اثر تعدیلی توزیع منابع بر رابطه بین هزینه های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط

چکیده: هدف اصلی این پژوهش، بررسی ارتباط بین هزینه های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد (وجه نقد اضافی یا مازاد) و محافظه‌کاری مشروط با تأکید بر نقش تعدیل‌گریِ توزیع منابع در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از مدل رگرسیون خطی چندگانه براساس داده‌های تابلویی استفاده گردیده است. نتیجه بررسی 140 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی بازه زمانی 1392 تا 1397 حاکی از آن است که توزیع بیشتر منابع میان طلبکاران می‌تواند ارتباط مثبت بین وجه نقد اضافی (هزینه‌های نمایندگی جریان‌نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط را کاهش دهد. همچنین، یافته‌های پژوهش نشان داد که توزیع بیشتر سود نقدی میان سهامداران می‌تواند ارتباط مثبت بین وجه نقد اضافی (هزینه‌های نمایندگی جریان‌نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط را پایین آورد.

واژه‌های کلیدی:هزینه‌های نمایندگیِ جریان‌نقد آزاد، محافظه‌کاری مشروط، توزیع منابع.

طبقه‌بندی موضوعی: L11، G32، M41.

نویسندگان:

زهرا لشگری: دانشیار حسابداری دانشگاه آزاد تهران، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، نویسنده مسئول

کاظم وادیزاده: دانشیار حسابداری دانشگاه آزاد تهران، دانشکده ادبیات و علوم انسانی

علی شریف محله: کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه آزاد تهران، دانشکده ادبیات و علوم انسانی

مقدمه

سهامداران تمایل دارند که جریان وجوه نقد آزاد به صورت سود سهام نقدی بین آن‌ها توزیع شود، در حالی‌که مدیران تمایل دارند تا این جریان وجوه نقد مازاد را در پروژههای جدید سرمایهگذاری کنند. ممکن است مدیران در این اندیشه به سر ببرند که پرداخت سود سهام به سهامداران، منافع تحت کنترل آنها را کاهش خواهد داد و در نتیجه موجب کاهش قدرت آن‌ها خواهد شد (جنسن[4]،۱۹۸۶).

تمایل مدیران واحدهای اقتصادی دارای جریان وجوه نقد آزاد بالا و فرصت‌های رشد کم، به سرمایه‌گذاری در پروژه‌های اضافی (نهایی) یا حتی پروژه‌های دارای خالص ارزش فعلی منفی می‌تواند از طریق ایجاد سرمایه‌گذاری‌هایی که ثروت سهامداران را بیشینه نمی‌کند، مشکل نمایندگی را افزایش دهد. سرمایه‌گذاری‌هایی که ثروت سهامداران را بیشینه نمی‌کند سرانجام می‌تواند منجر به قیمت سهام پایین‌تر و تحریک سهامداران به بر کنار کردن هیأت مدیره و مدیران ارشد گردد (کالچوا و لینز[5]، 2017).

همچنین مدیران به این دلیل که دارای انگیزه دریافت پاداش در عوض رشد واحد اقتصادی هستند، تمایل دارند تا جریان وجوه نقد آزاد خود را در پروژه‌های جدید سرمایه‌گذاری نمایند و رشد واحدهای اقتصادی قدرت مدیران را از طریق افزایش منابع تحت کنترل آن‌ها افزایش می‌دهد. این قبیل پروژه‌ها و فعالیت‌ها احتمالاً موجب خود خشنودی مدیران می‌شود و نیز ممکن است مزایای نقدی با سایر جوایز شخصی را برای مدیریت فراهم آورد و این وضعیت مشکلات نمایندگی را افزایش خواهد داد.

مشکل اصلی این است که چگونه به مدیران این انگیزه داده شود تا جریان وجوه نقد آزاد را در جهت بهینه و بیشینه نمودن ثروت سهامداران مصرف نمایند و از سرمایه‌گذاری آن در پروژه‌های بیهوده و تلف کردن آن در فعالیت‌هایی با بازده پایین جلوگیری شود. با این حال، با اینکه سهامداران خواستار افزایش ثروت و ارزش سهام خود هستند، مدیران ممکن است تمایلات شخصی خود را ترجیح داده و به فکر استفاده از مزایای جانبی باشد. این رفتار در ادبیات تحقیق تحت عنوان ساختار امپراطوری یا مشکلات سرمایه‌گذاری افراطی (بیش از حد) شناخته می‌شود (روچادهری و واتز[6]، 2018).

با توجه به مسائل توضیح داده شده و با توجه به اینکه مدیران واحدهای اقتصادی دارای فرصت رشد پایین و جریان وجوه نقد آزاد بالا تمایل به سرمایه‌گذاری در پروژه‌های اضافی (نهایی) و حتی پروژه‌های دارای خالص ارزش فعلی منفی، دارند و از اقلام تعهدی اختیاری افزاینده سود استفاده می‌کنند، پیش‌بینی شده است که سرمایه‌گذاران نسبت به مشکلات نمایندگی جریان وجوه نقد آزاد عکس‌العمل نشان خواهند داد و این موضوع در قیمت سهام منعکس شده است (بازار کارا فرض شده است). در این مفهوم پیش‌بینی شده است که مشکلات نمایندگی جریان وجوه نقد آزاد وابسته ارزشی (مربوط ارزشی) بوده و طریقه محافظه کاری مشروط مورد استفاده در تصمیم‌گیری‌های اقتصادی را تحت تأثیر قرار خواهد داد (کیم و ژانگ[7]، 2016).

این پژوهش به بررسی ارتباط بین هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد با محافظه‌کاری مشروط در شرکت‌های که توزیع منابع نقدی بیشتری دارند، می‌پردازد. منظور از توزیع منابع، توزیع منابع نقدی میان طلبکاران و سهامداران (سود سهام نقدی) است. به طور کلی، قسمت اعظم منابع در اختیار شرکت‌ها میان این دو گروه توزیع می‌شود. از آنجا که توزیع منابع نقدی از محل جریان‌های نقد آزاد شرکت رخ می‌دهد، لذا به نظر می‌رسد در شرکت‌هایی که توزیع منابع نقدی بالاتر است، جریان‌های نقدی مازاد کمتر و هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد کمتر می‌شود که این می‌تواند محافظه‌کاری مشروط را کاهش دهد. در حقیقت، باید گفت که توزیع منابع با کاهش وجوه نقد اضافی (هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد)، ارتباط مثبت احتمالی بین هزینه‌‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط کاهش می‌دهد.

