رابطه بین انواع مالکیت نهادی و محافظه کاری در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار دانشگاه قم

2 کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه قم

چکیده

این پژوهش به بررسی رابطه انواع مالکیت نهادی و محافظه­کاری سود می­پردازد. تحقیق حاضر براساس معیار بریکلی و دیگران (1988)، مالکان نهادی را ابتدا به دوگروه با افق سرمایه­گذاری بلندمدت و کوتاه‌مدت وسپس مالکان نهادی با افق سرمایه­گذاری بلندمدت را به دو دسته مستقل و وابسته تقسیم می‌نماید. برای اندازه­گیری محافظه­کاری از مدل باسو (1997) استفاده شده است. در این پژوهش اطلاعات مربوط به 39 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 10 ساله 1383 لغایت 1392 گردآوری و فرضیات تحقیق با استفاده از رگرسیون چندگانه مورد آزمون قرار گرفتند. نتایج حاکی از این است که هیچگونه رابطه­ معنی­داری بین مالکیت نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلندمدت و محافظه‌کاری، مالکیت نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلندمدت و محافظه­کاری و نیز مالکیت نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه­مدت و محافظه­کاری وجود ندارد. 

کلیدواژه‌ها

موضوعات

عنوان مقاله [English]

Relationship between different types of institutional ownership and conservatism in listed companies in Tehran stock Exchange .

نویسندگان [English]

  • Narges Sarlak 1
  • Davoud kalavani 2
چکیده [English]

This study is aimed to investigate the relation between types of institutional ownership and earnings conservatism. This study, based upon Birckley et al. (1988), categorizes institutional investors into two types as long-term horizon and short-term horizon investors. Then, institutional investors with long-term horizon are categorized into independent and dependent investors. Conservatism is measured using Basu’s (1997) model. The sample consists of 39 firms listed in Tehran Stock Exchange between 2004 and 2013 and hypotheses are tested using multiple regression. The results reveal that none of independent institutional investors with long-term horizon, dependent institutional investors with long-term horizon and institutional investors with short-term horizon has significant relation to conservatism.

کلیدواژه‌ها [English]

  • conservatism
  • independent institutional investors
  • dependent institutional investors
  • long-term investment and short-term investment

اصل مقاله

با جدا شدن مالکیت و مدیریت، مدیران به عنوان نماینده مالکان (سهامداران)، شرکت را اداره می­کنند. با شکل­گیری رابطه نمایندگی، تضاد منافع بین مدیران و سهامداران ایجاد می‌گرد؛ بدان معنا که ممکن است مدیران دست به رفتارهای فرصت­طلبانه زده، تصمیماتی را اتخاذ نمایند که در جهت منافع آنها و عکس منافع سهامداران باشد. به همین دلیل یکی از وظایف مدیران پاسخگویی به سهامداران می­باشد (مهرانی، مرادی و اسکندر، 1389). براساس شواهد تجربی کارآترین شکل پاسخگویی، گزارشگری مالی می­باشد. با رسوایی­های اخیر و ورشکستگی شرکت‌های بزرگ نظیر انرون، ورلدکام و غیره اعتبار اعداد و ارقام حسابداری که مهمترین بخش گزارشگری مالی را تشکیل می­دهند به شدت زیر سوال رفته به طوری که سرمایه­گذاران، اعتمادی به صورت‌های مالی تهیه شده توسط مدیریت ندارند. با توجه به این امر، توجه به نظام راهبری شرکت­ها و کیفیت گزارشات حسابداری به طور روز افزون افزایش پیدا کرده است. نظام راهبری شامل معیارها و مکانیزم­هایی می­باشد که می­تواند از قدرت مدیران در پیگیری منافع شخصی بکاهد (مرادزاده­فرد، بنی­مهد و دینداریزدی، 1390). یکی از سازوکارهای راهبری شرکتی که دارای اهمیت فزاینده­ای است، ظهور سرمایه­گذاران نهادی به عنوان مالکان سرمایه می‌باشد. از آنجا که مالکان نهادی بزرگترین گروه از سهامداران را تشکیل می­دهند، نقش آنها در نظارت بر رویه­های اتخاذ شده از سوی مدیران از اهمیت بالایی برخوردار است و انتظار می­رود حضور این مالکان در ترکیب سهامداران بر رویه­های شرکت مؤثر باشد (مهرانی، مرادی و اسکندر، 1389). به عبارتی مالکان نهادی انگیزه­های زیادی برای نظارت بر گزارشگری مالی دارند. صورت‌های مالی و به خصوص صورت سود و زیان، منبع مهمی از اطلاعات در مورد شرکت است. شواهد تجربی نشان می­دهد که حضور سرمایه­گذاران نهادی با واکنش بازار نسبت به انتشار سود رابطه مثبت دارد (جونگ و کن، 2002). در نتیجه، سود از دیدگاه قیمت­گذاری اوراق بهادار اطلاعات مفیدی فراهم بوده و منبع اطلاعاتی مهمی نزد نهادها به شمار می­آید. از سوی دیگر، محافظه­کاری سود نیز یکی از ویژگیهای کیفی اطلاعات حسابداری است که طی قرن­ها تئوری و عمل حسابداری را تحت تاثیر قرار داده است و طی سال‌های اخیر و با توجه به رسوایی­های مالی، توجه بیشتری را بخود جلب کرده است. محافظه­کاری سود، مدیران را از رفتارهای فرصت‌طلبانه و خوش‌بینی بیش از حد در ارائه سود باز داشته و بدین ترتیب سود محافظه‌کارانه­تر، با­کیفیت­تر تلقی می­شود. با این اوصاف، انتظار می­رود نهادها انگیزه­هایی برای گزارش محافظه­کارانه سود داشته باشند. اما مسال‌های که مطرح است، این است که "آیا کلیه مالکان نهادی انگیزه یکسانی برای نظارت بر رویه­های حسابداری دارند؟" مطالعات پیشین نشان دادند که سرمایه­گذاران نهادی مشابه با یکدیگر نبوده و انگیزه­های یکسانی برای نظارت بر رویه­های اتخاذ شده از سوی شرکت­ها ندارند (نویسی و نایکر 2006؛ رامالینگگودا و یو، 2011). هدف از این تحقیق بررسی رابطه انواع مالکیت نهادی و محافظه­کاری سود می­باشد. تحقیق حاضر براساس معیار بریکلی و دیگران (1988)، مالکان نهادی را بر اساس انگیزه­های نظارتی آنها ابتدا به دوگروه سرمایه­گذاران با افق سرمایه­گذاری بلندمدت و کوتاه­مدت و سپس مالکان نهادی با افق سرمایه­گذاری بلندمدت را به دو دسته مستقل و وابسته تقسیم می­نماید.

