت و همچنین افزایش ثروت سهامداران نقش مهم و محوری ایفا کند (کر و همکاران، 2006).
 ساختار مالکیت از جمله سازوکارهای بااهمیت حاکمیت شرکتی است که سعی دارد انگیزه مدیران جهت انجام فعالیت‌ها به نفع خود را کاهش دهد و با افزایش کیفیت پیشبینیهای مدیریت، کارایی سرمایهگذاری را افزایش میدهد. مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت دو مورد از مکانیزمهای نظارتی مهم در ساختار مالکیت شرکت است. سیدجمالی و دعائی (1398) رابطه بین کیفیت گزارشگری مالی و کارایی سرمایه‌گذاری با توجه به اثر تعدیلگری عدم تقارن اطلاعاتی و ساختار مالکیت در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران مورد مطالعه قرار دادند. نتایج بهدست آمده نشان میدهد که رابطه مثبت و معناداری بین کیفیت گزارشگری مالی و کارایی سرمایهگذاری شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد، همچنین نتایج تحقیق بیانگر نقش معنادار متغیر ساختار مالکیت بر این رابطه است. سرمایهگذاران نهادی از نقشی مهم در شرکت برخوردار میباشند و تصمیمگیری و اقدامات اجرایی آن‌ها میتواند تأثیری اساسی بر معیارهای مدیریت و کارایی سرمایهگذاری داشته باشد (گیل و بیگر، 2013). با توجه به فرضیه نظارت کارآمد، به دلیل حجم ثروت سرمایه‌گذاری شده، نهادها احتمال سرمایهگذاری خود را به صورت فعال مدیریت میکنند. بر اساس این نگرش سرمایهگذاران نهادی، سرمایهگذاران متبحری هستند که دارای مزیت نسبی در جمعآوری و پردازش اطلاعات دارند (حساسیگانه و همکاران، 1387). سرمایهگذاران نهادی با توجه به مالکیت بخش قابلتوجهی از سهام شرکتها، توانایی اعمال نظارت بر اقدامات فرصتطلبانه مدیران و تصمیمات سرمایهگذاری آن‌ها را دارند. همچنین، جنسن و مکلینگ (1976) در پژوهشی استدلال کردند تمرکز مالکیت موجب کاهش مسائل نمایندگی میشود و این خود موجب بهبود عملکرد شرکت خواهد شد. شیفر و ویشنی (2012) در پژوهش خود بیان نمودند سرمایهگذاران عمده انگیزه و قدرت کافی برای نظارت مدیران دارند، نظارت آنان موجب خواهد شد تا مدیران در جهت اهداف بلندمدت شرکت گام بردارند. با توجه به مطالب بیانشده و اهمیت موضوع، سؤالات دوم و سوم تحقیق به شرح زیر مطرح است:
آیا مالکیت نهادی، نقش تعدیلگری بر تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری دارد یا خیر؟
آیا تمرکز مالکیت، نقش تعدیلگری بر تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری دارد یا خیر؟
انجام این پژوهش از این جهت که میتواند درک صحیحی از دقت پیشبینی مدیریت و تصمیمات سرمایهگذاری را با درنظرگرفتن نظارت سرمایهگذاران نهادی و تمرکز مالکیت، برای مسئولین بازار سرمایه، مدیران شرکت‌ها، اعتباردهندگان و سرمایهگذاران و سایر افراد ذیعلاقه فراهم کند، ضرورت دارد.
ادامه این مقاله بدین شرح است. در بخش دوم، مبانی نظری و پیشینه پژوهش، در بخش سوم، فرضیه‌ها و در بخش چهارم، روش‌شناسی و جامعه آماری پژوهش ارائه شده است. در بخش پنجم، مدل پژوهش و نحوه اندازهگیری متغیرهای آن بیان شده است. بهعلاوه، در بخش ششم، تجزیه‌وتحلیل دادهها و در بخش هفتم نتایج، محدودیت‌ها و پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آینده بحث و بررسی شدهاست.