از همین رو در ادامه پس از بیان مبانی نظری و پیشینه پژوهش، به روش پژوهش پرداخته و سپس به تجزیه وتحلیل یافته‌ها و بیان نتایج می‌پردازیم.

مبانی نظری و پیشینه پژوهش

تحقیقات تجربی در محافظه‌کاری یک رابطه خطی بین سود و بازده سهام را نشان می‌دهد و اغلب این الگو به شناخت به موقع‌تر اخبار بد نسبت به اخبار خوب منجر خواهد شد (باسو[8]، 1997؛ بال[9] و همکاران، 2000؛ واتس[10]، 2003؛ بال و همکاران، 2013). باسو (1997) بیان مینماید که، محافظه کاری مشروط تاییدپذیری متفاوت برای شناسایی درآمدها و هزینه‌ها است، که منجر به کم نمایی سود و داراییها می‌شود. بنابراین اتخاذ سیاست محافظهکارانه با ارایه تصویری نامناسب از وضعیت مالی و قدرت سود‌آوری واحد تجاری، از یک طرف فشارها و تهدیدات ناشی از رقابت را کاهش میدهد و از طرف دیگر انتظارات سهامداران و سرمایه‌گذاران از عملکرد آتی واحد تجاری را کاهش میدهد. حسابداری محافظهکارانه که به عنوان کمتر گزارش نکردن هزینهها و بدهیها و نیز بیشتر گزارش نکردن داراییها و درآمدها تعریف شده است، که کمیته فنی استاندارهای حسابداری ایران از آن به عنوان اصل احتیاط یاد میکند (کمیته تدوین استانداردهای حسابداری ایران، 1386). برای مثال شناسایی زیانهای برآوردی در پیمانکاری و عدم شناسایی سود حتی در صورت محتمل بودن ورود منافع اقتصادی به درون واحد تجاری، قاعدهی اقل بهای تمام شده یا خالص ارزش فروش، حذف سرقفلی در نتیجه انجام آزمون کاهش ارزش و شناسایی نامتقارن زیانهای احتمالی در مقابل سودهای احتمالی از این نوع محافظهکاری هستند.

خورانا و وانگ[11] (2015) به منظور جلوگیری از این تمایل مدیریت و کنترل رفتار فرصت طلبانه مدیریت، بر اهمیت سیستم‌های کنترلی شرکت، تاکید می‌کند. بسیاری از تحقیقات پیشین، حاکی از آن هستند که حسابداری محافظه‌کارانه، بخشی از سیستم‌های کنترلی شرکت‌ها، برای کاهش رفتار فرصت طلبانه مدیران و کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران، می‌باشد (واتس[12]، 2003؛ لافوند و واتس[13]، 2008؛ ایترج[14] و همکاران، 2012). نیاز به گزارشگری محافظه‌کارانه باعث می‌شود تا زیان‌های ناشی از سرمایه‌گذاری بیش از حد (بیش‌سرمایه‌گذاری) زودتر شناسایی شود. از این‌رو، پیش‌بینی می‌شود که با افزایش هزینه‌های نمایندگی ناشی از جریان های نقد آزاد، سطح محافظه‌کاری مشروط افزایش می‌یابد (ها[15]، 2019). برای آزمون این پیش‌بینی، شرکت‌هایی که وجود نقد مازاد (اضافه) زیادی نگهداری می‌کنند به عنوان شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد شدید در نظر گرفته شده‌اند زیرا وجود نقد مازاد نشان‌دهنده پتانسیل شرکت برای سرمایه‌گذاری بیش از حد است و هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد را افزایش می‌دهد.

ادبیات مالی نشان می‌دهد که علیرغم وجود پژوهش‌هایی در زمینه توزیع منابع، پژوهش‌های اندکی به بررسی تأثیر توزیع منابع بر رابطه بین هزینه‌های نمایندگیِ جریان نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط پرداخته‌اند؛ لذا در ادامه به مرور پژوهش‌های مرتبط خارجی و داخلی پرداخته شده است.

گانگ[16] و همکاران (2016) به بررسی ارتباط بین هزینه های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و آگاهی‌بخشی قیمت سهام در خصوص سودهای آتی در شرکت های چینی در سال ‌های 2006 الی 2012 پرداختند و به این نتیجه رسیدند که در شرکت‌هایی که هزینه‌های نمایندگی جریان های نقد آزاد بیشتر است، آگاهی‌بخشی قیمت سهام بالاتر می‌باشد.

کوهن و زاروین[17] (2016) به بررسی اثر منافع دوگانه بر سطح محافظه‌کاری حسابداری در شرکتهای آمریکایی بین سال های 1998 تا 2014 پرداختند. شواهد پژوهش آنها نشان داد که سطح محافظه‌کاری در شرکتهای با منافع دوگانه به طور معناداری کمتر بوده است (در مقایسه با شرکتهای فاقد منافع دوگانه). شواهد پژوهش آنها نشان داد که در شرکتهایی که منافع دوگانه وجود دارد، سطح عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه سرمایه پایین‌تر است. در نهایت یافته های پژوهش نشان داد که در شرکتهای با منافع دوگانه، ارزش‌گذاری شرکت بالاتر است.

چوی[18] و همکاران (2017) به بررسی اثر میزان محافظه‌کاری حسابداری بر ارزیابی ریسک سیستماتیک در شرکت‌های فرانسوی در سال‌های 2008 تا 2014 پرداختند. شواهد پژوهش آنها نشان داد که بین محافظه‌کاری مشروط و ریسک سیستماتیک رابطه منفی وجود دارد. همچنین، شواهد پژوهش نشان داد که بین محافظه‌کاری نامشروط و ریسک سیستماتیک رابطه‌ای ملاحظه ‌نگردید.