 پیشینه تحقیق

نتایج حاصل از تحقیقات بوش در سال 1998، نشان می­دهد در شرکت­هایی که درصد مالکیت نهادی کمتر است، مدیران تمایل زیادی به کاهش هزینه‌های تحقیق و توسعه و در نتیجه، بالا بردن سود به سطح قابل قبول دارند. در شرکت­هایی که درصد مالکیت نهادی بالاتر است، انگیزه مدیران برای مدیریت سود از طریق عدم انجام سرمایه­گذاری در فعالیت‌های تحقیق و توسعه کاهش می‌یابد. بنابراین، می­توان نتیجه گرفت که حضور مالکان نهادی به کاهش مدیریت سود و متعاقباً حسابداری محافظه­کارانه منجر می­گردد (بوش، 1988).

چی، لیو و وانگ در سال 2007، دریافتند که بین مالکیت نهادی و محافظه­کاری رابطه مثبت معناداری وجود دارد. براساس یافته­های ایشان، شرکت­های با مالکیت نهادی کمتر، تقاضای کمتری برای حسابداری محافظه­کارانه دارند. همچنین آنها دریافتند که در صورت عدم تفکیک نقش مدیر عامل و رییس هیات مدیره، تمایل بیشتری به محافظه­کاری وجود دارد (چی، لیو، وانگ، 2007).

رامالینگگودا و یو در سال 2011، دریافتند که مالکیت بیشتر توسط نهادهایی که علاقمند به نظارت بر مدیریت شرکت هستند با اعمال محافظه­کاری ارتباط مستقیم دارد. این ارتباط در بین شرکت‌های با گزینه­های رشد بالا وهمچنین عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر، نمایان­تر می­باشد. در مجموع نتایج تحقیق بیانگر آن است که نهادهای نظارتی محافظه­کاری بیشتری را تقاضا می­نمایند (رامالینگگودا، یو، 2011).

مرادی در سال 1386، در تحقیقی به بررسی نقش نظارتی سرمایه­گذاران نهادی از این منظر که آیا مالکیت نهادی بر کیفیت سود گزارش شده تأثیر دارد، پرداخت. به طور کلی، نتایج این تحقیق بیانگر وجود رابطه مثبت بین سرمایه­گذاران نهادی و کیفیت سود است (مرادی، 1386).

مهرانی، مرادی و اسکندر در سال 1389 در تحقیقی با عنوان رابطه بین نوع مالکیت نهادی و محافظه­کاری، مالکان نهادی را به دو دسته فعال (دارای نماینده در هیات مدیره شرکت سرمایه‌پذیر) و منفعل (بدون نماینده در هیات مدیره شرکت سرمایه­پذیر) تفکیک نموده و به این نتیجه رسیدند که بین مالکیت نهادی منفعل و محافظه­کاری رابطه مثبت و معناداری وجود دارد ولی بین مالکیت نهادی فعال و محافظه­کاری رابطه قابل اتکایی وجود ندارد (مهرانی، مرادی و اسکندر، 1389).

