نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام

به نمایندگی از تأثیر رشد عملیاتی بر محافظه کاری:
شرکتهای با نرخ MB بالاتر ، فرصتهای رشد و سرمایه گذاری بیشتری پیش روی خود دارند و وجود چنین شرایطی منجر به افزایش هزینه های نمایندگی خواهد شد ؛ چرا که وجود گزینه های مختلف رشد با هزینه های نمایندگی ارتباط مثبت معناداری دارند (خان و واتز ، ۲۰۰۹ ) و حسابداری محافظه کارانه ابزاری موثر در پاسخ به هزینه های نمایندگی است . خان و واتز ( ۲۰۰۹ ) ، لارا و همکاران (۲۰۱۱) ، فروغی و عباسی (۱۳۹۰) ، از این متغیر به عنوان یکی از عوامل موثر در محافظه کاری نام برده و در مدلهای مفهومی پژوهش از آن استفاده نمودند.

لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها

به نمایندگی از تأثیر گذاری اندازه بر محافظه کاری:
با توجه به فرضیه های هزینه های سیاسی و تأثیر تجمیعی رویدادها پیش بینی می شود که بین اندازه شرکت و میزان محافظه کاری اعمال شده توسط شرکتها رابطه معناداری وجود دارد .(واتز و زیمرمن ،۱۹۸۶) معتقدند که صاحبان قدرت انگیزه دارند که برای انتقال ثروت از شرکتها به سمت خودشان موضع بگیرند. این مواضع به شکل الزام بعضی از شرکتها به تحمیل مالیات بالاتر یا محروم کردن آنها از بعضی از مزایا و حقوق صورت میگیرد. هزینه های تحمیل شده به شرکت ها تابعی ازاندازه ی آن ها است. زیرا شرکت های کوچک تر کمتر مورد توجه هستند و بنابراین کمتر در معرض انتقال سیاسی ثروت واقع می شوند؛ در نتیجه شرکتهای بزرگ که تحت فشارهای سیاسی هستند. انگیزه ی بیشتری برای استفاده از رویه های کاهنده ی سود خالص و در نتیجه حسابداری محافظه کارانه دارند.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

درصد مالکان نهادی

به نمایندگی از تأثیر حاکمیت شرکتی بر محافظه کاری :
وجود سهامداران نهادی به عنوان ساز و کار حاکمیت شرکتی موجب همسو شدن منافع سهامداران میشود و این همسویی باعث نفوذ سرمایه گذاران بر مدیریت می گردد (.شفر، ۱۹۹۷) و با توجه به تئوری نمایندگی در شرکتهای با میزان مالکیت نهادی بالا. تقاضای کمتری برای رویه های محافظه کاری وجود دارد .(خان و واتز ،۲۰۰۷) . نکونام و نکونام( ۱۳۹۱) در پژوهش خود با بهره گرفتن از مدل‌های تعدیلی آستامی و تاور^[۲۰۶] (۲۰۰۶) ،چی و همکاران (۲۰۰۹) از این متغیر به عنوان یکی از عوامل موثر در تعیین درجه محافظه کاری نام می برنند .