بارث[19] و همکاران (2017) به بررسی ارتباط بین ارزش نقد و محافظه‌کاری مشروط حسابداری در شرکت‌های چینی در سال‌های 2010 الی 2014 پرداختند. شواهد این پژوهش نشان داد که محافظه‌کاری حسابداری ارزش دارایی‌های نقدی را افزایش می‌دهد. شواهد پژوهش نشان داد که در طول بحران‌های مالی، رابطه مثبت بین محافظه‌کاری و ارزش دارایی نقدی کمتر است.

ها (2019) در پژوهشی به بررسی ارتباط هزینه های نمایندگی جریان های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط در شرکت‌های آمریکایی در سال های 1987 تا 2015 پرداخت. نتایج پژوهش نشان داد که بین هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط ارتباط مثبتی دارد. همچنین، پرداخت به بستانکاران و سرمایه‌گذاران (در قالب سود تقسیمی) ارتباط مثبت بین هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط را کاهش می‌دهد.

پورحیدری و غفارلو (1391) در پژوهشی به بررسی ارتباط بین ساختارهای رقابتی محصولات و محافظه‌کاری مشروط حسابداری پرداختند. برای این منظور، از اطلاعات صنعت-سال شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بر روی سال های1380تا 1388 استفاده شده است. آزمون فرضیههای اختصاصی، بیانگر این نکته است که بر خلاف انتظار بین قابلیت جانشینی و محافظهکاری مشروط ارتباط معکوس و معناداری وجود دارد. همچنین، ارتباط بین موانع ورود و محافظهکاری مشروط مطابق انتظار، معکوس و معنادار است.

پیری و توبره‌ریزی (1393) به بررسی تأثیر هزینه های نمایندگی جریان های نقد آزاد بر محتوای اطلاعاتی سود و ارزش دفتری هر سهم پرداختند. دوره زمانی مورد بررسی نیز از سال 1383 لغایت 1389 بوده ونمونه آماری، شامل 107 شرکت از شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می باشد. نتایج تحقیق نشان داد که محتوای اطلاعاتی سود هر سهم در شرکت های که با مساله هزینه‌های نماینده روبرو هستند، کمتر از سایر شرکت هاست، لیکن در مورد محتوی اطلاعاتی ارزش دفتری هر سهم، نتایج معناداری حاصل نشد.

کامیابی و مهلبانی (1395) به بررسی اثر سیاست پولی بر رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و اعتبار تجاری در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. مطالعۀ حاضر به بررسی اثر سیاست پولی بر رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و اعتبار تجاری طی سال‌های 1387 تا 1393 می‌پردازد. بدین منظور، نمونۀ آماری متشکل از 70 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است و برای متغیر سیاست پولی از داده‌های سری زمانی استفاده شده است. در این پژوهش از روش رگرسیون ترکیبی در محیط داده‌های ترکیبی با استفاده از نرم‌افزار Eviews 9 استفاده شد. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها نشان می‌دهد که محافظه‌کاری حسابداری بر اعتبار تجاری تأثیر مستقیم و معناداری دارد. همچنین یافته‌های پژوهش بیانگر این است که سیاست پولی تأثیر محافظه‌‌کاری حسابداری بر اعتبار تجاری را تضعیف می‌کند.

صالحی و همکاران (1395) در پژوهشی به بررسی اثر محافظه‌کاری غیر شرطی بر مربوط بودن اطلاعات حسابداری پرداختند. روش تحقیق کتابخانه ای و همبستگی با استفاده از رگرسیون چندمتغیره می باشد. نمونه تحقیق شامل 115 مشاهده در دوره زمانی سال های 1388 تا 1394 است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد که محافظه کاری در دوره تحقیق افزایش یافته است و افزایش محافظه کاری موجب افزایش مربوط بودن اطلاعات حسابداری شده است.

مشایخ و نیکبخت (1395) در پژوهشی به بررسی تأثیر محافظه کاری حسابداری بر حجم تأمین مالی شرکت‌ها پرداختند. در این تحقیق، رابطه بین محافظه‌کاری مشروط و نامشروط حسابداری با حجم تأمین مالی در 134 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1384 تا 1392 بررسی شده است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد که با افزایش محافظه‌کاری مشروط و نامشروط، حجم تسهیلات دریافتی شرکت‌ها افزایش می‌یابد. به بیان دیگر، موسسات مالی میل بیشتری به اعطای وام به شرکت‌هایی دارند که درجه بالاتری از محافظه‌کاری را اعمال می‌نمایند.

نوروزی و خدادادی (1395) به بررسی رابطه بین هزینه‌های نمایندگیِ جریان نقد آزاد و قیمت‌گذاری نادرست سهام پرداختند. به منظور انجام پژوهش از بین شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران 170 شرکت در بازه زمانی 1385 تا 1393 انتخاب شد و مورد آزمون قرار گرفتند. نتایج نشان داد که بین هزینه نمایندگی جریان نقد آزاد و قیمت گذاری نادرست سهام رابطه مثبت و معنادار وجود دارد؛ به عبارتی مطابق پیش بینی با افزایش هزینه نمایندگی جریان نقد آزاد، قیمت گذاری نادرست سهام نیز افزایش می‌یابد.

خدامی‌پور و همکاران (1397) در پژوهشی به بررسی تاثیر محافظه‌کاری حسابداری و مالکیت سهامداران نهادی بر مدیریت سود با استفاده از قانون بنفورد پرداختند. به این منظور، صورت‌های مالی نمونه‌ای شامل 102 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار گرفت. نتایج نشان داد محافظه‌کاری، مالکیت سهام‌داران نهادی و اثر تعاملی این دو متغیر باعث کاهش مدیریت سود می‌شود. از نتایج این پژوهش می‌توان دریافت که ذینفعان شرکت می‌توانند از محافظه‌کاری و مالکیت سهام‌داران نهادی به عنوان دو ابزار کارآمد جهت محدود کردن فرصت‌های مدیریت سود استفاده کنند.