کرمی، حسینی و حسنی در سال 1389 در تحقیق خود با عنوان "بررسی رابطه بین سازوکارهای نظام راهبری شرکت و محافظه­کاری در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" رابطه بین محافظه­کاری و مالکیت نهادی را بررسی نموده و با استفاده از دو مدل باسو (2000) و بال و شیواکومار (2000)، به این نتیجه رسیدند که با استفاده از مدل بال و شیواکومار برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری، رابطه­ای مثبت و معنی­دار بین مالکیت نهادی و محافظه­کاری وجود دارد لیکن در صورت استفاده از مدل باسو برای اندازه‌گیری محافظه­کاری، رابطه معناداری بین محافظه­کاری و مالکیت نهادی وجود ندارد (کرمی، حسینی و حسنی، 1389).

مرادزاده­فرد، بنی­مهد و دینداریزدی (1390)، در تحقیقی با عنوان" بررسی رابطه بین نظام راهبری شرکتی و محافظه­کاری حسابداری" رابطه بین مالکیت نهادی و محافظه­کاری را بررسی نموده و با استفاده از مدل گیولی و هاین (2000)، به رابطه­ای مثبت بین مالکیت نهادی و محافظه‌کاری پی بردند (مرادزاده­فرد، بنی­مهد و دینداریزدی، 1390).

نهندی، برادران و باغبانی در سال 1390 رابطه بین محافظه­کاری و مالکیت نهادی را مورد بررسی قرار داده و با استفاده از مدل رویچوداری و واتز (2006)، به این نتیجه رسیدند که بین محافظه‌کاری و مالکیت نهادی رابطه معنی­داری وجود ندارد (نهندی، برادران و باغبانی، 1390).

اسدی و جلالیان در سال 1391 با استفاده از دو مدل بیور و رایان (2000) و گیولی و هاین (2000) رابطه بین محافظه­کاری و مالکیت نهادی را مورد بررسی قرار داده و به این نتیجه رسیدند که در نتیجه استفاده از اولین مدل، بین درصد سهامداران نهادی و محافظه­کاری رابطه­ای وجود ندارد ولی با استفاده از دومین مدل، رابطه معکوس مشاهده شد. یعنی در کل نمی­توان گفت، بین درصد سهامداران نهادی و محافظه­کاری رابطه­ معنی‌داری وجود دارد (اسدی و جلالیان، 1391).

نکونام در سال 1391 با استفاده از مدل تعدیل شده آستامی و تاور (2006)، رابطه بین محافظه‌کاری و مالکیت نهادی را مورد بررسی قرار داد و به این نتیجه رسید که بین مالکیت نهادی و محافظه­­کاری رابطه معکوس و معنی­دار وجود دارد (نکونام، 1391).

با بررسی پیشینه تحقیق مشخص می­شود که در ایران به غیر از تحقیق­ مهرانی و همکاران (1389) که مالکان نهادی را به دو گروه فعال (دارای نماینده در هیات‌مدیره (و منفعل (بدون نماینده در هیات‌مدیره) تقسیم نموده است، در مابقی تحقیقات مالکان نهادی به صورت کلی بررسی شده­اند. این در حالیست که سرمایه­گذاران نهادی انگیزه­های یکسانی برای نظارت بر رویه­های اتخاذ شده از سوی شرکت­ها ندارند. بر این اساس در تحقیق حاضر طبق معیار بریکلی و دیگران (1988)، مالکان نهادی با توجه به انگیزه­های نظارتی آنها به سه گروه تقسیم شده­اند.