2- مبانی نظری و مروری بر پیشینه پژوهش
 بودجهبندی سرمایه‌ای، ابزار تصمیم‌گیری بلندمدت، برای ایجاد ظرفیت عملیاتی شرکت است که باید بالاترین نرخ بازدهی را تأمین کند و ارزش شرکت را افزایش دهد. مخارج سرمایهای یکی از انواع رایج تصمیمات بودجهبندی سرمایه‌ای بهشمار میرود. از آنجاییکه ارزیابی مالی طرحهای سرمایهگذاری، برعهدهی مدیران است. مدیران باید بهصورت بهینه در طرحهایی سرمایهگذاری کنند که برای شرکت ارزشآفرینی کند. بهطور مفهومی، کارایی سرمایهگذاری زمانی حاصل میشود که شرکت در تمامی (فقط) طرحهای با ارزش فعلی خالص مثبت، سرمایهگذاری کند. البته این فرآیند در صورتی کارساز است که بازار کامل باشد و هیچیک از مسائل بازار ناقص، مانند گزینش نادرست و هزینههای نمایندگی وجود نداشته باشد (وردی، 2006؛ بیدل و همکاران، 2009).
 انتظار میرود توانایی پیشبینی مدیریت نقش اساسی در کارایی سرمایهای ایفا کند. زیرا توانایی پیشبینی بهتر بازدههای آتی هر پروژه توسط مدیران، باعث برآورد دقیقتر ارزش فعلی خالص هر پروژه می‌شود. در حقیقت عوامل پیشبینی یکسانی نظیر بازده آتی پروژهها، ارزش پایانی و غیره در روشهای ارزشگذاری نظیر جریان نقدی تنزیل شده، در هنگام ارزشگذاری مخارج سرمایهای مطرح هستند (برنان، 2003؛ چاپلینسکی و همکاران، 2006). عامل کلیدی سرمایهگذاری موفق، توانایی مدیران برای پیشبینی بازده پروژه است. گرچه، این پیشبینیها عنصر اساسی در موفقیت سرمایهگذاریها و سلامت شرکت هستند، اما جنبه درونسازمانی داشته و به طور مستقیم قابل مشاهده توسط سرمایهگذاران خارجی نیستند (گودمن و همکاران، 2014). لذا در این زمینه نیاز به معیاری وجود دارد که توسط استفادهکنندگان برون‌سازمانی جهت ارزیابی عملکرد مدیریت که یکی از جنبههای وظیفه مباشرت وی است، قابل مشاهده باشد. گودمن و همکاران (2014) بیان میکنند انتظار بر این است که توانایی مدیریت در پیشبینی بازده پروژههای داخلی، به دیگر وظایف مدیریتی که شامل پیشبینی هستند نظیر پیشبینی سودها، سرایت کند.
 ترومن (1986) بیان میکند گزارشهای پیشبینی سود توسط مدیریت، برای استفادهکنندگان برونسازمانی، به آسانی قابل مشاهده است، گزارشهای افشاء پیشبینی سود، احتمالاً برای استفادهکنندگان خارجی ارزشمند است. زیرا نه تنها انتظارات مدیریت از سودهای آتی را فراهم میکند بلکه به خاطر اینکه این گزارشها، اطلاعاتی در مورد دانش مدیریت از محیط اقتصادی شرکتها و تواناییشان برای پیشبینی چشمانداز آتی که یک مؤلفه اصلی در فرآیند تصمیمگیری مخارج سرمایهای است، فراهم میکند (گودمن و همکاران، 2014).
 چن (2005) در پژوهش خود با انتخاب 6193 شرکت آمریکایی، نشان داد که کیفیت سود با مخارج سرمایهای رابطهی مثبت دارد. بیدل و همکاران (2009) در پژوهش خود بیان نمودند که کیفیت بالاتر گزارشگری مالی، کارایی سرمایهگذاری را بر اثر کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و درنتیجه، کاهش عواملی چون گزینش نادرست یا خطر اخلاقی، افزایش داده و به کاهش سرمایهگذاری بیشتر و کمتر از حد منجر میگردد. شهزاد و همکاران (2019) با بررسی کیفیت گزارشگری مالی و کیفیت حسابرسی بر کارایی سرمایهگذاری یافتند که هرچه کیفیت گزارشگری مالی و کیفیت حسابرسی بالاتر باشد، کارایی سرمایهگذاری نیز بیشتر است. این نتایج با استدلال‌های ارائه شده فرضیه همسویی نظریه نمایندگی و دیدگاه مبتنی بر منابع شرکت مطابقت دارد. حسینی (2017) در تحقیقی به بررسی "تأثیر کیفیت گزارشگری مالی بر کارایی سرمایه‌گذاری" با استفاده از ۲۵ شرکت تونس در طی سالهای 1997 تا 2013 پرداخت. یافتهها بیانگر این است که برخی ویژگی‌های اطلاعات مالی، ازجمله قابلیت اطمینان، ناکارآمدی سرمایه‌گذاری را افزایش می‌دهد، درحالیکه برخی دیگر، ازجمله محافظه‌کاری و مربوط بودن، تأثیر قابل‌توجهی بر تصمیمات سرمایه‌گذاری ندارد. وی این نتایج را عمدتاً به ویژگی بافتی محیط تونس، مانند نهادها، ارزش‌های فرهنگی و برخی ویژگی‌های نظام راهبری شرکتی نسبت میدهد. هانگ (2020) در پژوهشی تحت عنوان "رابطه بین خطاهای پیشبینی مدیریت و کارایی سرمایهگذاری"، یافت که خطاهای پیشبینی سود با سرمایهگذاری ناکارا مرتبط است. به طور خاص، پیشبینیهای خوشبینانهتر با سرمایهگذاری بیشازحد مرتبط است، درحالیکه پیشبینیهای بدبینانهتر با سرمایهگذاری کمتر از حد همراه است. علاوه بر این، هنگامیکه مدیران خطاهای پیشبینی را بهصورت مکرر، نشان میدهند، ارتباط بین خطاهای پیشبینی و سرمایهگذاری ناکارا قویتر است. آزمونهای اضافی که با در نظر گرفتن انگیزههای افشای مدیران انجام شده است، نشان میدهد که ارتباط بین خطاهای پیشبینی و سرمایهگذاری ناکارا هنگامی بیشتر است که خطاهای پیشبینی احتمالاً ناشی از تحریفات عمدی مدیران نباشد.
مدیران هنگام پیشبینی سود شرکت و پیشبینی بازده پروژههای داخلی، به مهارتها و اطلاعات مشابه، متکی هستند. اگر گزارشهای پیشبینی سود، یک سیگنال سودمندی از توانایی پیشبینی مدیران، با توجه به بازدههای آتی سرمایهگذاریها ارائه کند، انتظار خواهیم داشت کیفیت پیشبینی سود با کیفیت سرمایهگذاری پس از آن، در ارتباط باشد (گودمن و همکاران، 2014). مطابق با این بحث، ترومن (1986) اثبات می‌کند که گزارشهای پیشبینی سود توسط مدیریت، به سرمایهگذاران اجازه میدهد توانایی پیشبینی مدیر از شرایط اقتصادی و تعدیل برنامههای تولید و متعاقباً کیفیت تصمیمات سرمایهگذاری را ارزیابی کنند. لذا، میتوان کیفیت پیشبینی سود توسط مدیریت را معیار سنجش کارایی سرمایهگذاری شرکتها، دانست. چراکه هردو پیشبینی سود و مخارج سرمایهای از وظایف مدیریت است. نتایج پژوهش گودمن و همکاران (2014) در آمریکا نشان داد که کیفیت پیشبینی سود با کارایی سرمایهگذاری ارتباط مثبت و معنادار دارد و میتوان کیفیت پیشبینی سود را برای استنباط کیفیت تصمیمات مخارج سرمایهای مورد استفاده قرار داد.
تئوری نمایندگی بیان میکند که مالکان اختیارات خود را به مدیران تفویض میکنند تا آنها تصمیمات لازم را در شرکت اتخاذ کنند؛ اما مدیران بهجای حداکثر رساندن ثروت سهامداران، به دنبال مقاصد و منافع شخصی خود هستند. این امر میتواند منجر به سرمایه‌گذاری غیرکارا شود. تجزیه‌وتحلیل‌های نظری و شواهد تجربی نشان میدهد که با جدا شدن مالکیت از مدیریت در شرکتهای سهامی، عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران، در شرکتهایی که با محدودیت نقدینگی مواجه هستند، منجر به سرمایهگذاری غیرکارا می‌شود (فازری و همکاران، 1998). ذوالفقاری و همکاران (1398) یافتند که عدم تقارن اطلاعاتی دارای اثر مثبت بر دقت پیشبینی سود است. بدین معنی که شرکتهایی که شاخص عدم تقارن اطلاعاتی در آنها پایینتر است دقت پیشبینی سودشان از انحراف کمتری برخوردار است.
با توجه به تئوری تضاد منافع میان مدیران و مالکان، ممکن است برخی مدیران درصدد برآیند جریان نقد آزاد را در پروژههایی با خالص ارزش فعلی منفی سرمایهگذاری کرده تا در کوتاهمدت بتوانند منافع شخصی خود را تأمین نمایند (حبیب، 2011). معمولاً مدیران تمایل به رشد شرکت فراتر از اندازه بهینه آن دارند، زیرا رشد شرکت، قدرت مدیریت را با افزایش منابع تحت کنترل آن افزایش میدهد (جنسن، 1986)؛ که این امر منجر به بیشسرمایهگذاری می‌شود. این مشکل ناشی از سوءاستفاده مدیران از جریانهای نقد آزاد و سرمایهگذاری بیشازحد در پروژههای با ارزش فعلی خالص منفی (پذیرش پروژههای ضعیف) برای کسب منافع شخصی، است (جنسن، 1986؛ استالز، 1990). همچنین ممکن است انتشار گزارشهای پیشبینی سود، انگیزههای مدیران جهت دستکاری گزارشهای مالی یا سرمایهگذاری کمتر از حد مطلوب برای اهداف سودشان را به وجود آورد (فولر و جنسن، 2002؛ روچادهری، 2006؛ کوهن و همکاران، 2010). مثلاً ممکن است یک مدیر دارای قدرت پیشبینی خارجی با کیفیت بالا باشد اما مدیریت سود انجام داده باشد و در واقع توانایی پیشبینی پایینی دارد (کازنیک، 1999). متناوباً، مدیران ممکن است توانایی پیش‌بینی داخلی قوی داشته باشند اما به طور استراتژیک در گزارشات خارجی پیشبینی سود متعصبانه عمل کنند و به دنبال اهدافی غیر از صحت پیشبینی مانند رسیدن به پیشبینی تحلیلگران و گمراه کردن رقبا، دستکاری قیمت سهام برای انتقالات داخلی و ... باشند (ماتسوموتو، 2002). این امر ارتباط بین کیفیت پیشبینی مدیریت و کارایی سرمایهگذاری را مخدوش میکند. هانگ (2020) با بررسی رابطه بین خطاهای پیشبینی مدیریت و کارایی سرمایه‌گذاری شرکتها و با در نظر گرفتن انگیزههای افشای مدیران، نشان داد که ارتباط بین خطاهای پیشبینی مدیریت و سرمایهگذاری ناکارا هنگامی بیشتر است که خطاهای پیشبینی ناشی از تحریفات عمدی مدیران نباشد.