تکلو و همکاران (1398) به بررسی رابطه بین محافظه کاری شرطی و حق الزحمه حسابرسی با تاکید بر حاکمیت شرکتی و سهامداران نهادی پرداختند. . نتیجه بررسی 101 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی بازه زمانی 1390 الی 1395 حاکی از آن است که بین محافظه‌کاری شرطی و حق‌الزحمه حسابرس ارتباط مثبتِ معناداری وجود دارد.

با توجه به مبانی نظری و پیشینه پژوهش، فرضیه‌های زیر مطرح شده است:

فرضیه اول: ارتباط مثبت بین وجه نقد اضافی (مازاد) و محافظه‌کاری مشروط با توزیع بیشتر میان طلبکاران کاهش می‌یابد.

فرضیه دوم: ارتباط مثبت بین وجه نقد اضافی (مازاد) و محافظه‌کاری مشروط با توزیع بیشتر سود نقدی میان سهامداران کاهش می‌یابد.

روش پژوهش

پژوهش حاضر، از نوع شبه‌تجربی و در حوزه پژوهش‌های اثباتیِ حسابداری می‌باشد. همچنین روش پژوهش از نوع استقرایی و پس‌رویدادی (با استفاده از اطلاعات گذشته) و روش آماری آن رگرسیون خطی چندگانه با استفاده از داده‌های ترکیبی از نوع پنل دیتا و دارای اثرات ثابت می‌باشد. اطلاعات واقعی و حسابرسی شده شرکت‌ها از نرم‌افزار ره‌آورد نوین و سایت کدال استخراج و با اطلاعات صورت‌های مالی شرکت‌ها تطبیق یافته است و برای آماده‌سازی اطلاعات، از صفحه گسترده اکسل و جهت تجزیه و تحلیل اطلاعات از نسخه نرم افزار Eviews 9 استفاده شده است.

جامعه آماری مورد نظر در این پژوهش، شامل کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1392 تا 1397، می‌باشند. شرایط زیر برای انتخاب جامعه آماری لحاظ گردیده است:

1. تاریخ پذیرش آن‌ها در بورس قبل از سال 1392 و تا پایان سال 1397 نیز در فهرست شرکت‌های بورسی باشند.

2. اطلاعات مورد نیاز آن‌ها در دسترس باشد و سهام آن‌ها مورد معامله مستمر قرار گرفته و توقف نماد نداشته باشند.

3. به منظور افزایش قابلیت مقایسه، پایان سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد و در طی دوره مورد بررسی تغییر سال مالی نداده باشند.

4. به دلیل ساختار مالی متفاوت برخی مؤسسات بورسی، شرکت انتخابی جزء بانک‌ها، شرکت‌های سرمایه‌گذاری، صندوق‌های سرمایه‌گذاری، لیزینگ‌ها و … نباشد.

با توجه به شرایط ذکر شده، 140 شرکت در دوره زمانی 1392 تا 1397 به عنوان جامعه آماری انتخاب شد. در مجموع تعداد 840 مشاهده (سال- شرکت) مورد آزمون قرار گرفته شده است.

الگو و متغیرهای پژوهش

به منظور آزمون فرضیه‌ پژوهش از مدل‌ رگرسیونی زیر استفاده شده است:

مدل (1)

که دراین مدل‌ها، تعریف عملیاتی متغیرها به صورت زیر است:

متغیر وابسته و نحوه محاسبه آن

محافظه‌کاری مشروط ( ): متغیر وابسته است که در این پژوهش ما کار را با مدل استاندارد عدم تقارن زمانی سود باسو (1997) آغاز (مدل استاندارد محافظه‌کاری مشروط) خواهیم کرد:

EPSit/Pit-1 = β0 + β1DRit +β2 RETit + β3 DRit * RETit + εit مدل (2)

خان و واتس (2009) جهت اندازه گیری محافظه‌کاری حسابداری (C_SCORE)، سه متغیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام، اهرم مالی و اندازه شرکت را در نظر گرفته‌اند. آنها معتقدند که این سه متغیر احتمالا موجب تغییر در محافظه‌کاری می شوند:

مدل (3)

EPSit/Pit-1 = β0 + β1DRit +β2 RETit + β3 DRit * RETit +β4 MBit + β5 LEVit + β6 SIZEit + β7 MBit* DRit + β8 LEVit * DRit + β9 SIZEit * DRit +β 10 MBit * RETit+ β11 LEVit * RETit + β12 SIZEit * RETit + β13 MBit* DRit * RETit + β14LEVit * DRit * RETit + β15 SIZEit * DRit * RETit + εit

میزان C_SCORE یا همان محافظه‌کاری مشروط ( ) بایستی برای هر سال-شرکت با توجه به رابطه (1) محاسبه شود:

رابطه (1)

C_SCOREit = β3+ β13 MBit+ β14 LEVit+ β15SIZEit

متغیر مستقل و تعریف عملیاتی آن :

هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد ): در این پژوهش از وجوه نقد مازاد در سال قبل ( ) به عنوان معیاری برای اندازه‌گیری هزینه‌های نمایندگی جریان‌های وجوه نقد مازاد استفاده شده است. شرکت‌هایی که وجود نقد مازاد (اضافه) زیادی نگهداری می‌کنند به عنوان شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد شدید در نظر گرفته شده‌اند زیرا وجود نقد مازاد نشان‌دهنده پتانسیل شرکت برای سرمایه‌گذاری بیش از حد است و هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد را افزایش می‌دهد. وجوه نقد مازاد عبارت است تفاوت بین وجوه نقد واقعی (همگن شده با ارزش دفتری دارایی‌ها) منهای وجوه نقد پیش‌بینی شده که از مدل زیر بدست می‌آید (آپلر[20] و همکاران، 1999):

مدل (4):

که در آن:

: برابر است با وجوه نقد به علاوه سرمایه‌گذاری های کوتاه‌مدت شرکت i در سال t.

: برابر است با ارزش دفتری خالص دارایی های شرکت i در سال t.