۲-۴-۹-۳- متغیر های کنترلی عدم تقارن اطلاعاتی
در این پژوهش به منظور افزایش توان تخمینی مدلهای رگرسیونی مرتبط با عدم تقارن اطلاعاتی و بازدهی غیر عادی از شاخص های ترازنامه ای ، شاخص های افشاء اطلاعات و شاخص های مدیریت سود به عنوان متغیرهای کنترلی استفاده شده است .
الف) شاخص‌های ترازنامه‌ای در ارتباط با عدم تقارن اطلاعاتی
(هیم ال بر و سالمورسز ۱۹۹۷) متغیرهای زیر را به عنوان ابزارهای توضیحی در خور در ارتباط با هزینه نمایندگی سهامداران شرکت ارائه می کند. آن‌ها استدلال می‌کنند که تفاوت در هزینه‌های نمایندگی از عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیریت و سایر افراد نشات می‌گیرد. نتایج آن‌ها حاکی از آن است که متغیرهای زیر در تعیین عدم تقارن اطلاعاتی می‌تواند کمک نماید.
ارزش خالص اموال و تجهیزات / فروش
سرمایه ‌در گردش / ارزش خالص اموال و تجهیزات
بدهی کوتاه مدت / ارزش دفتری دارایی ها
اهرم مالی /ارزش دفتری دارایی
لگاریتم طبیعی فروش خالص
ب) شاخص افشاء و محیط اطلاعاتی در ارتباط با عدم تقارن اطلاعاتی
لیوز و وایسوکی (۲۰۰۸) ادبیات نظری در ارتباط بین گزارش مالی و سطح افشاء و تأثیر گذاری آن‌ها بر روی محیط اطلاعاتی ارائه نمودند. آن‌ها مدعی شدند که بین محققان مختلف یک توافق کلی وجود دارد مبنی بر اینکه گزارش مالی و افشاء داوطلبانه بر روی محیط اطلاعاتی تأثیر می‌گذارد. با این وجود معیار مشترکی برای اندازه گیری محیط اطلاعاتی وجود ندارد. ولی اغلب از کیفیت سود و رشد سود به عنوان معیارهای محیط اطلاعاتی استفاده می‌شود. همچنین ایکر و همکاران (۲۰۰۶). استفاده از چنین معیارهایی را برای بررسی عدم تقارن اطلاعاتی مناسب می‌دانند آن‌ها استدلال می‌کنند که اصلاح و تغییر اقلام تعهدی از طریق شناسایی جریان نقد در طول زمان صورت می‌گیرید و با توجه به اینکه اقلام تعهدی به عنوان مبنا برای برآورد و اندازه گیری استفاده می‌شود بنابراین ممکن است خطا پیش بینی‌ها از این عامل نشات بگیرد. به بیان دیگر می‌توان مدعی شد که شاخص‌های محیط اطلاعاتی از دو عامل ذاتی و مدیریتی ناشی می‌شود و اقلام تعهدی شاهدی براین قضیه است؛ و به طور کلی می‌توان گفت که عدم تقارن اطلاعاتی رابطه معکوسی با کیفیت سود دارد.
به همین منظور در این پژوهش ضمن در نظر گرفتن هر دو متغیر مذکور از مدل (فرانسیس و همکاران (۲۰۰۵) که بر گرفته از پیشنهادات دیچو و دیچاو (۲۰۰۲) استفاده شده است. لازم به ذکر است که متغیرهای کلیدی به وسیله مدل اصلاح شده جونز تقویت شده است.
معادله ۱۲
کل اقلام تعهدی جاری است که از فرمول زیر محاسبه می گردد.
تغییر در دارایی جاری شرکت i در دوره t
تغییر دربدهی جاری شرکت i در دوره t
تغییر در وجه نقد عملیاتی شرکت i در دوره t
خالص تغییرات در بدهی های غیر عملیاتی کوتاه مدت (سود سهام وحصه جاری بدهی بلند مدت) شرکت i در دوره t
جریانات وجوه نقد ناشی عملیاتی شرکت i در دوره t که به صورت زیر محاسبه می‌گردد.
سود خالص شرکت i در دوره t
مجموع هزینه استهلاک شرکت i در دوره t
تغییر فروش شرکت i در دوره t
ارزش ناخالص دارایی ثابت شرکت I در دورهt
با توجه به اینکه صورت جریان وجه نقد تهیه شده بر اساس استاندادهای حسابداری ایران در ۵ طبقه دسته بندی می گردند لذا جهت تعدیل مدل بالا از فرمول زیر کمک گرفته شده است .(ثقفی ،بولو،۱۳۸۸)

جریان نقد مرتبط با مالیات بر در آمد

_