 لذا نیاز مبرم به سازوکاری جهت نظارت بر عملکرد مدیریت، به منظور دستیابی به اهداف شرکت وجود دارد. تئوری حاکمیت شرکتی که بر اساس تئوری نمایندگی شکل گرفته است، سعی دارد مشکلات نمایندگی را کاهش داده و انگیزه مدیران را برای انجام فعالیت‌ها به نفع خود و به هزینه سهامداران محدود نماید (شیفر و ویشنی، 2012). به گفته هی و کایو (2018)، انتظار بر این است که تصمیمات سرمایهگذاری شرکتها با استقرار یک نظام حاکمیت شرکتی و ساختار مالی مناسب، با رعایت حقوق تمام ذینفعان از جمله سهامداران، موفقیتآمیز باشد و ناکارایی سرمایهگذاری کاهش یابد و به‌تبع ارزش شرکت افزایش یابد. دیدار و همکاران (1397) تأثیر کوتاهبینی مدیریتی بر کارایی شرکتها با نقش تعدیل‌کننده کیفیت حاکمیت شرکتی در شرکتهای بورس اوراق بهادار تهران در طی دوره زمانی 1386 تا 1393 مورد بررسی قرار دادند. نتایج پژوهش بیانگر این است که مدیران کوتاهبین با کاهش هزینههایی که هدف از تحمل آن‌ها بهدست آوردن منافع بلندمدت است باعث کاهش ارزش شرکت میشوند که با بالا بردن سطح نظارت بر مدیریت میتوان این گونه رفتارهای مدیریت را کاهش داد. هاشمی و مشعشعی (1397) به بررسی تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر رابطه بین احساسات سرمایهگذار و تصمیمات سرمایهگذاری شرکتها پرداختند. نتایج پژوهش نشان میدهد که احساسات سرمایهگذار دارای اثر معناداری بر سطح سرمایهگذاری جدید و بیشسرمایهگذاری شرکتها است. همچنین، شاخص حاکمیت شرکتی دارای اثر معناداری بر رابطه بین احساسات سرمایهگذار و سرمایهگذاری جدید و بیشسرمایهگذاری است. به عبارتی، در شرکتهایی با سطح حاکمیت شرکتی بالاتر، اثر احساسات سرمایهگذار بر تصمیمات سرمایهگذاری شرکت، بهبود مییابد. حساسیگانه و حسنی القار (1398)، به بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری مالی بر رابطه بین بیشاطمینانی مدیریت و کارایی سرمایهگذاری در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1386 تا 1394 پرداختند. نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول پژوهش نشان میدهد بیشاطمینانی مدیریت منجر به کاهش کارایی سرمایهگذاری میگردد. همچنین، نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش نشان میدهد کیفیت گزارشگری مالی رابطه بین بیشاطمینانی مدیریت و کارایی سرمایهگذاری را تضعیف میکند. در این شرایط، ساختار مالکیت شرکتها (از مکانیزمهای اصلی حاکمیت شرکتی) عاملی است که میتواند انگیزه مدیران را تحت تأثیر قرار دهد. همچنین بر کنترل مدیران و بهبود عملکرد شرکت تأثیرگذار باشد و موجب کاهش تضاد نمایندگی، عدم تقارن اطلاعاتی و رفتارهای فرصتطلبانه مدیران گردد. زیرا همانطور که گفته شد در تئوری نمایندگی مدیران ممکن است به انجام فعالیتهایی اقدام کنند که باعث شود منافع آن‌ها بر منافع سهامداران ارجحیت یابد. مدیران ممکن است انگیزهای برای رسیدن به رشد شرکت فراسوی رشد بهینه یا بهکارگیری منافع به منظور افزایش منافع مشخصی از طریق موفقیت، قدرت، پاداش و غیره را داشته باشند (جنسن و مکلینگ، 1976).
 در راستای نقش نظارتی حاکمیت شرکتی، یافتههای کارامانو و وافیس (2005) حاکی از این است که پیشبینی شرکتهای دارای حاکمیت شرکتی، دقیقتر و واکنش بازار به انتشار پیشبینی سود این شرکتها شدیدتر است. همچنین، لی و چن (2019) در پژوهش خود یافتند که گسترش مرز حاکمیت شرکتی بر اساس تئوری نمایندگی و نظریه جریان وجوه نقد تأثیر مثبت قابلتوجهی بر کارایی سرمایهگذاری دارد. بهعلاوه، یافتند که محدودیت بدهی در افزایش این اثر مثبت مرز حاکمیت شرکتی بر کارایی سرمایهگذاری نقش دارد. تسای و گو (2007) در پژوهش خود نشان دادند که سرمایهگذاری نهادی در شرکت‌ها ممکن است کمک کند تا مسائل نمایندگی حاصل از تفکیک مدیریت و مالکیت را کاهش دهند. هی و کایو (2018) در پژوهش خود تحت عنوان "ساختار مالکیت و تصمیمات سرمایهگذاری شرکت‌های عضو بورس اوراق بهادار چین" یافتند که ارتباط بین مالکیت نهادی و بیشسرمایهگذاری منفی است؛ اما ارتباط بین مالکیت نهادی و کمسرمایهگذاری، مثبت است. در پژوهش حاضر، از مالکیت نهادی و تمرکز مالکیت، بهعنوان دو بعد ساختار مالکیت استفاده شده است.
هدف حاکمیت شرکتی کاهش مشکلات نمایندگی از طریق افزایش نظارت بر اقدامات مدیر، محدود کردن رفتار فرصتطلبانه مدیران و کاهش ریسک اطلاعاتی تحمیلی بر سهامداران، است (آشبوغ و همکاران، 2004). طبق فرضیه نظارت فعال، حاکمیت شرکتی قوی موجبات نظارت فعال بر عملیات و مدیریت شرکت را فراهم میکند (حساس یگانه و همکاران، 1387). در مقابل فرضیه نظارت فعال، حامیان فرضیه منافع شخصی معتقدند سرمایهگذاران نهادی بزرگ به اطلاعات محرمانه که جهت اهداف تجاری استخراج شدهاند دسترسی دارد. هرچه مالکیت متمرکز شود، احتمال دسترسی سهامداران بزرگ به اطلاعات محرمانه بیشتر می‌شود. در چنین شرایطی عدم تقارن اطلاعاتی افزایش یافته و ریسک اطلاعاتی شرکت افزایش مییابد (کرمی، 2009).
در رابطه با نقش مالکان نهادی (به عنوان یکی از سازوکارهای نیرومند حاکمیت شرکتی) در بازار سرمایه، دو فرضیه به نامهای فرضیه اثر سوداگری و فرضیه اثر پایش، وجود دارد. فرضیه اثر سوداگری بیان میکند که مالکان نهادی بهعنوان معامله‌گر، نه بهعنوان مالک، عمل میکنند (بدریناث و همکاران، 1998). فرضیه اثر پایش بیانگر این است که نهادها مانع رفتار فرصت‌طلبانه مدیران میشوند (بوشی، 1998). از این منظر، سرمایهگذاران نهادی نقشی فعال در بهبود گزارشهای مالی و کیفیت گزارشگری مالی، دارند. از سوی دیگر، سرمایهگذاران نهادی بلندمدت به دلیل ارتباط نزدیک خود با بازار سرمایه و فعالیت نظارت، میتوانند مسائل نمایندگی و عدمتقارن اطلاعات، یعنی مسائل ترغیبکننده عملکرد ضعیف و سرمایهگذاری کمتر از حد را، کاهش دهند (الیاسانی و جیا، 2008).
سرمایهگذاران نهادی، با توجه به مالکیت بخش درخور توجهی از سهام شرکتها، دارای نفوذ قابل ملاحظهای بر آنها هستند. سرمایهگذاران نهادی، سرمایهگذاران بزرگ نظیر بانکها، شرکتهای بیمه، شرکتهای سرمایهگذاری، موسسههای بازنشستگی و... هستند (بوش، 1998). ماگ (1998) در پژوهش خود اینگونه بیان کرده است که هرچه سطح مالکیت نهادی بیشتر باشد، نظارت بر مدیریت بهتر انجام میشود و این ارتباط یک ارتباط مثبت است. تقیزاده خانقاه و همکاران (1398) ارتباط بین بشردوستی شرکتی و کارایی سرمایهگذاری با تأکید بر مالکیت سرمایهگذاران نهادی را مورد مطالعه قرار دادند. نتایج نشان داد که بین بشردوستی شرکتی و کارایی سرمایهگذاری ارتباط مثبت و معنیداری وجود دارد. بدین معنا که فعالیتهای بشردوستانه منجر به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و افزایش کارایی سرمایهگذاری میشود. همچنین به دلیل نقش نظارتی سرمایهگذاران نهادی، ارتباط بین بشردوستی شرکت و کارایی سرمایهگذاری در محیطی با سرمایهگذاران نهادی بررسی شد. نتایج نشان داد که سرمایهگذاران نهادی تأثیر مثبتی بر رابطه بشردوستی شرکتی و کارایی سرمایهگذاری دارد. به طوری که در محیط نظارتی بالا، اقدامات بشردوستانه منجر به سرمایهگذاری مطلوب میشود. همچنین، چونگ و ژانگ (2011) در پژوهش خود در بازارهای آسیا، به این نتیجه رسـیدند که نظام راهبـری خـوب شـرکت بـه تصمیمهای سرمایهگذاری بهتر و کاراتر منجر میشود. ایزدینیا و روح الهی (1396) در پژوهش خود با بررسی 80 شرکت، نشان دادند که مالکیت نهادی اثر مثبتی در کاهش اثر جریانهای نقدی آزاد مازاد و بهبود پیشبینی سود دارند. آنها بیان میکنند مالکیت نهادی در کاهش هزینه نمایندگی جریانهای نقدی آزاد اثربخش است. در حالی که بحری ثالث و همکاران (1396) اظهار دارند که کیفیت حاکمیت شرکتی بر رابطه بین جریانهای نقدی آزاد و دستکاری فعالیتهای واقعی تأثیر آماری معناداری ندارد.
 به طور کلی زمانی که درصد مالکیت نهادی به اندازهی کافی بالا باشد، نظارت مالکان نهادی، مانع از عملکرد ضعیف مدیران خواهد شد (بوش، 1998). بیدل و همکاران (2009) در پژوهش خود، بیان میکنند که شرکتهای دارای سطح مالکیت نهادی بالاتر، هزینه سرمایه کمتر و درنتیجه سرمایهگذاریهای کاراتری دارند. بر طبق نظر تانگ و نینگ (2004) سرمایهگذاران نهادی متفاوت از سرمایهگذاری فردی میباشند، زیرا آنها در هدایت (نظارت) عملکرد مدیران شرکت، بیشتر فعال میباشند و همچنین آن‌ها به خاطر تواناییشان در دسترسی به منابع اطلاعاتی مختلف، آگاهتر از دیگران میباشند. در نتیجه انتظار میرود نظارت سهامداران نهادی، تأثیر ویژه‌ای بر روی جنبههای مختلف رفتاری شرکت، مانند رقم سود پیش‌بینی‌ شده گزارش شده و کیفیت پیشبینی مدیریت و بهدنبال آن، افزایش کارایی سرمایهگذاری داشته باشد.
 یکی دیگر از ابعاد ساختار مالکیت، تمرکز مالکیت است. تمرکز مالکیت به حالتی اطلاق میشود که میزان قابل ملاحظهای از سهام شرکت، به سهامداران عمده (اکثریت) تعلق داشته باشد و نشان میدهد چند درصد از سهام شرکت در دست عده محدودی قرار دارد. سهامداران عمده دارای قدرت کافی برای تحت تأثیر قرار دادن تصمیمات شرکت میباشند. آن‌ها به دلیل درصد مالکیت قابل توجه خود، انگیزه کافی برای نظارت بر عملکرد مدیریت دارند. این نظارت، اطمینان میدهد که تصمیمات مدیریت بهتر اتخاذ میشود. به طوری که سهامداران بزرگ میتوانند از سرمایهگذاری بیشازحد مدیریت جلوگیری کنند.
به نظر میرسد عملکرد شرکتی که سهامداران عمده آن دارای سهام بیشتری هستند، بهتر از شرکتی است که سهامداران عمده آن سهام کمتری در اختیار دارند (بیابانی و رضی کاظمی، 1392). نتایج پژوهش میدری (1381) حاکی از آن است که کارایی شرکتهای فاقد سهامداران عمده حتی از شرکتهای دولتی نیز کمتر است. جنسن و مکلینگ (1976) در پژوهشی استدلال کردند تمرکز مالکیت موجب کاهش مسائل نمایندگی میشود و این خود موجب بهبود عملکرد شرکت خواهد شد. شیفر و ویشنی (2012) در پژوهش خود بیان نمودند سرمایهگذاران عمده انگیزه و قدرت کافی برای نظارت مدیران دارند، نظارت آنان موجب خواهد شد تا مدیران در جهت اهداف بلندمدت شرکت گام بردارند. در نتیجه انتظار بر این است که تمرکز مالکیت، منجر به قویتر شدن رابطه بین دقت پیشبینی سود و کارایی سرمایه‌گذاری، گردد.

