بررسی رابطه بین معیارهایی از راهبری شرکتی با مدیریت وجوه نقد در دسترس در بورس اوراق بهادار تهران

ISSN: 2476-5066 www.uctjournals.com فصلنامه مطالعات مدیریت و حسابداری دوره 2 شماره 1 بهار 1395 صفحات -256 265 بررسی رابطه بین معیارهایی از راهبری شرکتی با مدیریت وجوه نقد در دسترس در بورس اوراق بهادار تهران علی اکبر جعفری زاده مالمیری کارشناس ارشد مدیریت مالی دانشگاه آزاد واحد یزد یزد ایران. چکیده موجودي نقدي نسبت به سایر دارائی هاي دیگر به راحتی در دسترس مدیریت می باشد و اکثر مدیران آن را به صورت اختياري و با نظارت کم مورد استفاده قرار می دهند. و همچنين شرکتها به طور قابلتوجهی ذخایر نقدي را نگهداري می کنند و از طرفی ارزش موجوديهاي نقد نگهداري شده نشان دهنده ي یک بخش قابل توجهی از کل دارائی هاي شرکت می باشد. از این رو این پژوهش به دنبال بررسی این مسأله است که آیا راهبري شرکتی با موجودي نقد نگهداري شده شرکت رابطه دارد. جامعه آماري پژوهش حاضر را شرکت هاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تشکيل می دهند که به روش تصادفی طی سالهاي 1388 لغایت 95 1392 شرکت انتخاب شده اند براي آزمون فرضيات پژوهش از رگرسيون چند متغيره و نرم افزارهاي Excel و SPSS20 استفاده شده است. ساز و کارهاي راهبري شرکتی مورد استفاده در این پژوهش را تعداد اعضاي غيرموظف هيات مدیره و درصد سرمایه گذاران نهادي تشکيل می دهند. تحليل یافته هاي پژوهش نشان می دهد بين تعداد اعضاي غيرموظف هيات مدیره اندازه هيات مدیره و درصد سرمایه گذاران نهادي با ارزش وجه نقد نگهداري شده رابطه معنی دار مثبت وجود دارد. واژههای کلیدی: راهبري شرکتی مدیران موظف مدیریت وجه نقد سرمایه گذاران نهادي.

1- مقدمه آغاز مالکيت شرکتی از طریق مالکيت سهام تاثير چشمگيري بر روش کنترل شرکتها داشت. جدایی مالکيت از مدیریت منجر به یک مسأله سازمانی مشهور به نام»مساله نمایندگی«شد. جنسن و مک لينگ )1976( مبانی تئوري نمایندگی را مطرح کردند. در تحليل آنها یک سهامدار در برابر مدیران قرار دارد. یکی از فرضيات اصلی تئوري نمایندگی این است که مدیر و مالک تضاد منافع دارند. در این شرایط مدیران براي دستيابی به عایدي کوتاه مدت و متفرقه تحریک می شوند که منجر به کاهش ارزش منافع و رفاه سهامداران می شود. این مساله نمایندگی ضرورت کنترل مدیریت شرکتها توسط سهامداران را نشان می دهد. جنسن و مک لينگ )1976( مبانی تئوري نمایندگی را مطرح کردند. در تحليل آنها یک سهامدار در برابر مدیران قرار دارد. یکی از فرضيات اصلی تئوري نمایندگی این است که مدیر و مالک تضاد منافع دارند. در این شرایط مدیران براي دستيابی به عایدي کوتاه مدت و متفرقه تحریک می شوند که منجر به کاهش ارزش منافع و رفاه سهامداران می شود. این مساله نمایندگی ضرورت کنترل مدیریت شرکتها توسط سهامداران را نشان می دهد. اگر مکانيزم بازار و توانایی سهامداران براي کنترل و مراقبت از رفتار مدیران کافی نباشد نياز به نوعی نظارت با راهنمایی رسمی خواهد بود. مسأله نمایندگی بين مدیران و سهامدارن در سراسر جهان وجود دارد. یکی از راه هاي در دسترس به منظورکنترل مطلوب بر عملکرد مدیریت اعمال حاکميت شرکتی مناسب است. در این تحقيق از بين رفتن ارزش بالقوه شرکت را که ناشی از اینگونه بی توجهی ها و اهمال کاريهاست و همچنين چگونگی کمک براي جلوگيري از این رویداد به وسيله ي حاکميت شرکتی مناسب مورد بررسی قرارداده می شود. از این رو این پژوهش به دنبال بررسی این مسأله است که آیا حاکميت شرکتی با مدیریت موجودي نقد نگهداري شده و به تبع آن با ارزش شرکت رابطه