: برابر است با جریان‌های وجوه نقد آزاد شرکت i در سال t. جریان‌های وجوه نقد آزاد برابر است با سود عملیاتی منهای هزینه بهره و منهای هزینه مالیات.

: برابر است با دارایی های جاری منهای بدهی های جاری منهای وجوه نقد شرکت i در سال t.

: برابر است متوسط 10 سال قبل صنعت نسبت جریان‌های نقد آزاد به ارزش دفتری خالص دارایی های شرکت i در سال t.

: برابر است با ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t.

پس از برآورد رگرسیون مدل (4) با استفاده فرمول بدست آمده وجه نقد پیش‌بینی شده بدست می‌آید. برای بدست آوردن وجوه نقد اضافی کافیست تا میزان سطح وجوه نقد پیش‌بینی شده بدست آمده از مدل فوق را از وجوه نقد واقعی در تزارنامه کم کنیم.

متغیر‌ تعدیل‌گر و تعریف عملیاتی آن‌:

وجوه نقد پرداختی به طلبکاران ( ): برابر است وجوه بازپرداخت شده به طلبکاران (بستانکاران) شرکت i در سال t-1. این رقم برابر است با کاهش در بدهی‌های بلندمت پس از کسر بدهی های بلندمدت منتشر شده و تغییرات در بدهی های جاری شرکت که با ارزش دفتری دارایی‌ها همگن شده است.

وجوه نقد پرداختی به سهامداران با بابت سود تقسیمی نقدی ( ): برابر است سود سهام پرداختی شرکت i در سال t-1 که با ارزش دفتری دارایی‌ها همگن شده است.

متغیر‌های کنترلی و تعریف عملیاتی آن‌ها:

اندازه شرکت ( ): متغیر اندازه شرکت، که برابر است با لگاریتم طبیعی بازار حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t.نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام ( ): برابر است یا نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t.عمر شرکت ( ): برابر است با لگاریتم طبیعی عمر شرکت از تاریخ تأسیس شرکت i در سال t.رشد فروش خالص ( ): برابر است فروش در سال t منهای فروش در سال t-1 تقسیم بر فروش در سال t-1.جریان وجوه نقد عملیاتی ( ): نمایانگر نسبت خالص وجوه نقد عملیاتی به دارایی‌های شرکت i در سال t.6. ریسک (نوسان) فروش شرکت ( ): برابر است با انحراف معیار[21] نسبت فروش خالص به دارایی پنج سال قبل شرکت i در سال t.

یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی

نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگاره (1) آورده شده است. جدول زیر نشان می‌دهد که میانگین متغیر محافظه‌کاری مشروط حسابداری تقریباً 036/0، میانه 036/0، دارای حداقل مقدار 413/0- و حداکثر مقدار 823/0 که انحراف معیاری در حدود 159/0 دارد. این نشان می‌دهد که میزان محافظه‌کاری مشروط به طور متوسط در شرکت‌های مورد بررسی حدود 3.6 درصد بوده است. میانگین متغیر وجوه نقد مازاد (هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد مازاد) تقریباً 077/0، میانه 066/0، دارای حداقل مقدار 074/0- و حداکثر مقدار 231/0 که انحراف معیاری در حدود 147/0 دارد. این نشان می دهد که میزان وجوه نقد مازاد در شرکت‌های مورد بررسی به طور متوسط حدود 7.7 درصد ارزش دفتری دارایی‌ها بوده است.

میانگین متغیر توزیع منابع میان طلبکاران تقریباً 081/0، میانه 080/0، دارای حداقل مقدار 080/0- و حداکثر مقدار 200/0 که انحراف معیاری در حدود 098/0 دارد. این نشان می‌دهد که میزان توزیع منابع میان طلبکاران حدود 8.1 درصد ارزش دفتری دارایی‌ها بوده است. میانگین متغیر توزیع سود نقدی میان سهامداران تقریباً 038/0، میانه 014/0، دارای حداقل مقدار 0 و حداکثر مقدار 172/0 که انحراف معیاری در حدود 051/0 دارد. این نشان می‌دهد که میزان توزیع سود نقدی میان سهامداران حدود 3.8 درصد ارزش دفتری دارایی‌ها بوده است.

میانگین متغیر اندازه شرکت تقریباً 397/14، میانه 331/14، دارای حداقل مقدار 532/10 و حداکثر مقدار 773/19 که انحراف معیاری در حدود 376/1 دارد. فاصله بالای میانگین از انحراف معیار متغیر اندازه شرکت مبین میزان فروش خالص متفاوت در شرکت‌ها مورد بررسی بوده است. همچنین، میانگین متغیر رشد شرکت (نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام) تقریباً 402/3، میانه 413/2، دارای حداقل مقدار 903/0 و حداکثر مقدار 948/10 که انحراف معیاری در حدود 761/2 دارد. این نشان می‌دهد که میزان ارزش بازار حقوق صاحبان سهام حدود 3.4 برابر ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بوده است.

نگاره (1): آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر	نام متغیر	میانگین	میانه	انحراف معیار	کمینه	بیشینه
	CONit	محافظه‌کاری مشروط	036/0	036/0	159/0	413/0-	823/0
	EXCASHit-1	نسبت وجوه نقد مازاد به ارزش دفتری دارایی سال قبل	077/0	066/0	147/0	074/0-	231/0
	DIST_Debtit-1	وجوه نقد پرداختی به طلبکاران به ارزش دفتری دارایی سال قبل	081/0	080/0	098/0	080/0-	200/0
	DIST_Divit-1	سود نقدی پرداختی به سهامداران به ارزش دفتری دارایی سال قبل	038/0	014/0	051/0	0	172/0
	SIZEit	اندازه شرکت	397/14	331/14	376/1	532/10	773/19
	MTBit	نسبت ارزش بازار به دفتری حقوق صاحبان سهام	402/3	413/2	761/2	903/0	948/10
	AGEit	عمر شرکت (لگاریتم طبیعی عمر شرکت)	695/3	806/3	333/0	708/2	234/4
	GROWTHit	رشد فروش خالص	165/0	126/0	360/0	811/0-	941/0
	CFOit	نسبت وجوه نقد عملیاتی به دارایی‌ها	100/0	086/0	121/0	235/0-	477/0
	stdSALESit	ریسک (نوسان) فروش خالص	211/0	142/0	216/0	023/0	359/1