3- فرضیههای پژوهش
با توجه به مبانی نظری پژوهش، فرضیهها به شرح زیر مطرح میگردد:
فرضیه اول: دقت پیشبینی سود تأثیر مثبت و معنادار بر کارایی سرمایهگذاری دارد.
فرضیه دوم: مالکیت نهادی، رابطه بین دقت پیشبینی سود و کارایی سرمایهگذاری را تعدیل میکند.
فرضیه سوم: تمرکز مالکیت، رابطه بین دقت پیشبینی سود و کارایی سرمایهگذاری را تعدیل میکند.

4- روش‌شناسی، جامعه و نمونه آماری پژوهش
 این تحقیق از لحاظ هدف کاربردی و از نظر ماهیت، توصیفی با تأکید بر روابط همبستگی است. همچنین، در حوزه مطالعات پسرویدادی و مبتنی بر اطلاعات واقعی است. دادهها از طریق سایت کدال و نرمافزار ره‌آورد نوین نسخه 3 استخراج و بهوسیله نرم‌افزار ایویوز نسخه 11 تجزیه‌وتحلیل شده است. جامعه آماری این تحقیق، به شرح زیر است:
شرکت جزء گروه شرکتهای واسطهگریهای مالی یا شرکتهای سرمایهگذاری نباشد.
به لحاظ همگن کردن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفندماه باشد.
شرکت از ابتدای سال 1385 تا پایان سال 1397 در بورس اوراق بهادار حضور داشته باشد.
وقفه معاملاتی بیش از 4 ماه نداشته باشد.
شرکت جزء صنایعی باشد که دارای حداقل 30 مشاهده در دسترس باشد.
شرط سوم، به خاطر شیوه محاسبه برخی متغیرها از جمله "دقت پیشبینی سود" که منوط به دوره سه ساله قبل میباشد، آورده شده است. شرط پنجم به خاطر شیوه محاسبه سرمایهگذاری غیرمنتظره، آورده شده است. همچنین به منظور اینکه دادههای پرت نتایج تحقیق را تحت تأثیر قرار ندهند، مشاهداتی که جزء 1% بالا و پایین هر یک از متغیرها بودند حذف شدند و در نهایت تعداد 1290 سال-شرکت به عنوان جامعه تحقیق، مورد آزمون قرار گرفته شده است.
در این پژوهش بهپیروی از گودمن و همکاران (2014) از متوسط دقت پیشبینی سود مدیریت طی سه سال قبل از سرمایهگذاری، به عنوان معیار کیفیت پیشبینی مدیریت، استفاده شد. همچنین، از مقدار انحراف سرمایهگذاری واقعی از سطح مورد انتظار سرمایهگذاری با توجه به فرصتهای رشد شرکت، به عنوان معیار کارایی سرمایهگذاری استفاده شده است.

5- مدل پژوهش و نحوه اندازهگیری متغیرهای آن
 برای آزمون فرضیه 1، یعنی ارتباط بین دقت پیشبینی سود و کارایی سرمایهگذاری، از مدل رگرسیونی 1 استفاده میشود.
 
(1)         
متغیر وابسته مدل 1:
CEE: کارایی مخارج سرمایهای، از طریق قرینه سرمایهگذاری غیرمنتظره (قرینه قدرمطلق پسماندهای e رابطه 2 بهدست میآید. برای محاسبه سرمایهگذاری غیرمنتظره، ابتدا رگرسیون مخارج سرمایهای یک شرکت رویlag Tobin’s-Q, lag asset growth, lag Cash Flows from operations, and lag capital expenditures نیز به شرح زیر، برازش میشود. بهگونهای که رگرسیونها به وسیله سال و شرکت برای صنایعی که دارای حداقل 30 مشاهده در دسترس دارند، تخمین زده میشود. t-1 سال قبل از انجام مخارج سرمایهای است.