دارد. پیشینه تحقیق قائمی و شهریاري )1388( به تعيين رابطه ي بين اجزاري ساختار حاکميت شرکتی شامل ترکيب هيأت مدیره ساختار مالکيت و افشاي اطالعات با عملکرد شرکت ها می پردازند. یافته هاي حاصل از این پژوهش نشان می دهد بين افشاي اطالعات و عملکرد مالی شرکت ها رابطه ي معنی داري وجود دارد. مرادزاده فرد و همکاران )1388( به بررسی رابطه ي ميان مالکيت نهادي سهام و مدیریت سود در شرکت هاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می پردازند. نتایج این پژوهش بيانگر وجود رابطه منفی معنادار بين سطح مالکيت نهادي سهام و تمرکز به عنوان معيارهاي حاکميت شرکتی با مدیریت سود است. حساس یگانه و همکاران )1387( به بررسی ارتباط ميان مالکيت نهادي و ارزش شرکت می پرداند. نتایج تحقيق بيانگر وجود یک رابطه مثبت بين سرمایهگذاران نهادي و ارزش شرکت بوده و موید فرضيه نظارت کارآمد است. با این وجود نتایج تحقيق بيانگر عدم وجود ارتباط معنادار بين تمرکز مالکيت نهادي و ارزش شرکت بوده و فرضيه همگرایی منافع را تایيد نمی- کند. بابا جانی وعبدي) 1389 ( در طی تحقيقی رابطه بين حاکميت شرکتی وسود مشمول ماليات را ارزیابی نمودهاند. نتایج تحقيق بيانگر عدم تفاوت معنادار بين ميانگين درصد اختالف سود مشمول ماليات ابرازي و قطعی در گروه شرکتهایی که معيارهاي حاکميت شرکتی رادارا هستند با گروه شرکت هایی که معيارهاي حاکميت شرکتی رادارا نيستند بوده است. این در حالی است که در هر دو گروه شرکت ها در صد اختالف بين سود مشمول ماليات ابرازي و قطعی معنادار بوده است. اعتمادي و همکاران )1389( درتحقيقی که جامعه آن را شرکتهاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تشکيل می دهد به بررسی رابطه ابزارهاي حاکميت شرکتی شامل درصد اعضاي غير موظف هيات مدیره و درصد سرمایه گذاران نهادي به عنوان متغيرهاي مستقل و اختالف قيمت پيشنهادي خرید وفروش سهام به عنوان متغير وابسته می پردازند. در راستاي این هدف اطالعات پنج ساله )81-85( 111 شرکت مورد مطالعه قرارگرفت. نتایج تحقيق بيانگر آنست که بين ابزارهاي حاکميت شرکتی ونقد شوندگی سهام در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معنی داري وجود ندارد. ملکيان و همکاران )1390( در تحقيقی با عنوان بررسی رابطه بين وجه نقد نگهداري شده و عوامل تعيين کننده آن در شرکت هاي پذیرفته شده در بورس

اوراق بهادار تهران به این نتيجه دست یافتند که بين اندازه شرکت دارایی هاي ثابت مشهود و اهرم با وجه نقد نگهداري شده رابطه منفی وجود دارد. همچنين بين جریان هاي نقدي سودآوري و فرصت هاي رشد با موجودي نقد نگهداري شده رابطه مثبتی وجود دارد. ژیانگ و همکاران )2008( در تحقيقی با عنوان بررسی رابطه ي ميان حاکميت شرکتی و کيفيت سود به این نتيجه دست می یابد که هر چه سطوح حاکميت شرکتی افزایش یابد اقالم تعهدي اختياري کاهش و کيفيت سود افزایش می یابد. )2007( 1 در تحقيقی با عنوان بررسی عوامل تعيين کننده ي نگهداري موجودي نقد در شرکت هاي غيرمالی دروبتز و گرانينگر 2 دارایی و اندازه شرکت هر دو با نگهداري موجودي نقد رابطه عکس دارند و سوئد به این نتيجه دست یافتند که شهودپذیري بين اهرم و نقدینگی رابطه غيرخطی وجود دارد. پرداخت سود سهام و جریان نقد عملياتی با ذخایر نقدي رابطه مستقيم دارند )2009( 3 تعامل ميان حاکميت اما بين فرصت هاي رشد و نگهداري موجودي نقد رابطه اي یافت نشد. ایساق و همکاران شرکتی ساختار مالکيت نگهداري موجودي نقد و ارزش شرکت در بورس اوراق بهادار غنا مورد تجزیه و تحليل قرار می دهد. نتایج نشان می دهد که اندازه هيات مدیره در ميان سایر معيارهاي حاکميت شرکتی به طور مسقيم و معنی دار با قيمت سهام در ارتباط است.