فرضیات تحقیق

براساس شواهد حاصل از تحقیقات پیشین، تأثیر سرمایه­گذاران نهادی بر رویه­های اتخاذ شده شرکت‌ها با یکدیگر مشابه نبوده و آنها انگیزه­های یکسانی برای نظارت بر این رویه­ها ندارند (نویسی و نایکر، 2006). لذا تقاضای سرمایه­گذاران نهادی برای محافظه­کاری احتمالا در بین نهادهای مختلف متفاوت است. برای مثال، تحقیقات قبلی نشان می­دهد در میان نهادها، ویژگی‌هایی نظیر افق سرمایه­گذاری بلندمدت، تمرکز مالکیت سهام و استقلال از مدیریت شرکت، منجر به ایجاد انگیزه‌های بالاتر نظارت در میان برخی نهادها نسبت به سایر آنها می­شود (شلیفر، ویشنی، 1986؛ چن، هارفورد و لی، 2007 ). افق سرمایه­گذاری بلندمدت به سرمایه­گذاران این اجازه را می­دهد که به قدر کافی به عنوان سهامدار باقی بمانند تا از منافع نظارت بهره­مند شوند. بر خلاف سرمایه­گذاران مستقل، سرمایه­گذاران وابسته دارای روابط تجاری بلندمدت با شرکت هستند؛ و در نتیجه، آنها به احتمال زیاد دسترسی مستقیم بیشتری به مدیران شرکت­ها دارند. از این رو، کمتر بر اطلاعات حسابداری تکیه می­کنند. مطابق این نظریه، تحقیقات پیشین (بوش، 1998؛ چن، هارفورد و لی، 2007)، به این نتیجه رسیدند که نهادهایی که دارای افق سرمایه­گذاری بلندمدت بوده، و مستقل از مدیریت می­باشند (نهادهای نظارتی) به احتمال زیاد بر مدیران نظارت می­کنند. بنابراین، اگر سرمایه‌گذاران نهادی خواهان محافظه­کاری به عنوان یک ابزار حاکمیتی باشند، این تقاضا به احتمال زیاد توسط نهادهای نظارتی مطرح خواهد شد تا نهادهای غیرنظارتی. بر این اساس، سرمایه­گذاران نهادی را می­توان به سه دسته تقسیم کرد. مالکان نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلندمدت، مالکان نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلندمدت و مالکان نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه‌مدت. در تحقیق حاضر برای تفکیک نهادها به مستقل و وابسته از معیار بریکلی و دیگران (1988) استفاده شده است. آن‌ها استقلال یک موسسه از مدیریت را براساس روابط تجاری بالقوه آن با شرکت­های سرمایه­پذیر اندازه­گیری کردند. شرکت­های سرمایه­گذاری و صندوق­های بازنشستگی عمومی به عنوان نهاد­های مستقل تلقی می‌شوند، زیرا این نوع نهاد­ها با احتمال کمتری با شرکت­های سرمایه­پذیر خود روابط تجاری دارند. در عوض بانک‌ها، شرکت­های بیمه و غیره به عنوان نهاد­های وابسته شناسایی شده­اند، زیرا این سازمان­ها درگذشته یا آینده با شرکت­های سرمایه­پذیر خود روابط تجاری دارند (رامالینگگودا و یو، 2011). براساس مبانی نظری فوق فرضیات ذیل مطرح می­گردد:

  1. بین مالکیت نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلند­مدت و محافظه­کاری رابطه معنی­دار وجود دارد.
  2. بین مالکیت نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلند­مدت و محافظه­کاری رابطه معنی­دار وجود دارد.
  3. بین مالکیت نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه­مدت و محافظه­کاری رابطه معنی­دار وجود دارد.

روش پژوهش

پژوهش حاضر از بعد هدف، از نوع توصیفی و همبستگی است. از بعد فرآیند نوع پژوهش، کمی و از بعد منطق، یک پژوهش استقرایی است. همچنین از بعد نتیجه پژوهش، یک پژوهش کاربردی و از نظر نوع داده­ها و زمان گردآوری اطلاعات از نوع داده­های تلفیقی و تاریخی می­باشد که نمونه­های موجود را در طول دوره­های زمانی مختلف مورد تجزیه و تحلیل قرار می­دهد. جامعه آماری پژوهش، شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند. طول دوره تحقیق ده سال از 1383 الی1392 است. انتخاب نمونه از طریق غربالگری و بر اساس معیارهای ذیل صورت گرفته است:

  1. تمام یا بخشی از سرمایه شرکت متعلق به مالکان نهادی باشد.
  2. جزو شرکت­های واسطه­گری مالی به سبب ماهیت خاص فعالیت آنها نباشد.
  3. برای رعایت قابلیت مقایسه، دوره‎ی مالی شرکت‎ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.
  4. شرکت‎های عضو نمونه در دوره‎ی مورد بررسی، تغییر فعالیت یا تغییر سال مالی نداشته باشند.
  5. شرکت‎های عضو نمونه در دوره‎ی مورد بررسی، توقف فعالیت نداشته باشند.
  6. در دوره مورد بررسی در بورس حضور داشته باشند.
  7. نماد معاملاتی شرکت در هر سال حداقل 70 روز معامله شده باشد (به منظور سیال بودن سهام شرکت­ها و در نتیجه قابل اتکابودن قیمت سهم و بازده آن).

با توجه به معیارهای فوق40 شرکت به عنوان نمونه انتخاب و مورد بررسی قرار گرفتند. داده‌های مربوط به شرکت­های نمونه از نرم­افزار ره­آورد نوین و سایت بورس استخراج و آزمون‌های آماری به وسیله نرم­افزار Eviews انجام گردید.