 
(2)          
سپس از طریق قدر مطلق پسماندهای رگرسیون فوق، سرمایهگذاری غیرمنتظره به دست میآید. 
در رابطه فوق:
 : سرمایهگذاری در مخارج سرمایهای شرکت است؛ که به شرح رابطه 3 محاسبه میشود:
مخارج سرمایه‌ای= (3)     

نسبت Tobin’s-Q: کیو-توبین از تقسیم ارزش بازار دارایی‌های شرکت بر ارزش دفتری آنها بدست آمده است.
: رشد داراییها است؛ که با تقسیم بر جمع داراییهای اول دوره همگن شدهاست.
: CFO حاصل تقسیم جریان نقد عملیاتی به جمع داراییها است. 
متغیر مستقل مدل 1:  ForAccمخفف Forecasting Accuracy، یعنی متوسط دقت پیشبینی سود در طی دوره سه ساله قبل از سرمایهگذاری است. در این تحقیق برای به دست آوردن متغیر "دقت پیشبینی سود"، ابتدا دوره سه ساله قبل از سال t (دوره سه ساله قبل از سال سرمایهگذاری) را در نظر میگیریم و در هر سال طبق رابطه 4عمل مینماییم:
 
(4)         

و سپس دقت پیشبینی را از رابطه 5 به دست میآوریم:
 
(5)    خطای پیش‌بینی سود هر سهم   -1 = دقت پیش‌بینی سود  سهام      

درنهایت، بعد از به دست آوردن دقت پیشبینی سود سهام در سال‌های t-1 و t-2 و t-3، از دقت پیشبینی سود در این سه سال، میانگین میگیریم و از آن به عنوان معیار مربوط به کیفیت پیشبینی مدیریت (ForAcc)، در مدلهای رگرسیونی، استفاده میکنیم. همچنین، متغیرهای کنترلی در مدل 1، شامل Size (اندازه شرکت)، ROA (نرخ متوسط بازده دارایی‌ها)، Tobin’s-Q(کیو-توبین) و Std.ROA (انحراف معیار نرخ متوسط بازده داراییها) میباشد.
برای آزمون فرضیههای 2 و 3، از مدل رگرسیونی 6 استفاده میشود.
 
(6)     
     
در مدل فوق:
مالکیت نهادی (): مالکیت نهادی یک متغیر دامی صفر و یک است که بهعنوان متغیر تعدیلگر در مدل فوق شناخته میشود. طبق بند 27 مادە یک قانون بازار اوراق بهادار ایران، سرمایهگذاران نهادی عبارت است از:1- بانکهــا و بیمــههــا، هلدینگها، شــرکتهــای ســرمایهگــذاری، صنــدوق بازنشســتگی، شـرکت تأمیـن سـرمایه و صندوقهـای سـرمایهگـذاری ثبت شـده نـزد سـازمان بـورس و اوراق بهـادار، 2- هـر شـخص حقیقـی یـا حقوقـی کـه بیـش از 5 درصـد یـا بیـش از 5 میلیـارد ریـال از ارزش اسـمی اوراق بهـادار در دسـت انتشـار ناشـر را خریـداری کنـد، 3- سازمانها و نهادهای دولتی و عمومی و شرکتهای دولتی. در ایـن پژوهـش مالکیـت سـرمایهگـذاران نهـادی بـا لحـاظ نمـودن معیارهـای فوق، محاسـبه شده اسـت. سپس، نمونه آماری را بر اساس مقادیر مالکیت نهادی به دو گروه تقسیمبندی میکنیم. به گونهای که برای مشاهدات متغیر دامی گروهی که دارای بالاترین مقادیر مالکیت نهادی است عدد یک قرار میدهیم و گروه دوم را صفر میدهیم.  
تمرکز مالکیت (): تمرکز مالکیت یک متغیر دامی صفر و یک است که بهعنوان متغیر تعدیلگر در مدل 2 شناخته شده است. در اینجا ابتدا، نمونه آماری را بر اساس مقادیر تمرکز مالکیت به دو گروه تقسیمبندی میکنیم. به گونهای که برای مشاهدات متغیر دامی گروهی که دارای بالاترین مقادیر تمرکز مالکیت است عدد یک قرار میدهیم و گروه دوم را صفر میدهیم. برای اندازهگیری تمرکـز مالکیـت از مـدل هرفینـدال-هیرشـمن، به شرح رابطه 7 استفاده شده است. 
HHI=ni=1 (SHAREi,j)2 (7)                                   

در اینجا، SHAREi,j درصد سهام تحت تملک سهامدار i در شرکت j است. در این پژوهش، مجموع مجذور درصد مالکیت بزرگتر و مساوی 5 درصد در محاسبه شاخص هرفیندال- هیرشمن در نظر گرفته شده است.

6- تجزیه‌وتحلیل داده‌ها
6-1- آمار توصیفی
مهم‌ترین شاخصهای مرکزی و پراکندگی متغیرها در جدول زیر ارائه‌شده است. از بین شاخصهای مرکزی، میانگین و از شاخصهای پراکندگی، انحراف معیار استفاده‌شده است. همچنین برای هر متغیر ماکزیمم و مینیمم نیز ارائه‌شده است. تعداد مشاهدات برابر 1290 سال-شرکت است.

جدول 1-  آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
 
‌متغیر    علامت اختصاری    حداقل    حداکثر    میانگین    انحراف معیار       
کارایی سرمایهگذاری    CEE    738/0-    002/0-    346/0-    219/0       
دقت پیشبینی سود    ForAcc    258/0-    869/0    391/0    172/0       
مالکیت نهادی    INSTWN    064/0    844/0    381/0    412/0       
تمرکز مالکیت    OWNCON    085/0    892/0    657/0    163/0       
اندازه شرکت    SIZE    504/9    542/18    673/13    452/0       
بازده داراییها    ROA    276/0-    678/0    192/0    228/0       
ارزش شرکت    TOBIN’S-Q    403/0    497/8    213/1    674/0       
انحراف معیار بازده داراییها    Std.ROA    041/0    371/0    172/0    111/0     
منبع: یافتههای پژوهشگر

6-2- آزمون همخطی
همخطی به معنای وجود ارتباط خطی بین همه یا برخی از متغیرهای توضیحی مدل رگرسیون است. در رگرسیون خطی فرض بر این است که هیچ رابطه خطی دقیقی بین هیچ یک از متغیرهای توضیحی وجود ندارد. آزمون همخطی (VIF) متغیرهای تحقیق به شرح جدول 2 میباشد: 
جدول 2- نتایج حاصل از آزمون همخطی (VIF)
 
متغیر    علامت اختصاری    VIF       
دقت پیش‌بینی سود    ForAcc    423/1       
اندازه شرکت    SIZE    227/1       
بازده دارایی    ROA    684/1       
ارزش شرکت    TOBIN’S-Q    369/1       
انحراف معیار بازده دارایی‌ها    Std.ROA    284/1       
مالکیت نهادی    INSTWN    233/1       
تمرکز مالکیت    OWNCON    545/1     
منبع: یافتههای پژوهشگر

مشاهده میشود که تمامی شاخصهای وضعیت کوچکتر از 5 میباشند که نشاندهندهی عدم وجود همخطی بین متغیرهای مستقل است.

6-3- آزمون نرمال بودن دادهها
یکی دیگر از مفروضات در نظر گرفته شده در مدل رگرسیون این است که جملات اخلال رگرسیون دارای توزیع نرمال با میانگین صفر باشد. به منظور تشخیص نرمال بودن توزیع اجزاء اخلال مدل نیز از آزمون جارک- برا استفاده گردید. فرض صفر و فرض مقابل به صورت جدول 3 تعریف میشود:
H0 : توزیع داده‌ها نرمال است.
H1: توزیع داده‌ها نرمال نیست.

جدول 3- نتایج حاصل از آزمون جارک - برا
 
جملات اخلال    آماره    prob       
مدل اول    352/0    838/0       
مدل دوم    437/0    924/0     
*سطح معناداری 5 درصد
منبع: یافتههای پژوهشگر

از آنجا که نتیجه احتمال آماره جارک- برا، برای مدلهای تحقیق بیشتر از 05/0 است، لذا فرض صفر مبنی بر نرمال بودن جملات اخلال را نمیتوان رد کرد؛ پس توزیع جملات اخلال نرمال است.

6-4- آزمون ایستایی (مانایی) متغیرها
بر اساس آزمون ریشه واحد لوین، لین و چو (2002)، چنانچه سطح معناداری آماره آزمون کمتر از 05/0 باشد، متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی پژوهش در طی دوره پژوهش در سطح مانا هستند. نتایج حاصل از بررسی ایستایی (مانایی) متغیرهای مورد بررسی، با استفاده از آزمون لوین، لین و چو (2002)، در جدول 4 ارائه شده است.