چنگ و چانگ )2009( رابطه ي ميان حاکميت شرکتی و نگهداري موجودي نقد در شرکت هاي رشدي و در معرض محيط هاي سرمایه گذاري که شرکت ها با آن مواجه هستند مورد تحليل قرار می دهند.نتایج تحقيق نشان داد که آثار حاکميت شرکتی در شرکت هاي جوانتر معنی دارتر است در حالی که آثار متغيرهاي اقتصادي خاص شرکت در شرکت )2010( 4 رابطه ميان ارزش مازاد موجودي نقد و حاکميت شرکتی را در هاي قدیمی تر معنی دار تر است. فرسارد و سالوا شرکت هایی از ایاالت متحده مورد بررسی قرار می دهند که در بورس هاي دیگر نيز پذیرفته شده اند. شواهد محکمی دال بر این ادعا بر اساس تحليل یافته هاي این پژوهش ارائه می شود که ارزشی که سرمایه گذاران به مازاد ذخایر نقدي منتسب می کنند اساسا براي شرکتهاي خارجی پذیرفته شده در بورس ایاالت متحده و فرابورس نسبت به همتایان داخلی آن ها بزرگتر است. )2012( 5 در تحقيقی با عنوان بررسی عوامل موثر بر نگهداري موجودي نقد در شرکت هاي خصوصی بيگلی و سانچز ویدال ایتاليا به این نتيجه دست یافتند که نگهداري موجودي نقد به طور معنیداري با اندازه کوچکتر شرکت ریسک باالتر و نرخ- هاي موثر مالياتی کمتر در ارتباط است. نتایج همچنين حاکی از آن است که پرداخت هاي سود تقسيمی با نگهداري موجودي نقد بيشتر در ارتباط است و بدهی بانکی و خالص سرمایه در گردش جایگزین هاي مناسبی براي موجودي نقد محسوب می شوند. 6 روش تحقیق پژوهش هاي حسابداري عموما در گروه تحقيقات اثبات گرایی قرار می گيرد زیرا پژوهشگران حسابداري معموال با این پيش فرض که مفاهيم و واقعيات به صورت عينی در دنياي خارجی وجود دارد و با انواع روش هاي آماري مشاهده و... قابل اندازه گيري هستند اقدام به انجام تحقيق خویش می نمایند. آنان آگاهانه یا ناآگاهانه معتقد به استقالل آزمون کننده و آزمودنی از یکدیگر می باشند. البته این شيوه غالب در پژوهش هاي حسابداري به صورت روز افزون مورد انتقاد واقع شده اند. اما صرف نظر از آسيب شناسی تحقيقات مزبور پژوهش حاضر در طبقه رویکردهاي اثبات گرایی قرار می گيرند. 1. Drobetz and Grüninger 2. tangibility 3.Isshaq, Bokpin and Onumah 4. Fresard and Salva 5. Bigelli and Sanchez-Vidal

داده هاي مورد استفاده در این تحقيق بااستفاده از نرم افزار SPSS20 تجزیه وتحليل خواهد گردید و همچنين براي آزمون فرضيات از مدل هاي زیر استفاده می شود. فرضیه های پژوهش فرضیه اول: تعداد اعضاي غيرموظف هيات مدیره بر ارزش موجودي نقد نگهداري شده شرکت ها تأثير مثبت دارد. فرضیه دوم: مالکيت نهادي بر ارزش موجودي نقد نگهداري شده شرکت ها تأثير مثبت دارد. مدل تحقیق و تجزیه و تحلیل داده ها : بازده سهام طی سال هاي :مدل سه عاملی بازده فاما و فرنچ تا t ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در زمان t : موجودي وجه نقد در زمان t : سود قبل از اقالم غير مترقبه طی سالهاي : خالص دارایيها در زمان t : هزینه هاي بهره طی سال هاي : سود تقسيمی سهام عادي طی سال هاي تا t تا t تا t = اهرم شرکت در زمان t : : تامين مالی جدید طی سال هاي تا = t خالص حقوق صاحبان سهام + بدهی : معيارهاي حاکميت شرکتی مورد استفاده در تحقيق )که به صورت جدا در مدل آورده می شوند(. در جدول زیر مقادیر شاخصهاي پراکندگی و مرکزي براي متغيرهاي تحقيق براي تمام شرکت ها محاسبه شده است. همانگونه که از جدول برمی آید تعداد 450 مشاهده )سال-شرکت( براي 5 سال دوره آزمون بررسی گردید که مقادیر بيشترین کمترین ميانگين و انحراف معيار هر یک از متغيرها نشان داده شده است.