در این تحقیق برای اندازه­گیری محافظه­کاری از مدل باسو (1997) استفاده ­شده که به شرح ذیل است:

 مدل (1)                                       

در مدل فوق NI سود خالص تقسیم بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام؛ RET بازده سالانه سهام شرکت؛ DR متغیر مجازی است و برای شرکت هایی کهRET<0 برابر با یک و در غیر این صورت، صفر در نظر گرفته میشود. در این مدل، بازده مثبت، نماینده اخبار خوب و بازده منفی، نماینده اخبار بد است. چنانچه بازده سهام مثبت باشد، رابطه NI = α + β2 RET +ε به دست می­آید که در آن β2 نشان دهندة حساسیت واکنش سود به اخبار خوب است. چنانچه بازده سهام منفی باشد، رابطه NI = α + β1 + (β2 + β3) RET +ε به دست می­آید که در آنβ2 + β3 حساسیت واکنش سود را نسبت به اخبار بد نشان می­دهد. باسو معتقد است واکنش سود نسبت به اخبار بد بهنگام‌تر از واکنش سود نسبت به اخبار خوب است. به عبارتی β2<β2+β3 و در نتیجه β3>0 می­باشد. وی β3را ضریب عدم تقارن زمانی سود نامیده و به‌عنوان شاخص محافظه‌کاری معرفی کرد.

به منظور ارزیابی رابطه انواع مالکیت نهادی و محافظه‌کاری، متغیرهای مالکیت نهادی به مدل (1) اضافه شده است:

مدل (2)

 

مثبت (منفی) و معنادار بودن β7، β11 و β15بیانگر وجود رابطه بین انواع مالکیت­های نهادی مذکور با محافظه­کاری می­باشد. متغیرهای اضافه شده به مدل (1) شامل متغیرهای مستقل و کنترلی می­باشند که در ادامه به شرح و تعریف عملیاتی آنها پرداخته می‎شود.

متغیرهای مستقل:

=LONGINDPit درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلندمدت درشرکت i در پایان سال t که به‌عنوان نهادهای نظارتی طبقه‌بندی شده‌اند.

LONGDPit= درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلند مدت در شرکت i در پایان سال t

SHORTit= درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه‌مدت درشرکت i در پایان سال t

متغیرهای کنترلی:

درصد مالکیت توسط مدیر عامل (MGINVT ): بر اساس تحقیقات پیشین مالکیت توسط مدیر عامل با مالکیت نهادی و همچنین محافظه­کاری ارتباط منفی معناداری دارد (لافوند، ریچادوری، 2008). درصد مالکیت توسط مدیر عامل برابر است با درصد مالکیت توسط خود مدیر عامل و همچنین درصد مالکیت توسط شخص حقوقی که مدیر عامل نماینده آن می­باشد.

اندازه شرکت (SIZE): شاخص آن لگاریتم طبیعی فروش شرکت است و یکی از عوامل درونی شرکت‌ها است که بر بازدهی و سودآوری آن‌ها تأثیر دارد. انتظار بر این است که شرکت­های بزرگتر، رشد یافته­تر بوده و محیط­های اطلاعاتی غنی­تری داشته باشند که عدم اطمینان و عدم تقارن اطلاعات مرتبط با قابلیت تحقق سودهای آتی را به طور کلی کاهش می­دهد (اسلی، ویکجائر، اوهارا، 2002).

سن (AGE): عمر شرکت درپایان سال t1، معیاری بعنوان تعداد سال‌هایی است که یک شرکت در بورس پذیرفته شده است. شرکت­های کم سابقه، فرصت‌های رشد بیشتری نسبت به شرکت­های باسابقه دارند. عدم تقارن اطلاعات بین سهامداران و مدیران به واسطه­ وجود فرصت‌های رشد افزایش می­یابد، زیرا جریان­های نقدی آتی تاییدپذیر نیستند و این باعث ایجاد هزینه­های نمایندگی و متعاقبا محافظه­کاری بیشتر می­شود (لافوند، واتز، 2008).

فرصت رشد (MBV): شاخص آن نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری می­باشد. شرکت‌های با نرخ فرصت رشد بالا، فرصت‌های سرمایه­گذاری بیشتری پیش روی خود دارند. وجود گزینه‌های مختلف رشد با هزینه­های نمایندگی رابطه­ مثبت دارد (اسمیت، واتز، 1992) و محافظه­کاری ابزاری کارآمد در پاسخ به هزینه­های نمایندگی است. لذا تقاضای قراردادی بالاتری برای محافظه­کاری از طرف این شرکت­ها وجود دارد.

اهرم مالی (LEV): که با نسبت بدهی (جمع بدهی‌ها تقسیم بر جمع دارایی‌ها) اندازه­گیری می­شود. شرکت‌های با درجه نسبت بدهی بالا، دارای تعارض­های نمایندگی بین اعتباردهندگان و نمایندگان هستند. این مقوله، مبین وجود تقاضای قراردادی بالاتری برای محافظه­کاری از طرف این شرکت­ها است (واتز، زیمرمن، 1986). همچنین شرکت­هایی که به لحاظ تامین منابع مالی و نقدینگی با مشکل مواجه هستند، بیشتر احتمال دارد که تحت پیگرد قانونی قرار بگیرند و از آنجا که احتمال فشار مالی با نسبت بدهی افزایش می­یابد، نشان دهنده­ تقاضای حقوقی بالاتری برای محافظه­کاری از طرف این شرکت­ها است (واتز، 2003).