جدول 4- نتایج حاصل از بررسی ایستایی (مانایی) متغیرهای پژوهش
 
متغیرهای پژوهش    آماره آزمون    سطح معناداری       
کارایی سرمایهگذاری    353/25-    000/0       
دقت پیش‌بینی سود    212/17-    000/0       
اندازه شرکت    914/23-    000/0       
بازده دارایی    391/14-    000/0       
ارزش شرکت    702/12-    000/0       
انحراف معیار بازده داراییها    594/21-    000/0       
مالکیت نهادی    703/2-    002/0       
تمرکز مالکیت    4314/8-    000/0     
منبع: یافتههای پژوهشگر

همان‌طور که ملاحظه می‌شود، برای کلیه متغیرها، سطح معناداری آزمون ریشه واحد لوین، لین و چو (2002) کوچک‌تر از 05/0 و نشان‌دهنده ایستا (مانا) بودن متغیرهای مورد بررسی است. 

6-5- تعیین مدل مناسب برای تخمین مدل رگرسیون
قبل از برازش مدلهای تحقیق، از آزمون F- لیمر برای انتخاب از بین روش دادههای تلفیقی (پول) یا روش دادههای تابلویی (پانل) استفاده شده است. در جدول زیر، سطح معناداری آماره F، کمتر از 01/0 است که برتری استفاده از روش دادههای تابلویی در برابر روش دادههای تلفیقی را در سطح اطمینان 99/0 نشان میدهد. سپس، برای انتخاب یکی از روش‌های اثرات ثابت و اثرات تصادفی، از آزمون هاسمن استفاده شده است. سطح معناداری آماره کای اسکوئر کمتر از 05/0 است که برتری روش اثرات ثابت را نشان میدهد. 

 

جدول 5- نتایج حاصل از آزمون F- لیمر و آزمون هاسمن
 
مدل    آزمون F- لیمر    آزمون هاسمن       
     آماره    prob    نتیجه آزمون    آماره     prob    نتیجه آزمون       
اول    241/29    000/0    دادههای تابلویی    662/18    000/0    اثرات ثابت       
دوم    181/39    000/0    دادههای تابلویی    244/19    000/0    اثرات ثابت     
منبع: یافتههای پژوهشگر

6-6- آزمون ناهمسانی واریانسها و آزمون خودهمبستگی
در این پژوهش برای بررسی ناهمسانی واریانس از آزمون بروش پاگان و برای سنجش خودهمبستگی در جملات اخلال رگرسیون، از آزمون دوربین واتسون استفاده می‌گردد.

جدول 6- نتایج حاصل از آزمون خودهمبستگی جملات اخلال و ناهمسانی واریانسها
 
مدل    آزمون خودهمبستگی    آزمون ناهمسانی  واریانسها       
     خودهمبستگی    prob    ناهمسانی واریانس    prob    F       
اول    ندارد    986/1    ندارد    102/0    961/0       
دوم    ندارد    141/2    ندارد    242/0    854/0     
منبع: یافتههای پژوهشگر

ﺑﺮرﺳﯽ ﻧﺘﺎﯾﺞ آزﻣﻮن ﻧﺎﻫﻤﺴﺎﻧﯽ واریانسها ﺣﺎﮐﯽ از ﺳﻄﺢ ﻣﻌﻨاداری بیشتر از 5% ﺑﻮده اﺳﺖ. ﻟﺬا ﻓﺮض ﺻﻔﺮ رد نمیﺷﻮد، اﯾﻦ ﺑﺪان ﻣﻌﻨﺎ اﺳﺖ که متغیرهای تحقیق دارای همسانی واریانس میباشند. بهعلاوه، مقدار آماره آزمون دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 برآورد گردیده است، لذا فرضیه H1 مبنی بر عدم وجود خودهمبستگی در جملات اخلال، پذیرفته میشود.

6-7- آزمون فرضیهها
6-7-1- نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول      
جدول 7 نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول را نشان میدهد. آماره f (462/92) و سطح معناداری (000/0) مؤید معنادار بودن مدل برای آزمون فرضیه است و نشان‌دهنده بهینه بودن مدل برای آزمون فرضیه است. ضریب تعیین تعدیل شده 395/0 میباشد؛ به این معنی که متغیرهای مستقل و کنترلی استفاده شده در این مدل میتوانند حدود 5/39 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین کنند. متغیر دقت پیشبینی سود با توجه به ضریب (192/0) و سطح معناداری (007/0) در جدول زیر، تأثیر مثبت و معنادار بر متغیر کارایی سرمایهگذاری دارد. بین متغیرهای کنترلی بازده داراییها، انحراف معیار بازده داراییها با کارایی سرمایهگذاری رابطه وجود دارد. با توجه به اینکه دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری، تأثیر مثبت و معنادار دارد، فرضیه اول پژوهش، مورد پذیرش واقع میشود. 

جدول 7- نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول
 
CEE = 0+1ForAcc+2SIZE+3ROA+4TOBIN’S-Q+ 5Std.ROA+e       
سطح معنی‌داری    آماره  t    ضریب    علامت اختصاری    متغیر       
007/0    931/2    192/0    ForAcc    دقت پیشبینی سود       
312/0    971/0    007/0    SIZE    اندازه شرکت       
000/0    856/3    125/0    ROA    بازده داراییها       
241/0    026/1    047/0    TOBIN’S-Q    ارزش شرکت       
001/0    264/3-    153/0-    Std.ROA    انحراف معیار بازده داراییها       
029/0    663/2    025/0     0    عرض از مبدأ       
462/92    آماره f    395/0    ضریب تعیین تعدیل‌شده       
000/0    سطح معنی‌داری    986/1    آماره دوربین واتسون     
منبع: یافتههای پژوهشگر

6-7-2- نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم 
نتایج جدول 8 نشان‌دهنده بهینه بودن مدل برای آزمون فرضیه است. آماره f (333/61) و سطح معناداری (000/0) مؤید معنادار بودن مدل برای آزمون فرضیه است. ضریب تعیین تعدیلشده 291/0 میباشد. دقت پیشبینی سود به‌عنوان متغیر مستقل، کارایی سرمایهگذاری به‌عنوان متغیر وابسته، مالکیت نهادی به عنوان متغیر تعدیلگر و سایر متغیرها به عنوان متغیرهای کنترلی در تحقیق شناخته می‌شوند. متغیر دقت پیشبینی سود با توجه به ضریب (197/0) و سطح معناداری (004/0) در جدول زیر با متغیر کارایی سرمایهگذاری رابطه مثبت و مستقیم دارد. متغیر مالکیت نهادی در دقت پیشبینی سود با توجه به ضریب (631/0-) و سطح معناداری (008/0) در جدول زیر با متغیر کارایی سرمایهگذاری رابطه منفی و معکوس دارد. بین متغیرهای اندازه شرکت، بازده دارایی، انحراف معیار بازده داراییها و ارزش شرکت با کارایی سرمایهگذاری رابطه وجود دارد. با توجه به اینکه تأثیر مثبت دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری، هنگامیکه مالکیت نهادی بالا است، نسبت به زمانی که مالکیت نهادی پایین میباشد، ضعیفتر است، فرضیه دوم پژوهش مورد پذیرش واقع نمیشود. 

 

6-7-3- نتایج حاصل از آزمون فرضیه سوم 
نتایج جدول 8 نشان‌دهنده بهینه بودن مدل برای آزمون فرضیه است. آماره f (333/61) و سطح معناداری (000/0) مؤید معنادار بودن مدل برای آزمون فرضیه است. ضریب تعیین تعدیل شده  291/0 میباشد. در اینجا متغیر تمرکز مالکیت به عنوان متغیر تعدیلگر در نظر گرفته شده است. متغیر دقت پیشبینی سود با توجه به ضریب (197/0) و سطح معناداری (004/0) در جدول زیر با متغیر کارایی سرمایهگذاری رابطه مثبت و مستقیم دارد. متغیر تمرکز مالکیت در دقت پیشبینی سود با توجه به ضریب (274/0) و سطح معناداری (000/0) در جدول زیر با متغیر کارایی سرمایهگذاری رابطه مثبت و معنادار دارد. بین متغیرهای اندازه شرکت،  بازده داراییها، انحراف معیار بازده داراییها و ارزش شرکت با کارایی سرمایهگذاری رابطه وجود دارد. با توجه به اینکه تأثیر مثبت دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری، هنگامیکه تمرکز مالکیت بالاست، نسبت به زمانی که تمرکز مالکیت پایین میباشد، قویتر است، فرضیه سوم پژوهش مورد پذیرش واقع میشود.