جدول 1 : آمار توصيفی متغيرهاي مدل تحقيق Descriptive Statistics N Minimum Maximum Mean Std. Deviation Ri 475-80.470 517.760 22.101 67.782 C/M 475 -.880 1.501.0109.1277 E/M 475-2.499 66.745.3302 2.9581 NA/M 475-3.479 7.062.0904.4870 I/M 475-13.893.000 -.1591.6806 D/M 475.000.0601.0029.00547 C/M 475.00038 1.354.0870.12396 Li 475.150 1.360.6486.18120 NF/M 475.000 19.610.9184 2.1135 C/M* C/M 475 -.417 3.340.01265.15642 Li* C/M 475 -.829 1.417.00761.10612 GOV1* C/M 475 -.752 1.278.00863.1053 GOV2* C/M 475 -.373.506.0043.05238 آزمون لیمر در این آزمون فرضيه صفر بيانگر استفاده از روش حداقل مربعات معمولی پولينگ است. به بيان دیگر رد فرضيه صفر مبين استفاده از روش داده هاي تلفيقی )اثرات ثابت یا تصادفی( می باشد. نتایج حاصل از آزمون ليمر براي هر یک از فرضيه هاي تحقيق به شرح جدول زیر ارائه شده است. جدول : 2 نتایج آزمون ليمر براي فرضيات تحقيق نتیجه سطح خطا )احتمال( آماره اثرات ثابت یا تصادفی 0/000 9/85 فرضیه اول اثرات ثابت یا تصادفی 0/000 10/86 فرضیه دوم آزمون هاسمن آزمون هاسمن یکی از آزمونهاي اصلی در مطالعات پانل می باشد و می توان گفت که دومين آزمون بعد از آزمون ليمر) test )poolability می باشد. به صورتی که اگر در آزمون ليمر تشخيص داده شود که می توان براي تمام مقاطع یا زمانهاي شامل در مطالعه عرض از مبداء هاي جداگانه در نظر گرفت یعنی الگوي اثرات ثابت گروهی یا زمانی محقق باید به تخمين اثرات تصادفی گروهی یا زمانی نيز مبادرت ورزد و سپس با استفاده از آزمون هاسمن به بحث انتخاب بين الگوي اثرات ثابت و اثرات تصادفی بپردازد. فرض اصلی در الگوي اثرات ثابت این است که جزء خطا می تواند با متغيرهاي توضيحی همبسته باشد البته با جزء خطاي ثابت در زمان مثال جنسيت فرد در طی زمان تغيير نمی کند یا رنگ پوست شخص اما در الگوي اثرات تصادفی فرض می شود که همبستگی بين جزء خطاء با متغيرهاي توضيحی وجود ندارد. آزمون هاسمن از معيار کاي-دو استفاده می کند در صورتی که احتمال آماره آزمون بيش از 0.05 باشد در سطح معنی داري 95 درصد می توان اثرات تصادفی را به اثرات ثابت ترجيح داد در غير این صورت اثرات ثابت انتخاب می شود.