آمار استنباطی

برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از رگرسیون خطی چندگانه با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. در ابتدا قبل از برازش الگو، میزان همخطی بین متغیرهای مستقل پژوهش از طریق آزمون تورم واریانس مورد بررسی قرار گرفت. تجربیات عملی حاکی از این است که اگر عامل تورم واریانس بزرگتر از عدد 5 باشد، مبین وجود یک اخطار احتمالی است و درصورتی که بزرگتر از 10 باشد، یک اخطار جدی را یادآور می‌شود و حکایت از آن دارد که ضرایب رگرسیونی مربوطه به علت هم‌خطی چندگانه به صورت ضعیفی برآورد شده‌اند. نتایج این آزمون حاکی از عدم وجود همخطی شدید بین متغیرهای مستقل است. برای بررسی عدم وجود خود همبستگی متغیرهای مستقل از آماره دوربین – واتسون استفاده شده است. مقدار این آماره بین 0 تا 4 تغییر می‌کند. اگر همبستگی بین ماندههای متوالی وجود نداشته باشد، مقدار آماره باید نزدیک 2 شود. اگر مقدار آماره نزدیک به صفر شود، نشان‌دهنده همبستگی مثبت بین باقیمانده‌ها و اگر نزدیک به 4 شود، نشان‌دهنده همبستگی منفی بین باقیمانده‌های متوالی است. به طورکلی اگر آماره دوربین-‌واتسون بین 5/1 و 5/2 قرار گیرد، می‌توان فرض عدم وجود همبستگی بین خطاهای مدل را پذیرفت. نتایج این آزمون نیز بیانگر عدم وجود مشکل خودهمبستگی است.

برای انتخاب مدل تحلیل داده، داده‌ها می‌توانند به صورت سری زمانی، مقطعی یا ترکیبی باشند. با توجه به اینکه داده‌های این تحقیق از نوع ترکیبی می‌باشند، باید مشخص شود که از نوع تلفیقی (Pooled) یا تابلویی (Panel) می‌باشند؟ بدین منظور از آزمون چاو و آزمون بروش پاگان استفاده می‌شود. در این دو آزمون، برای آن دسته از مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% باشد یا به عبارتی دیگر آماره آزمون آنها کمتر از آماره جدول باشد، از روش تلفیقی استفاده می‌شود که معمولا نتایج حاصل از این دو آزمون با یکدیگر سازگار می‌باشند. از سوی دیگر، برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کمتر از 5% است، برای تخمین مدل از روش تابلویی استفاده خواهد شد. روش تابلویی خود با استفاده از دو مدل “اثرات تصادفی” و “اثرات ثابت” می‌تواند انجام گیرد. برای تعیین اینکه از کدام مدل استفاده شود، از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کمتر از 5% است از مدل اثرات ثابت و مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% است از مدل اثرات تصادفی برای تخمین مدل استفاده می‌شود. با توجه به اینکه الگوی استفاده شده در این پژوهش از نوع تابلویی می‌باشند، بنابراین با استفاده از آزمون هاسمن بایستی مشخص شود که آیا پنل دیتا دارای الگوی اثرات ثابت است یا الگوی الگوی اثرات تصادفی.

نگاره (2) نتایج آزمون چاو و بروش پاگان

مدل	آزمون چاو	آزمون بروش پاگان	نتیجه آزمون
آماره	سطح معناداری	آماره	سطح معناداری
مدل پژوهش	0726/4	0005/0	310/17	000/0	روش تابلویی (Panel)

همانطور که در نگاره (3) ملاحظه می‌شود، در مدل این پژوهش، سطح معناداریِ آزمون هاسمن کمتر از 5 درصد است؛ یعنی الگوی اثرات ثابت بر الگوی اثرات تصادفی برتری دارد.

نگاره (3) نتایج آزمون هاسمن

مدل	آزمون هاسمن	نتیجه آزمون
آماره	سطح معناداری
مدل (2) پژوهش	079/32	000/0	الگوی اثرات ثابت بر الگوی اثرات تصادفی برتری دارد.

فرضیه اول این پژوهش به این صورت مطرح شد که “ارتباط بین وجه نقد اضافی (مازاد) و محافظه‌کاری مشروط با توزیع بیشتر میان طلبکاران کاهش می‌یابد“.

در نگاره (4) ضریب متغیر تعدیلی توزیع منابع میان طلبکاران (EXCASHit-1× DIST_Debtit-1) معادل 386/0- و آماره t معادل 894/2- می‌باشد که در سطح (003/0) معنادار می‌باشد و از آنجا که کمتر از خطای پیش‌بینی (5%) است، معناداری متغیر مستقل در سطح اطمینان بیش از 95% تأیید می‌شود. این نتیجه نشان می‌دهد که توزیع منابع بیشتر میان طلبکاران رابطه مثبت بین وجه نقد اضافی (یا هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط را کاهش می‌دهد. در حقیقت، هنگامی که وجوه نقد میان طلبکاران افزایش یافت، وجوه نقد اضافی کاهش می‌یابد و سطح محافظه‌کاری پایین می‌آید. از آنجا که توزیع منابع نقدی از محل جریان‌های نقد آزاد شرکت رخ می‌دهد، لذا به نظر می‌رسد در شرکت‌هایی که توزیع منابع نقدی بالاتر است، جریان‌های نقدی مازاد کمتر و هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد کمتر می‌شود که این می‌تواند محافظه‌کاری مشروط را کاهش دهد. لذا فرضیه اول در جهت منفی تأیید و نتایج آن با پژوهش ها (2019) مطابقت دارد.