جدول 8- نتایج حاصل از آزمون فرضیههای دوم و سوم
 
CEE =0+1ForAcc+2INSTWN+3ForAcc*INSTWN+4OWNCON+5ForAcc*OWNCON+6SIZE+7ROA+ 8TOBIN’S-Q+ 9Std.ROA+e       
سطح معنی‌داری    آماره  t    ضریب    علامت اختصاری    متغیر       
004/0    993/2    197/0    ForAcc    دقت پیشبینی سود       
006/0    783/2    172/0    INSTWN    دامی مالکیت نهادی       
008/0    844/2-    631/0-    ForAcc*INSTWN    دامی مالکیت نهادی*دقت پیشبینی سود       
011/0    356/2    147/0    OWNCON    دامی تمرکز مالکیت       
000/0    208/3    274/0    ForAcc*OWNCON    دامی تمرکز مالکیت*دقت پیشبینی سود       
000/0    471/3-    212/0-    SIZE    اندازه شرکت       
000/0    246/4    542/0    ROA    بازده داراییها       
017/0    553/2-    033/0-    TOBIN’S-Q    ارزش شرکت       
000/0    873/5    081/0    Std.ROA    انحراف معیار بازده داراییها       
019/0    518/2    311/0     0    عرض از مبدأ       
333/61    آماره f    291/0    ضریب تعیین تعدیل‌شده       
000/0    سطح معنی‌داری    141/2    آماره دوربین واتسون     
منبع: یافتههای پژوهشگر

7- بحث و نتیجه‌گیری
در این پژوهش رابطه بین کیفیت پیشبینی مدیریت و کارایی سرمایهگذاری شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران با توجه به نقش تعدیلگری ساختار مالکیت، مورد مطالعه قرار گرفت. نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول حاکی از این بود که دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری تأثیر مثبت و معنادار دارد. لذا، میتوان گفت از آنجاییکه مخارج سرمایهای، منعکسکننده خرید داراییهای بلندمدتی است که به عملیات موجود مرتبط است، احتمالاً توانایی مدیریت برای پیشبینی سود شرکت خود، به پیشبینی بازده پروژههای سرمایهگذاری گسترش مییابد. چراکه مدیریت در هنگام ارزیابی طرحهای سرمایهگذاری از مهارتهای مشابه مورد استفاده در ارائه پیشبینی سود، نیز بهره میبرد. بهعلاوه، با توجه به اینکه تصمیمات مخارج سرمایهای بهندرت به اشخاص ثالث نظیر شرکتهای مشاوره سرمایهگذاری سپرده میشود. این عمل، انجام پیشبینی و فرآیند ارزشگذاری پروژهها را به میزان بیشتری به مدیران مربوط میکند. یافتههای پژوهش، موافق با یافتههای گودمن و همکاران (2014) و همکاران (بیدل و همکاران، 2009) و چن (2005) میباشد اما مخالف با یافتههای حسینی (2017) است.
نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم پژوهش، بیانگر این است که مالکیت نهادی، تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایه‌گذاری را تعدیل نمیکند. میتوان دلیل این امر را اینگونه بیان کرد که سهامداران نهادی در بازار سرمایه ایران به دلیل نداشتن تخصص کافی نمیتوانند آنطور که باید وظایف سازمانی خود (ازجمله امور نظارتی و کنترلی) را به خوبی انجام دهند. یافتههای پژوهش، مخالف با یافتههای تانگ و نینگ (2004)، چونگ و ژانگ (2011) و بیدل و همکاران (2009) در این زمینه است. همچنین نتایج حاصل از آزمون فرضیه سوم، حاکی از این است که تمرکز مالکیت تأثیر مثبت دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایهگذاری را، تعدیل میکند. این نتیجه، مطابق با تئوری نمایندگی و فرضیه نظارت، مبنی بر اعمال نظارت و کنترل سهامداران عمده بر رفتارهای فرصتطلبانه مدیریت در ارتباط با تصمیمات سرمایهگذاری، است؛ که این امر منجر به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و درنتیجه، کاهش عواملی چون گزینش نادرست یا خطر اخلاقی، می‌گردد. بهطوریکه تمرکز مالکیت سبب بهبود انتخاب پروژهها و کاهش احتمال تلف شدن منابع میشود و درنهایت منجر به حفظ سرمایه اجتماعی میگردد. همچنین، در اینجا میتوان به رفع مشکل سواری مجانی اشاره کرد. باوجودیکه هزینه نظارت برای سهامداران خرد قابل تحمل نیست، سهامداران عمده به دلیل درصد مالکیت قابل توجه خود، انگیزه و توان کافی را برای نظارت بر عملکرد مدیریت دارند. لذا تمرکز مالکیت یک سازوکار کلیدی حاکمیت شرکتی محسوب میشود. این یافتهها، موافق با پژوهشهای جنسن و مکلینگ (1976)، شیفر و ویشنی (2012)، دیدار و همکاران (1397) و هاشمی و مشعشعی (1397) میباشد.
یافتههای پژوهش حاضر میتواند برای سرمایه گذاران در راستای سرمایه گذاری مناسب و تخصیص بهینه منابع، مفید واقع شود. به سرمایه گذاران و فعالان بازار سرمایه پیشنهاد میشود که هنگام اتخاذ تصمیمات سرمایهگذاری به دقت پیشبینی سود مدیریت (معیار قابل مشاهده توسط ذینفعان برونسازمانی) و تمرکز مالکیت توجه کنند. با توجه به اینکه نتایج فرضیه سوم حاکی از این بود که تمرکز مالکیت با توجه به نقش نظارتی خود، منجر به تعدیل تأثیر دقت پیشبینی سود بر کارایی سرمایه گذاری، میگردد. بر اساس یافتههای پژوهش پیشنهاد میگردد که سهامداران و هیئتمدیره شرکتها با ایجاد سازوکارهای نظارتی بیشتر، منجر به کنترل رفتارهای فرصت طلبانه مدیران شوند. به علاوه، پیشنهاد میشود تمرکز مالکیت که یک سازوکار کلیدی حاکمیت شرکتی محسوب میشود، در شرکتها اعمال شود. 

مراجع

10- فهرست منابع 
اسدی، غلامحسین، مهدی نیکروش و علیرضا نجفپورکردی، (1392)، "تأثیر محافظهکاری حسابداری بر تصمیمات سرمایهگذاری مدیران"، فصلنامه پژوهشهای تجربی حسابداری، 3 (10)، صص 89-107.
ایزدینیا، ناصر و وحید روح الهی، (1396)، "تأثیر جریانهای نقدی آزاد مازاد، نظام راهبری شرکتی و اندازه شرکت بر پیشبینی پذیری سود"، فصلنامه پژوهشهای حسابداری مالی و حسابرسی، 9 (36)، صص 131-149.
بحریثالث، جمال، عسکر پاکمرام و سعید یوسفی، (1396)، "نقش کیفیت حاکمیت شرکتی در رابطه بین جریانهای نقدی آزاد و دستکاری فعالیتهای واقعی"، فصلنامه پژوهشهای حسابداری مالی و حسابرسی، 9 (36)، صص 49-71.
بیابانی، شاعر و ستاره رضیکاظمی، (1392)، "ساختار مالکیت (ترکیب سهامداری و تمرکز) و سیاست تقسیم سود شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه علمی پژوهشی دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 6 (20)، صص 15-28.
تقیزاده خانقاه، وحید، یونس بادآور نهندی، علی اصغر متقی و هوشنگ تقیزاده، (1398)، "ارتباط بین بشردوستی شرکتی و کارایی سرمایهگذاری با تأکید بر مالکیت سرمایهگذاران نهادی"، فصلنامه حسابداری مدیریت، 12 (43)، صص 1-16.  
حساس یگانه، یحیی و مسعود و حسنی القار، (1398)، "بررسی تأثیر کیفیت گزارشگری مالی بر رابطه بین بیش اطمینانی مدیریت و کارایی سرمایه‌گذاری در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه پژوهشهای تجربی حسابداری، 9 (3)، صص 25-54.  
حساس یگانه، یحیی، هدی اسکندر و محمد مرادی، (1387)، "بررسی رابطه بین سرمایهگذاران نهادی و ارزش شرکت"، بررسیهای حسابداری و حسابرسی، 15 (52)، صص 107-122. 
دیدار، حمزه، مهدی حیدری و سعید پوراسد، (1397)، "تأثیر کوتاهبینی مدیریتی بر کارایی شرکتها با نقش تعدیل‌کننده کیفیت حاکمیت شرکتی در شرکتهای بورس اوراق بهادار تهران"، مجله دانش حسابداری، 9 (1)، صص 147-169. 
ذوالفقاری، علی، مهدی مرادی، مهدی بهنامه و زکیه مرندی، (1398)، "تأثیر عدم تقارن اطلاعاتی، عدم نقد شوندگی سهام و تمرکز مالکیت بر دقت پیشبینی سود"، فصلنامه پژوهشهای حسابداری مالی و حسابرسی، 11 (44)، صص 193-216.  
سیدجمالی، ذکیهسادات و میثم دعائی، (1397)، "رابطه بین کیفیت گزارشگری مالی و کارایی سرمایهگذاری با توجه به اثر تعدیلگری عدم تقارن اطلاعاتی و ساختار مالکیت در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار  تهران"، رویکردهای پژوهشی نوین در مدیریت و حسابداری، 2 (6)، صص 110-126. 
 