در آزمون هاسمن رد فرضيه صفر بيانگر استفاده از اثرات ثابت است. در جدول زیر نتایج حاصل از این آزمون براي هر یک از فرضيه هاي تحقيق ارائه گردیده است. با توجه به این که سطح احتمال آماره این آزمون براي تمام فرضيات کمتر از سطح خطاي 0/05 می باشد روش اثرات ثابت باید در تخمين مدل ها مورد استفاده قرار گيرد. جدول 3: نتایج آزمون هاسمن براي فرضيه هاي تحقيق نتیجه سطح خطا )احتمال( آماره اثرات ثابت 0/000 279/19 فرضیه اول اثرات ثابت 0/000 208/96 فرضیه دوم نتایج آزمون مفروضات رگرسیون خطی چندگانه همانطورکه قبال گفته شد فرضيههاي این تحقيق در قالب روابط رگرسيونی مشخص مدلبندي شده است و بنابراین الزم است که پيش از آزمون این روابط رگرسيونی و تحليل نتایج آنها مفروضات بنيادي این روابط مورد بررسی قرار گيرند. لذا در این بخش مفروضات رگرسيون خطی تحقيق به شرح زیر مورد بررسی قرار خواهد گرفت: میانگین )امید ریاضی( خطاها صفر باشد. به عبارت دیگر E(ei)= 0 ميانگين و انحراف معيار توزیع فراوانی مقادیر استاندارد خطاهاي مدل ها به ترتيب برابر با صفر و یک میباشد. جدول : 4 آمار خطاهاي رگرسيون خطی مدل 1 )با متغير تعداد مدیران غيرموظف( Residuals Statistics(a) Minimum Maximu m Mean Std. Deviation Predicted Value -26.5653 200.0419 22.100921 6 20.6546 475 Residual -179.6001 478.7053.00000000 64.5583 475 Std. Predicted Value -2.356 8.615.000 1.000 475 Std. Residual -2.752 7.335.000.989 475 a Dependent Variable: Ri N جدول : 5 آمار خطاهاي رگرسيون خطی مدل 2 )با متغير درصد سرمایه گذار نهادي( Residuals Statistics(a) Minimu m Maximu m Mean Std. Deviation Predicted Value -26.762 198.931 22.100 475 20.5911 9 Residual -180.053 479.098.000 64.5786 475 Std. Predicted Value -2.373 8.588.000 1.000 475 Std. Residual -2.758 7.338.000.989 475 a Dependent Variable: Ri N

آزمون معناداری مدل های رگرسیونی تحقیق همانطورکه گفته شد براي بررسی فرضيات تحقيق از روابط رگرسيونی استفاده میشود. بنابراین روابط رگرسيونی نقش بسزایی در نتایج اصلی تحقيق دارد و وجود رابطه معنادار در آنها تاثير زیادي بر اعتبار تحقيق خواهد داشت. لذا در اینجا الزم است که معناداري این مدلها آزمون شود. به همين سبب آزمون فرضيههاي آماري زیر در این بخش توصيه میشود: = 0 α7 H0 : α0 = α1= α2 = = مدل معناداري وجود ندارد : H1 همه ضرایب مدل با هم صفر نيستند مدل معناداري وجود دارد در این قسمت براي آزمون معناداري مدل ها از آزمون F استفاده خواهد شد و در صورتیکه سطح معناداري F کمتر از 0/05= α باشد فرض صفر فوق در سطح اطمينان 95 درصد رد خواهد شد و فرض مقابل آن که معناداري مدل را تائيد میکند قابل پذیرش خواهد بود. جداول آماري مربوط به آزمون F براي مدل هاي تحقيق در زیر آورده شده است: جدول : 6 نتایج آماري مربوط به آزمون معنی داري مدل 1 معنی شاخص آماری و نتیجه نتیجه آماره آزمون داری نوع آزمون 0.000 4.634 مدل معنی دار است فيشر جدول : 7 نتایج آماري مربوط به آزمون معنی داري مدل 2 آماره آزمون شاخص آماری و نتیجه نوع آزمون 4.603 فيشر معنی داری نتیجه 0.000 مدل معنی دار است جدول : 8 نتایج آماري مربوط به آزمون معنی داري مدل 3 آماره آزمون شاخص آماری و نتیجه نوع آزمون 4.644 فيشر داری معنی نتیجه 0.000 مدل معنی دار است با توجه به نتایج تحليل واریانس انجام شده آماره F مدل رگرسيون اعمال شده براي مدل شماره )1( 4.634 براي مدل شماره )2( 4.603 سطح معنی داري آنها نزدیک به صفر )sig=0.000( بدست آمده است. به دليل اینکه براي مدلها سطح معناداري کمتر از 0/05= α میباشد معناداري این مدلها در سطح خطاي مورد نظر تائيد میگردد. نتایج آزمون فرضیات تحقیق قبل از بيان نتایج آزمون فرضيات اول دوم و سوم یک بار دیگر بيان میشود: فرضیه اول: بين تعداد مدیران غيرموظف و ارزش موجودي نقد نگهداري شده در شرکت ها رابطه معنا داري وجود دارد. فرضیه دوم: بين درصد سرمایه گذاري نهادي و ارزش موجودي نقد نگهداري شده در شرکت ها رابطه معناداري وجود دارد. فرضيات فوق با استفاده از اجراي مدل رگرسيون در نرم افزار مربوطه ضرایب مدل برآورد و نوع روابط پيش بينی شده بررسی می گردد. پس از اجراي مدل رگرسيون خطی چندگانه نتایج مدل هاي مربوط به فرضيات فوق در جداول مربوط ارائه شده است. جداول مربوطه به ترتيب فرضيات در زیر ارائه شده اند.