‌ نگاره (4): نتایج آزمون‌ آماری فرضیه‌ی پژوهش

متغیر	ضریب	خطای استاندارد	آماره t	سطح معناداری
مقدار ثابت	704/2-	387/0	973/6-	000/0
EXCASHit-1	038/1	367/0	827/2	004/0
DIST_Debtit-1	334/0-	140/0	378/2-	017/0
EXCASHit-1× DIST_Debtit-1	386/0-	133/0	894/2-	003/0
DIST_Divit-1	242/0-	122/0	978/1-	048/0
EXCASHit-1× DIST_Divit-1	182/0-	044/0	096/4-	000/0
SIZEit	143/0-	013/0	975/10-	000/0
MTBit	399/0	099/0	021/4	000/0
AGEit	534/0	221/0	406/2	016/0
GROWTHit	580/0-	082/0	019/7-	000/0
CFOit	429/2-	617/0	932/3-	000/0
stdSALESit	058/1-	138/0	647/7-	000/0

ضریب تعیین	263/0	آماره F	775/28
ضریب تعیین تعدیل شده	253/0	سطح معناداری	000/0
دوربین واتسون	965/1

فرضیه دوم این پژوهش به این صورت مطرح شد که “ارتباط بین وجه نقد اضافی (مازاد) و محافظه‌کاری مشروط با توزیع بیشتر سود نقدی میان سهامداران کاهش می‌یابد“.

در نگاره (4) ضریب متغیر تعدیلی توزیع سود نقدی میان سهامداران (EXCASHit-1× DIST_Divit-1) معادل 182/0- و آماره t معادل 096/4- می‌باشد که در سطح (000/0) معنادار می‌باشد و از آنجا که کمتر از خطای پیش‌بینی (5%) است، معناداری متغیر مستقل در سطح اطمینان بیش از 95% تأیید می‌شود. این نتیجه نشان می‌دهد که توزیع منابع بیشتر سود نقدی سهام میان سهامداران رابطه مثبت بین وجه نقد اضافی (یا هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط را کاهش می‌دهد. در واقع، با افزایش توزیع سود نقدی میان سهامداران، سطح جریان‌های نقد آزاد کاهش یافته که این می‌تواند محافظه‌کاری مشروط را پایین می‌آورد. در حقیقت، باید گفت که توزیع منابع با کاهش وجوه نقد اضافی (هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد)، ارتباط مثبت احتمالی بین هزینه‌‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط کاهش می‌دهد. لذا فرضیه دوم نیز در جهت منفی تأیید و نتایج آن با پژوهش هو و همکاران (2018) مطابقت دارد.

بحث و نتیجه‌گیری

پژوهش حاضر به بررسی این موضوع می‌پردازد که آیا توزیع منابع بر رابطه بین هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و سطح محافظه‌کاری مشروط تاثیر معناداری دارد. به طور کلی، هزینه‌های نمایندگی اثر منفی بر ارزش شرکت دارد، یعنی اگر بازار انتظار وقوع چنین هزینه‌هایی را داشته باشد، ارزش (قیمت سهام) شرکت کاهش خواهد یافت. شواهد تجربی بسیاری مبنی بر اینکه تصمیم‌های مالی، سرمایه گذاری و غیره تحت تأثیر تضاد منافع و میزان هزینه های نمایندگی قرار می‌گیرند، وجود دارد. از طرفی مشکلات نمایندگی درون یک شرکت اغلب مرتبط به جریان‌های نقد آزاد و عدم تقارن اطلاعاتی است (لوئیس و اورکن[22]، 2015).

خورانا و وانگ[23] (2015) به منظور جلوگیری از این تمایل مدیریت و کنترل رفتار فرصت طلبانه مدیریت، بر اهمیت سیستم‌های کنترلی شرکت، تاکید می‌کند. بسیاری از تحقیقات پیشین، حاکی از آن هستند که حسابداری محافظه‌کارانه، بخشی از سیستم‌های کنترلی شرکت‌ها، برای کاهش رفتار فرصت طلبانه مدیران و کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران، می‌باشد (واتس[24]، 2003؛ لافوند و واتس[25]، 2008؛ ایترج[26] و همکاران، 2012). نیاز به گزارشگری محافظه‌کارانه باعث می‌شود تا زیان‌های ناشی از سرمایه‌گذاری بیش از حد (بیش‌سرمایه‌گذاری) زودتر شناسایی شود. از این‌رو، پیش‌بینی می‌شود که با افزایش هزینه‌های نمایندگی ناشی از جریان های نقد آزاد، سطح محافظه‌کاری مشروط افزایش می‌یابد (ها[27]، 2019). برای آزمون این پیش‌بینی، شرکت‌هایی که وجود نقد مازاد (اضافه) زیادی نگهداری می‌کنند به عنوان شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد شدید در نظر گرفته شده‌اند زیرا وجود نقد مازاد نشان‌دهنده پتانسیل شرکت برای سرمایه‌گذاری بیش از حد است و هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد را افزایش می‌دهد.

جریان نقد آزاد، جریان نقد مازاد بر نیازهای سازمان برای تأمین مالی تمام پروژه‌های با خالص ارزش فعلی مثبت است که با نرخ هزینه سرمایه تنزیل شده‌اند. تضاد منافع بین مدیران و سهامداران بر سر سیاست‌های پرداخت، زمانی که شرکت جریان نقد آزاد قابل توجهی ایجاد می‌کند، بسیار شدیدتر است (کالن[28] و همکاران، 2014). یکی از عواملی که می‌تواند در میزان رفتار فرصت‌طلبانه مدیران تأثیرگذار باشد، میزان جریان‌های نقد آزاد و فرصت های سرمایه‌گذاری شرکت است. جنسن[29] (1986) معتقد است که وجود جریان های نقدی آزاد بر میزان رفتارهای فرصت‌طلبانه مدیران تأثیر زیادی دارد. زمانی که شرکت میزان زیادی از جریان نقد آزاد دارد، مدیر می‌تواند وجود نقد مازاد را در فرصت‌های مختلفی سرمایه‌گذاری کند. در واقع طبق نظر جنسن، حجم بالای جریان نقد آزاد در یک واحد تجاری، می‌تواند سبب تشدید تضاد و ناهمسویی منافع مدیران و سهامداران و به تبع آن، افزایش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران گردد. بنابراین، افزایش جریان‌های نقد آزاد و به دنبال آن تمایل مدیران برای مصارف غیر بهینه منابع موجود، می‌تواند مشکلات نمایندگی را افزایش دهد که در ادبیات مالی از آن به عنوان هزینه‌های نمایندگی جریان‌ نقد آزاد[30] نام می‌برند.