     
کرمی، غلامرضا، (1387)، "بررسی رابطه بین مالکین نهادی و محتوای اطلاعاتی سود"، بررسیهای حسابداری و حسابرسی، 15 (54)، صص 81-100.
میدری، احمد، (1381)، "سازگاری انواع حکمرانی شرکتی با اقتصاد ایران"، رساله دکتری. دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران.
هاشمی، سیدعباس و سیدمحمد مشعشعی، (1397)، "بررسی تأثیر سازوکارهای حاکمیت شرکتی بر رابطه بین احساسات سرمایهگذار و تصمیمات سرمایهگذاری شرکتها"، فصلنامه پژوهشهای تجربی حسابداری، 7 (27)، صص 199-225. 
Ashbaugh, H., Collins, D. W., & Lafond, R. (2004), “Corporate Governance and Cost of Equity Capital”, Available at http: //papers. ssrn. com/sol3/papers.
Badrinath, S. G., Gay, G. & Kale, J. (1989), “Patterns of Institutional Investments, Prudence, and Managerial Safety Net Hypothesis”, Journal of Risk and Insurance, 56 (4), PP. 605-629.
Biddle, G, G. Hilary, & R. Verdi. (2009), “How Does Financial Reporting Quality Relate to Investment Efficiency?”, Journal of Accounting and Economics, 48(2), PP. 112-131.
Brennan, M. J. (2003), “Corporate Investment Policy”, Handbook of The Economics of Finance, 1, PP. 167-214.
Bushee, B. J. (1998), “The Influence of Institutional Investors on Myopic R&D Investment Behavior”, Accounting Review, Vol. 73, PP. 305-334.
Chaplinsky S., M. Schill, & P. Doherty. (2006), “Methods of Valuation for Mergers and Acquisitions”, Darden Graduate School of Business Note #UVA-F-1274. University of Virginia.
Chen, Z,. (2005), “Two Essay on Corporate Governance and Earning Quality”, www.lib.umi.com.
Chung, K. & Zhang, H. (2011), “Corporate Governance and Institutional Ownership”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 46 (1), PP. 247- 273.
Cohen, D.,R. Mashruwala. & T. Zach. (2010), “The Use of Advertising Activities to Meet Earnings Benchmarks: Evidence from Monthly Data”, Review of Accounting Studies, 15(4), PP. 808-832.
Core, J. E., Guay, W. R., & Rusticus, T. O. (2006), “Does Weak Governance Cause Weak Stock Returns? An Examination of Firm Operating Performance and Investors' Expectations”, The Journal of Finance, 61 (2), PP. 655-687.
Elyasiani, E., & Jia, J. (2008), “Institutional Ownership Stability and BHC Performance”, Journal of Banking & Finance, 32 (9), PP. 1767-1781.
Fazzari, S.M., Hubbard, R.G., & Petersen, B.C. (1988), “Financing Constraints on Corporate Investment”, Brook. Pap. Econ. Activity, PP. 141-195.
Fuller, J.  and Jensen, M. (2002), “Just Say no to Wall Street :Putting a Stop to The Earnings Gam”, Journal of  Applied Corporate Finance, 14(4), PP. 41-46.
Gill, Amarjit S. & Biger, Nahum (2013), “The Impact of Corporate Governance on Working Capital Management Efficiency of American Manufacturing Firms”, Managerial Finance, Vol. 39, No. 2, PP. 116-132.
Goodman, Theodore H. Neamtiu, Monica, Shroff. Nemit& Hal D, Whith, (2014), “Management Forecast Quality and Capital Investment Dicisions”, Journal of Accounting Review, PP. 331-365.
Graham,  J.  R. &  C.  R.  Harvey. (2001), “The Theory and Practice of Corporate Finance: Evidence from The Field”, Journal of Financial Economics, 60(2), PP. 187-243.
Habib,. A. (2011), “Growth Opportunities, Earnings Permanence and the Valuation of Free Cash Flow”, Journal of Australasian Accounting Business and Finance, 5, PP. 99-122.
Huang, K. (2020), “Management Forecast Errors and Corporate Investment Efficiency”, Journal of Contemporary Accounting & Economics, Vol. 16, Issue 3.
He, W., & N.A. Kyaw. (2018), “Ownership Structure and Investment Decisions of Chinese SOEs”,  Research in International Business and Finance, Vol. 43, PP. 48-57.
Houcine, A. (2017), “The Effect of Financial Reporting Quality on Corporate Investment Efficiency: Evidence from the Tunisian Stock Market”,  Research in International Business and Finance, Vol.  42, PP. 321-337.
Jensen, M. C. (1986), “Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeovers”, American Economics Reviw, 76, PP. 323-339.
Jensen, M., & W.H. Meckling. (1976), “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, 3, PP. 305-360.
Karamanou, I., & Vafeas, N. (2005), “The Association between Corporate Boards, Audit Committees, and Management Earnings Forecasts: An Empirical Analysis”, Journal of Accounting Research, 43, PP. 453-486.
kasznik,  R. (1999), “On  The Association between Voluntary Disclosure and Earnings Management”, Journal of Accountying Reserch, 37, PP. 57-81.
Lei, Q, & Chen, H. (2019), “Corporate Governance Boundary, Debt Constraint, and Investment Efficiency”, Emerging Markets Finance & Trade, 55 (5), PP. 1091–1108.
Matsumoto,  D. (2002), “Management’s  Incentives to Avoid Negative Earnings Surprises”, The  Accounting Review, 77, PP. 483-514.
Maug, E. (1998), “Large Shareholders as Monitors: Is There a Trade – off between Liquidity and Control?”, Journal of finance, 53, PP. 65-98.
Roychowdhury, S. (2006), “Earnings Management Through Real Activities Manipulation”, Journal of Accounting and Economics, 42(3), PP. 335-370.
Shahzad, F., Rehman, I, U,. Hanif, W.,  Asim, G, A,. & Baig, M,F,. (2019), “The Influence of Financial Reporting Quality and Audit Quality on Investment Efficiency Evidence from Pakistan”, International Journal of Accounting & Information Management, 27 (4), PP. 600-614.
Shleifer, A., & Vishny, R. W. (2012), “A Survey of Corporate Governance”, Journal of Finance, 52(2), PP. 737-783.
Stulz, R. M. (1990), “Managerial Discretion and Optimal Financing Policies”, Journal of Financial Economics, 26(1), PP. 3–27.
Trueman, B (1986), “Why Do Managers Voluntarily Release Earning Forecasts?”, Journal of Accounting and Economics, 8(1), PP. 53-71.
Tong, s, & Ning, Y. (2004), “Does Capital Structure Affect Institutional Investor Choices?”, The Journal of Investing, 13(4), PP. 53-66.
Tsai, H & Gu, Z. (2007), “The Relationship between Institutional Ownership and Casino Firm Performance”, Hospitality Management, Vo1. 26, PP. 517-530.
Verdi, R. (2006), “Financial Riporting Quality and Investment Efficiency”, Working Paper, Available at SSRN: http://www.ssrn.com.