جدول 9: نتایج اجراي مدل شماره 1 )فرضيه اول( متغیر عدد ثابت AC AE ANA AI AD Ct Li NF CiACi LiACi GOV1ACi مدل شماره 1 معنی داری آماره t ضریب 0.002 3.160 37.677 0.072 1.791 92.373 0.074 1.781 1.498 0.806 0.246 1.624 0.774 0.288 4.239 0.000 5.608 3044.3 0.065 1.849 62.777 0.013-2.494-45.664 0.081-1.749-0.660 0.094-1.685-16.151 0.031 2.141 121.01 0.046 2.040 176.276 همانگونه که از جدول 9 بر می آید متغير تعداد مدیران غيرموظف داراي ضریب برآوردي رگرسيون به عدد 176.276 می باشد به گونه اي که آماره t محاسبه شده براي این متغير در سطح خطاي کمتر از 5 درصد )سطح خطاي قابل قبول( معنی دار می باشد. این ضریب داراي عالمت مثبت می باشد به این معنی که رابطه متغير تعداد مدیران غيرموظف با مازاد بازده تعریف شده به صورت مستقيم می باشد.به عبارت دیگر هر چه ميزان تعداد مدیران غيرموظف بيشتر باشد مازاد بازده بدست آمده نيز بيشتر خواهد شد. از آنجا که در این تحقيق ارزش وجه نقد نگهداري شده را بر اساس ميزان مازاد بازده بدست آمده ارزشگذاري می شود از این رو می توان این گونه اظهار کرد که متغير تعداد مدیران غيرموظف با ارزش وجه نقد نگهداري شده رابطه اي مستقيم و معنی دار دارد. پس به نظر می رسد که فرضيه اول تأیيد می گردد. عالوه بر متغير تعداد مدیران غيرموظف سایر متغيرها به استثناء متغيرهاي خالص دارایی ها و هزینه بهره داراي رابطه اي معنی دار می باشند. جدول : 10 نتایج اجراي مدل شماره 2 )فرضيه دوم( مدل شماره 2 ضریب آماره t معنی داری متغیر 0.002 3.162 37.713 عدد ثابت 0.045 2.009 1.197 AC 0.097 1.352 1.115 AE 0.797 0.257 1.700 ANA 0.884 0.146 2.136 AI 0.000 5.615 3048.92 AD 0.061 1.876 63.731 Ct 0.012-2.516-46.052 Li R 2 تعدیل شده: 0.151

0.671-0.425-0.624 0.072-1.731-29.637 0.064 1.813 132.088 0.018 2.377 126.314 R 2 تعدیل شده: 0.15 NF CiACi LiACi GOV2ACi جدول 10 نتایج رگرسيون اجرا شده مدل شماره 2 براي بررسی عامل درصد سرمایه گذاري نهادي را نشان می دهد. همانگونه که از نتایج برمی آید ضریب محاسبه شده براي متغير درصد سرمایه گذاري نهادي )126.314( داراي عالمت مثبت می باشد که نشانگر رابطه مستقيم این متغير با متغير وابسته مدل یعنی مازاد بازده می باشد. به عبارت دیگر هر چه ميزان درصد سرمایه گذاري نهادي بيشتر باشد مازاد بازده بيشتري حاصل خواهد شد. آماره t بدست آمده براي این ضریب )2.377( نيز معنی داري این متغير را براي سطح اطمينان باالي 95 درصد نشان می دهد. از این رو متغير درصد سرمایه گذاري نهادي با متغير مازاد بازده داراي رابطه اي مستقيم و معنی دار می باشد. بنابراین می توان این گونه ابراز داشت که فرضيه دوم در سطح خطاي قابل قبول تأیيد می گردد. پیشنهادهای تحقیق از آنجایی که تعداد اعضاي غير موظف هئيت مدیره بر ارزش نگهداري موجودي نقد تأثير مثبت دارد پيشنهاد می گردد سرمایه گذاران به خرید سهام شرکتهاي مبادرت ورزند که از سيستم حاکميت شرکتی قوي برخوردارند و تعداد اعضاي غير موظف بيشتري دارا باشد چرا که ارزش شرکت در قالب ارزش هر سهم خود را نشان می دهد و موجبات افزایش ثروت سهامداران را فراهم می سازد. از آنجایی که سرمایه گذاران نهادي بر ارزش نگهداري موجودي نقد تأثير مثبت دارد پيشنهاد می