سودآوری (ROA): نرخ بازده دارایی‌ها، در قراردادهای پاداش مدیران، چه به صراحت و چه به صورت تلویحی، استفاده می­شود. شواهد گسترده­ای از استفاده آشکار از طرح‌های پاداش سالانه در طرح‌های عملکرد بلندمدت مدیران عامل شرکت­ها وجود دارد.

یافته­های تحقیق

نگاره (1) حاوی آمار توصیفی متغیرهای مورد آزمون است.

 

 

 

 

 

نگاره (1): آمار توصیفی متغیرها

 

انحراف معیار

ماکزیمم

مینیمم

میانگین

واریانس

سهام در اختیار مالکان نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلند مدت

26/42

99/0

0/0

48/76

704/3

سهام در اختیار مالکان نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلند مدت

9/29

56/0

0/0

3/69

155/8

سهام در اختیار مالکان نهادی با افق سرمایه‌گذاری کوتاه مدت

11/76

73/0

0/0

5/67

152/9

نسبت سود خالص قبل از اقلام غیر مترقبه بر ارزش بازار حقوق صاحبان سهام

126/64

2028/8

-487/8

45/34

16929/2

نرخ بازده دارایی‌ها

16/32

85/0

-69/0

18/39

4066/5

درصد مالکیت توسط مدیر عامل

25/96

91/0

0/0

21/43

632/2

اندازه شرکت

51/17

13/46

10/3

11/58

0/2

عمر شرکت

10/45

46/0

1/0

15/15

104/4

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری

219/54

156/2

-4675/9

-4/35

57389/3

نسبت بدهی

1/36

16/68

-3/28

1/29

/03

 

میانگین مالکیت مالکان نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلندمدت، مالکان نهادی وابسته با افق سرمایه‌گذاری بلندمدت و همچنین مالکان نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه‌مدت در شرکت­های مورد بررسی به ترتیب برابر با 76/48%، 69/3% و 67/5% است. لازم به توضیح می‌باشد حداقل درصد سهام در اختیار مالکان نامبرده نیز صفر بوده و بیشترین درصد سهام در اختیار مالکان نامبرده نیز به ترتیب برابر با 99%، 56% و 73% می­باشد.

برای آزمون فرضیات و برآورد مدل، ابتدا به منظور گزینش یکی از روش‌های داده‌های تابلویی1 یا ترکیبی2، از آزمون قابلیت ادغام (چاو) استفاده شده است. مطابق نتایج آزمون مقدارآماره F-Limer، 05/2 و سطح معنی‎داری این آماره، 0004/0 بوده، که نشان ‌دهنده برتری استفاده از روش داده‌های تابلویی در برابر روش داده‌های ترکیبی می­باشد. سپس با توجه به پذیرش روش داده‎های تابلویی در برابر داده‎های ترکیبی، به انجام آزمون هاسمن برای انتخاب الگوی اثرات ثابت در برابر الگوی اثرات تصادفی پرداخته شده است. با توجه به اینکه مقدار آماره کای – دو در این آزمون 59/109 بوده و سطح معنی‎داری آن 000/0 می­باشد، روش رگرسیون با اثرات ثابت نسبت به روش رگرسیون با اثرات تصادفی ارجحیت دارد. در ادامه نتایج حاصل از برآورد مدل (2) در نگاره (2) و (3) ارائه شده است.

همان‌طور که در نگاره 2 ملاحظه می‌شود، مقدار آماره F و سطح معناداری مربوط به این آماره، بیانگر این است که مدل رگرسیون برآورد شده، در کل معنادار است. در این مدل، ضریب تعیین تعدیل شده برابر با 26/0 است. یعنی 26 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترلی قابل توضیح است. همچنین، مقدار آماره دوربین- واتسون مدل که برابر با 31/2 است، در فاصله بین 5/1 و 5/2 قرار دارد و نشان‌دهنده این است که بین خطاهای مدل خودهمبستگی وجود ندارد.

نگاره (2): نتایج حاصل از بررسی کلی مدل تحقیق

ضریب تعیین

ضریب تعیین تعدیل‌شده

آماره F

معناداری آماره F

آماره
دوربین- واتسون

42/0

26/0

59/2

000/0

31/2

از آنجا که تعداد ضرایب در مدل تحقیق زیاد می­باشد، فقط ضرایب مربوط به تصمیم­گیری درباره رد و تایید فرضیات و متغیرهای کنترل در نگاره (3) ارائه شده است.