این پژوهش به بررسی ارتباط بین هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد با محافظه‌کاری مشروط در شرکت‌های که توزیع منابع نقدی بیشتری دارند، نیز می‌پردازد. منظور از توزیع منابع، توزیع منابع نقدی میان طلبکاران و سهامداران (سود سهام نقدی) است. به طور کلی، قسمت اعظم منابع در اختیار شرکت‌ها میان این دو گروه توزیع می‌شود. از آنجا که توزیع منابع نقدی از محل جریان‌های نقد آزاد شرکت رخ می‌دهد، لذا به نظر می‌رسد در شرکت‌هایی که توزیع منابع نقدی بالاتر است، جریان‌های نقدی مازاد کمتر و هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد کمتر می‌شود که این می‌تواند محافظه‌کاری مشروط را کاهش دهد. در حقیقت، باید گفت که توزیع منابع با کاهش وجوه نقد اضافی (هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد)، ارتباط مثبت احتمالی بین هزینه‌‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط کاهش می‌دهد.

فرضیه اول پژوهش به این صورت مطرح شد که “ارتباط بین وجه نقد اضافی (مازاد) و محافظه‌کاری مشروط با توزیع بیشتر میان طلبکاران کاهش می‌یابد“. نتایج فرضیه اول نشان می‌دهد که توزیع منابع بیشتر میان طلبکاران رابطه مثبت بین وجه نقد اضافی (یا هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط را کاهش می‌دهد. در حقیقت، هنگامی که وجوه نقد میان طلبکاران افزایش یافت، وجوه نقد اضافی کاهش می‌یابد و سطح محافظه‌کاری پایین می‌آید. از آنجا که توزیع منابع نقدی از محل جریان‌های نقد آزاد شرکت رخ می‌دهد، لذا به نظر می‌رسد در شرکت‌هایی که توزیع منابع نقدی بالاتر است، جریان‌های نقدی مازاد کمتر و هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد کمتر می‌شود که این می‌تواند محافظه‌کاری مشروط را کاهش دهد. لذا فرضیه سوم در جهت منفی تأیید و نتایج آن با پژوهش ها (2019) مطابقت دارد.

فرضیه دوم این پژوهش به این صورت مطرح شد که “ارتباط بین وجه نقد اضافی (مازاد) و محافظه‌کاری مشروط با توزیع بیشتر سود نقدی میان سهامداران کاهش می‌یابد“. نتایج فرضیه چهارم نشان می‌دهد که توزیع منابع بیشتر سود نقدی سهام میان سهامداران رابطه مثبت بین وجه نقد اضافی (یا هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط را کاهش می‌دهد. در واقع، با افزایش توزیع سود نقدی میان سهامداران، سطح جریان‌های نقد آزاد کاهش یافته که این می‌تواند محافظه‌کاری مشروط را پایین می‌آورد. در حقیقت، باید گفت که توزیع منابع با کاهش وجوه نقد اضافی (هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد)، ارتباط مثبت احتمالی بین هزینه‌‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط کاهش می‌دهد. لذا فرضیه دوم در جهت منفی تأیید و نتایج آن با پژوهش هو و همکاران (2018) مطابقت دارد.

با توجه به نتیجه‌ی حاصل از فرضیه‌ی اول پژوهش مبنی بر اثر تعدیلی منفی توزیع منابع میان طلبکاران (بستانکاران) شرکت بر رابطه بین وجوه نقد اضافی (هزینه نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط، پیشنهاد می‌شود که مدیرعامل، سهامداران و تحلیل‌گران بازار سرمایه به اثرات کاهنده توزیع منابع میان طلبکاران بر رابطه بین وجوه نقد اضافی (هزینه نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط توجه ویژه ای داشته باشد. در واقع، به تصمیم‌گیرندگان پیشنهاد می‌شود به این مهم توجه داشته باشند در شرکت‌هایی که توزیع وجوه میان طلبکاران بیشتر بوده است، سطح وجوه نقد مازاد کمتر بوده و این می تواند محافظه‌کاری مشروط را پایین می‌آورد.

با توجه به نتیجه‌ی حاصل از فرضیه‌ی دوم پژوهش مبنی بر اثر تعدیلی منفی توزیع سود نقدی میان سهامداران شرکت بر رابطه بین وجوه نقد اضافی (هزینه نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط، پیشنهاد می‌شود که مدیران اجرایی، سرمایه‌گذاران و فعالان بازار مالی به اثرات کاهنده توزیع سود نقدی میان سهامداران بر رابطه بین وجوه نقد اضافی (هزینه نمایندگی جریان نقد آزاد) و محافظه‌کاری مشروط توجه ویژه ای داشته باشد. در واقع، به تصمیم‌گیرندگان پیشنهاد می‌شود به این مهم توجه داشته باشند در شرکت‌هایی که توزیع سود نقدی بالاتر بوده است، میزان وجوه نقد مازاد پایین‌تر بودن و این می تواند محافظه‌کاری مشروط را کمتر جلوه دهد.

در نهایت، به پژوهشگران آینده توصیه می‌شود که در پژوهش‌های آتی تأثیر توانایی مدیریتی بر رابطه بین هزینه‌های نمایندگی جریان‌های نقد آزاد و محافظه‌کاری مشروط را مورد بررسی قرار دهند. همچنین پیشنهاد می‌شود تأثیر توزیع منابع بر رابطه بین بیش‌اطمینانی مدیریت و محافظه‌کاری مشروط بررسی شود.

[4] . Jensen

[5] . Kalcheva Lins

[6] . Roychowdhury Watts

[7] . Kim Zhang

[8] . Basu

[9] . Ball

[10] . Watts

[11] . Khurana Wang

[12] . Watts

[13] . LaFond Watts

[14] . Ettredge

[15] . Ha