گردد سرمایه گذاران به خرید سهام شرکتهاي مبادرت ورزند که از سيستم حاکميت شرکتی قوي برخوردارند و سرمایه گذاران نهادي بيشتري دارا باشد چرا که ارزش شرکت در قالب ارزش هر سهم خود را نشان می دهد و موجبات افزایش ثروت سهامداران را فراهم می سازد. منابع 1. اسماعيل زاده مقري علی. جليلی محمد. زند عباس آبادي عباس. )1389(. بررسی تاثير حاکميت شرکتی بر کيفيت سود در بورس اوراق بهادار تهران مجله حسابداري مدیریت سال سوم شماره هفتم صص 79-91. 2. اعتمادي حسين. رسائيان امير.کردتبار حسين.) 1389 (. رابطه برخی از ابزارهاي حاکميت شرکتی و نقد شوندگی سهام. مجله توسعه وسرمایه شماره 5 صص 31-59. 3. باباجانی جعفر. عبدي مجيد.) 1389 (.رابطه حاکميت شرکتی و سود مشمول ماليات شرکت ها. مجله پژوهش هاي حسابداري مالی شماره 5 صص 65-86. حساس یگانه یحيی 4.رئيسی زهره حسينی سيدمجتبی. )1388(. رابطه بين کيفيت حاکميت شرکتی و عملکرد شرکتهاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران فصلنامه علوم مدیریت ایران سال چهارم شماره 13 صص 100-75. 5. قائمی محمدحسين شهریاري مهدي.) 1388 (. حاکميت شرکتی و عملکرد مالی شرکت ها. مجله پيشرفت هاي حسابداري دوره اول شماره اول پياپی 57 صص 113-128.

6. مرادزاده فرد مهدي. ناظمی اردکانی مهدي. فرزانی حجت اله. غالمی حسين آباد رضا.) 1388 (. بررسی رابطه ي بين مالکيت نهادي سهام و مدیریت سود در شرکت هاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی هاي حسابداري و حسابرسی دوره 16 شماره 55 صص 85-98. 7. ملکيان اسفندیار. احمدپور احمد محمدي منصور. )1390(. بررسی رابطه بين وجه نقد نگهداري شده و عوامل تعيين کننده آن در شرکت هاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. تحقيقات حسابداري و حسابرسی شماره 11 صص..96-109 8. Bigelli, M. and Sachez-Vidal, J. (2012). Cash holdings in private firms, Journal of Banking & Finance, Vol. 36, PP. 26-35. 9. Chen, Y. R. and Chuang, W. T. (2009). Alignment or entrenchment? Corporate governance and cash holdings in growing firms, Journal of Business Research, Vol. 62, PP. 1200-1206. 10. Drobetz, W. and Grininger M. C. (2007). Corporate cash holdings: Evidence from Switzerland, Financial Markets Portfolio Management, Vo. 21, PP 293-324. 11. Fresard, L. and Salva, C. (2010). The value of excess cash and corporate governance: Evidence from US cross-listings, Journal of Financial Economics, Vol. 98, PP. 359-384. 12. Isshaq, Z.; Bokpin, G. A. and Onumah, G. M. (2009). Corporate governance, ownership structure, cash holdings, and firm value on the Ghana Stock Exchange, The Journal of Risk Finance Vol. 10 No. 5, 2009 pp. 488-499 13. Jensen, M. C. (1986). Agency Costs and Free Cash Flow,Corporate Finance and Takeovers, American Economic Review, No. 76PP: 659-665. 14.Jiang, W.; Lee, p. and Anandarajan, A.(2008). The association between corporate governance and earnings quality: Further evidence using the GOV-Score, Advances in Accounting, incorporating Advances in International Accounting, Vol. 24, PP.191 201.