با توجه به آماره t و سطح معنی‎داری آن برای حاصل ضرب متغیرهای مالکیت نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلند مدت، مالکیت نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلندمدت، مالکیت نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه‌مدت در بازده سالانه و متغیر مجازی هر سه فرضیه تحقیق رد می­گردند.

 

 

 

نگاره (3): نتایج حاصل از بررسی ضرایب جزئی مدل تحقیق

متغیرها

ضرایب

آماره t

سطح

معنی­داری

سهام در اختیار مالکان نهادی مستقل با افق سرمایه­گذاری بلند مدت* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

740/136-

0/2928

0/7698

سهام در اختیار مالکان نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلند مدت*بازده سالانه سهام*متغیر مجازی

489/617-

-0/4194

0/6752

سهام در اختیار مالکان نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه مدت* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

-498/348

-0/3682

0/7130

درصد مالکیت توسط مدیر عامل* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

55/83

0/16

0/87

اندازه شرکت* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

-29/33

-0/17

0/87

عمر شرکت* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

16/52

1/88

0/06

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

28/43

2/02

0/04

نسبت بدهی* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

-81/23

-1/18

0/24

نرخ بازده دارایی‌ها* بازده سالانه سهام* متغیر مجازی

-1510/14

-2/31

0/02

 نتیجه­گیری

 محافظه­کاری سود، مدیران را از رفتارهای فرصت طلبانه و خوش‌بینی بیش از حد در ارائه سود باز می‌دارد و بدین‌ترتیب سود محافظه­کارانه­تر، با­کیفیت­تر تلقی می­شود. از طرفی مالکان نهادی انگیزه­های زیادی برای نظارت بر گزارشگری مالی دارند و انتظار می­رود نهادها انگیزه­ بیشتری برای گزارش محافظه­کارانه سود داشته باشند. اما مسال‌های که مطرح است، این است که سرمایه­گذاران نهادی مشابه با یکدیگر نبوده و انگیزه­های یکسانی برای نظارت بر رویه­های اتخاذ شده از سوی شرکت­ها ندارند. هدف از این تحقیق بررسی رابطه انواع مالکیت نهادی و محافظه­کاری سود می­باشد. تحقیق حاضر بر اساس معیار بریکلی و دیگران (1988)، مالکان نهادی را براساس انگیزه­های نظارتی آنها ابتدا به دوگروه سرمایه­گذاران با افق سرمایه­گذاری بلندمدت و کوتاه­مدت و سپس مالکان نهادی با افق سرمایه­گذاری بلندمدت را به مستقل و وابسته تقسیم می­نماید. نتایج حاکی از این است که هیچگونه رابطه­ معنی­داری بین مالکیت نهادی مستقل با افق سرمایه‌گذاری بلند­مدت و محافظه­کاری، مالکیت نهادی وابسته با افق سرمایه­گذاری بلند­مدت و محافظه‌کاری و مالکیت نهادی با افق سرمایه­گذاری کوتاه­مدت و محافظه­کاری وجود ندارد. نتایج تحقیق مغایر با نتایج تحقیق رامالینگگودا و یو (2011) است. آنها نشان دادند که مالکیت بیشتر توسط نهادهایی که علاقمند به نظارت بر مدیریت هستند با محافظه­کاری ارتباط معنی‌دار دارد و نهادهای نظارتی محافظه­کاری بیشتری را تقاضا می­نمایند. در حالیکه در تحقیق حاضر این رابطه در شرکت­های عضو بورس اوراق بهادار مشاهده نشد. البته عدم رابطه بین مالکیت نهادی و محافظه­کاری در ایران قبلا نیز در تحقیقات مهرانی، مرادی و اسکندر (1389)، کرمی، حسینی و حسنی (1389)، نهندی، برادران و باغبانی (1390)، اسدی و جلالیان (1391) به تایید رسیده است و نتایج این تحقیقات با نتایج تحقیق حاضر مطابقت دارد. این بدان معنی است که مالکان نهادی هنوز نقش نظارتی خود را در جایگاه راهبری شرکتی به درستی ایفا نکرده­اند. این در حالی است که ساز و کارهای راهبری شرکتی می­توانند از قدرت مدیران در پیگیری منافع شخصی کاسته و اعتماد از دست رفته سرمایه­گذاران به صورت‌های مالی تهیه شده توسط مدیریت را برگرداند. در نتیجه اگر مالکان نهادی با شناخت درست از توانایی خود در اعمال نظارت و کنترل بر مدیران به ایفای نقش بپردازند، کیفیت گزارشات مالی به ویژه صورت سود و زیان به‌طور روز افزون افزایش پیدا کرده و اطلاعات مفیدی برای قیمت­گذاری صحیح اوراق بهادار فراهم می­شود که این امر نقش مهمی را در استفاده بهینه از منابع و ثروت ملی ایفا می­نماید.

پی نوشت

pooled

2

panel

1

مراجع

اسدی، غلامحسین؛ جلالیان، رامین. (1391). بررسی تأثیر ساختار سرمایه، سهامداران و بزرگی شرکت بر میزان اعمال محافظه­کاری در شرکت­ها. بررسی­های حسابداری و حسابرسی دوره 19، شماره67.
بادآورنهندی، یونس؛ برادران حسن­زاده، رسول؛ محمودزاده باغبانی، سعید. (1390). بررسی رابطه بین برخی مکانیزم­های حاکمیت شرکتی و محافظه­کاری در گزارشگری مالی. تحقیقات حسابداری و حسابرسی، سال سوم، شماره 9.
بنی مهد، بهمن (1385). تبیین و ارائه الگو برای اندازه گیری محافظه­کاری حسابداری. رساله دکتری رشته حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران.
حساس­ یگانه، یحیی؛ شهریاری، علیرضا. (1389). بررسی رابطه بین تمرکز­مالکیت و محافظه­کاری در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهشهای حسابداری مالی سال دوم، شماره دوم.
رحمانی، علی؛ فرزانی، حجت­اله؛ رستگارمقدم، هیوا (1390). بررسی رابطه بین مالکیت­اصلی و محافظه­کاری در سود. مجله دانش حسابداری سال دوم، شماره 6.
کرمی، غلامرضا؛ حسینی، سیدعلی؛ حسنی، عباس. (1389). بررسی رابطه بین سازوکارهای نظام راهبری شرکت و محافظه­کاری در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات حسابداری، سال دوم، شماره 8.
مرادزاده­فرد، مهدی؛ بنی­مهد، بهمن؛ دیندار یزدی، مهدی. (1390). بررسی رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و نظام راهبری شرکتی. حسابداری مدیریت، سال چهارم، شماره هشتم.
 مرادی، محمد. (1386). بررسی رابطه بین سرمایه­گذاران نهادی و کیفیت سود. پایان نامه کارشناسی ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت دانشگاه تهران.
مهرانی، ساسان؛ مرادی، محمد؛ اسکندر، هدی. (1389). رابطه نوع مالکیت نهادی و حسابداری محافظه­کارانه. پژوهش­های حسابداری مالی سال دوم، شماره اول.
نکونام، جعفر؛ نکونام، محمد. (1391). بررسی رابطه بین ساختار مالکیت و محافظه­کاری حسابداری، دهمین همایش ملی حسابداری ایران، دانشگاه الزهرا.
Bushee, Brian. J (1998). The Influence of Institutional Investors on Myopic R&D Investment Behavior. Accounting Review. 73: 305-334.
Chen, Xia; Harford, Jarrad; Li, Kai; 2007. Monitoring: which institutions matter?. Journal of Financial Economics 86: 279–305.
Chi, Wuchu; liu , Chiawen; wang ,Taychang. (2007). What Affects Accounting Conservatism: A Corporate Governance Perspective. Working paper. Department of Accounting. National Taiwan University.
Easley, David. Hvidkjaer, Soeren. O’Hara, Maoreen. (2002). Is Information Risk a Determinant of Asset Returns?. Journal of Finance 57: 2185-2221.
Jung, Kooyul. Soo. Young. Kown. (2002). Ownership Structure and Earnings Informativeness: Evidence from Korea, The International Journal of Accounting, 37: 301-325.
LaFond, Ryan. Roychowdhury, Sugata. (2008). Managerial ownership and accounting conservatism. Journal of Accounting Research 46: 101–135.
LaFond, Ryan; Watts, Ross. (2008). The information role of conservatism. The Accounting Review 83: 447–478.
Navissi, Farshid; Naiker,Vic. (2006). Institutional Ownership and corporate value, Managerial Finance32 (3): 247-256.
Santhosh, Ramalingegowda; yong,Yu. (2011). Institutional ownership and conservatism. journal of accounting and Economics.
Shleifer, Andrei; Vishny, Robert. (1997). A Survey of Corporate Governance. Journal of Finance 2 (2).
Smith, Clifford; Watts, Ross. (1992). The Investment Opportunity Set and Corporate Financing, Dividend and Compensation Policies. Journal of Financial economics 32: 263–292.
Watts, Ross. (2003). Conservatism in accounting part I: explanations and implications. Accounting Horizons 17: 207–221.
Watts, Ross; Zimmerman, Jerold. (1986). Positive Accounting Theory. Prentice-Hall, Upper Saddle River, NJ6
پژوهش های تجربی حسابداری
دوره 5، شماره 1 - شماره پیاپی 15
فروردین 1394
صفحه 149-164

فایل ها

سابقه مقاله

  • تاریخ دریافت: 06 اردیبهشت 1393
  • تاریخ بازنگری: 14 مرداد 1393
  • تاریخ پذیرش: 14 مرداد 1393

هم رسانی

ارجاع به این مقاله

آمار