بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده

ژپو ه شاهی تج ربی حسابدا ری سال چهارم شماره 13 پا یی ز 1393 صص 23 43 بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده مهدی مشکی میاوقی * سمانه الهی رودپشتی ** تاریخ دریافت: 93/05/03 تاریخ پذیرش: 93/08/11 چکیده هدف اصلی اين پژوهش بررسی اثر محافظهکاری بر ارزش بازار موجودی نقد نگهداری شده میباشد. نمونه آماری پژوهش شامل 94 شرکت می باشد که در طی دوره زمانی 1385 لغايت 1391 از بین شرکته یا پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده است. در پژوهش حاضر با استفاده از دادههای ترکیبی و روش حداقل مربعات تعمیم يافته به بررسی صحت يا سقم فرضیههای پژوهش پرداختهشد. يافتههای پژوهش حاکی از آن است که تغییر يک ريال در وجه نقد نگهداری شده منجر به ايجاد تغییرات کمتری در ارزش بازار آن میشود. همچنین نتايج نشان میدهد که محافظهکاری ارزش بازار يک ريال اضافی در وجه نقد نگهداری شده را افزايش میدهد. واژههای کلیدی: موجودی نقد نگهداری شده محافظهکاری حسابداری ارزش نهايی. طبقهبندی موضوعی:,G30 M41 * استادیار مالی دانشگاه پیام نور رشت ون) یسنده مسئول( ir( )m_meshki@pnu. ac. ** کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی- گرایش مالی دانشگاه آزاد اسالمی رشت com( )samaneh_elahi@yahoo.

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 24 مقدمه بدون ترديد موجودی نقد يکی از سررریالترين دارايیهای مالی شررررکتها می باشرررد. اين ويژگی موجودی نقد اهمیت فوق العادهای را به آن بخشرریده اسررت. توانايی اخذ تصررمیمات مالی بهینه و بهموقع به مقدار زيادی تحت تاثیر آن قرار دارد. درصررورتی که شرررکتی با کمبود نقد مواجه باشرد قادر نخواهد بود از فرصرتهای سررمايهگذاری خود اسرتفاده کند و يا ديگر نیازهای مالی خود را تامین نمايد بنابراين اين کمبود تاثیر منفی روی ارزش شررررکت خواهد داشت. هرچند وجود موجودی نقد در تراز مالی همه شرکتها مهم بوده و ضروری است اما میزان اهمیت وجود اين دارايی میتواند برای شرکتهای مختلف تغییر کند. وجود وجه نقد مازاد برای يک شرکت میتواند ن شانهای مبهم برای بازار تلقی شود. زيرا هم میتواند دارای جنبههای مثبت و هم جنبههای منفی باشررد. نگهداشررت وجه نقد مازاد در شررکتها میتواند از سروی بازار نشرانهای باشرد مبنی بر اينکه اينگونه شررکتها از ريسرک کمتری برخوردار از طرف هستند زيرا توانايی بیشتری در مواجهه با مشکالت مالی احتمالی آتی دارند. ديگر وجود وجه نقد مازاد در شررکتها میتواند تاثیر منفی بر عملکرد شررکتها بواسرطه بروز مشرکالت نمايندگی برای آنها داشرته باشرد( جنسرن 1986(. میکلسرون و پار )2003( در تحقیق خود نشان دادند که شرکتهايی که سطح بیشتری از وجه نقد را نگهداری مینمايند عملکرد بهتری نیز از خود نشان میدهند. آنان بر اين باورند که سطح بهینه وجه نقد برای شرررکتها وجود ندارد و عملکرد شرررکتها با افزايش در سررطح افزايش میيابد. نگهداشررت وجه نقد مهمترين عامل نگهداری وجه نقد مازاد عدم تقارن اطالعاتی 1 و مشکالت ناشی از آن است. وجود عامل مزبور منجر به تحصرریل وجه نقد پر هزينه میشررود در چنین شرررايطی شرررکت ممکن اسررت دارايیهای جاری خود را به قصررد کاهش هزينههای تامین مالی برون سررازمانی افزايش دهد. مزيت عمده نگهداری وجه نقد در بازارهای سررررمايه ناکارا افزايش توانايی شررکت برای اسرتفاده از فرصرتهای سررمايهگذاری ارزشرمند و پرهیز از تامین مالی خارجی گران قیمت است با اين وجود نگهداری وجه نقد هزينههايی نیز در بردارد برای مثال مديران و سهامداران کنترلی ممکن است با انگیزههای فرصتطلبانه و سودجويانه و در راستای دستیابی

25 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز به اهداف شرخصری خود اقدام به نگهداری وجه نقد نمايند اهدافی که لزوما منطبق با اهداف شرکت نمی با شد )جنی و همکاران 2009(. بر اين ا ساس نگهداری بیش از اندازه وجوه نقد میتواند نشررانهای از عدم تخصرریص کارای منابع بوده و هزينههايی را بر شرررکت تحمیل نمايد )ازکان و همکاران 2004(. نتايج پژوهشهای باتاچاريا و همکاران )2003( فرانسررریس و هم کاران ) 2004 و 2005( و اوز کان و اوز کان )2004( نشررران مید هد افزايش عدم ت قارن اطالعاتی انگیزه نگهداری دارايیهای نقدی بااليی را برای شرکتها ايجاد میکند. به عبارت ديگر وجود عدم تقارن اطالعاتی باعث افزايش هزينه سرمايه شرکت شده و تأمین وجوه از بازارهای مالی به نفع شرکت نخواهد بود بنابراين شرکتها ترجیح میدهند دارايیهای نقدی زيادی نگهداری کنند تا در مواقع الزم وجوه مورد نیاز خود را از منابع داخلی تأمین کنند )اوزکان و اوزکان 2004(. از سوی ديگر ا ستفاده از ا صل محافظهکاری در گزار شگری مالی در صورتی که موجب کاهش عدم تقارن اطالعاتی گردد تأمین مالی را برای شررررکتها تسرررهیل نموده و میزان نگهداری وجه نقد تو سط شرکتها را کاهش میدهد. برخی از مطالعات انجام شده )فالکندر و ونگ 2006( نشرران میدهد که ارزش بازار يک ريال سرررمايهگذاری در وجه نقد کمتر از به مبلغ ارزش اسمی يک ريال است يعنی به ازای هر واحد افزايش در وجه نقد ارزش نهايی 2 کمتری افزايش میيابد. اين يافته منطبق با فرضیه جريان نقد آزاد جنسن است که عنوان میکند جريانهای نقدی آزاد دارای اثر معکوسی بر کارايی تصمیمات سرمايهگذاری است. مطالعات میتواند باعث تعديل در میزان کاهش لويس و ارکان )2012( ن شان میدهد که محافظهکاری 3 ارزش نهايی وجه نقدی شود که به ازای افزايش در موجود نقد اتفاق می افتاد. بر اساس مباحث فوق هدف اصلی پژوهش پاسخ به اين سئوال است که»آيا محافظهکاری را افزايش میدهد «. ارزش نهايی يک ريال اضافی در وجه نقد نگهداری شده 4 در اين مقاله ابتدا به تشريح مفاهیم نظری و نیز پیشینه پژوهش پرداخته شده و سپس به منظور پا سخ به سؤالهای پژوهش فر ضیههای تدوين شده مورد آزمون قرار گرفته ا ست. در نهايت در بخش پايانی خالصه نتايج حاصل از پژوهش و آزمون فرضیهها و نیز پیشنهادهای الزم ارائه گرديده است.

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 26 مبانی نظری و پیشینه پژوهش سرمايهگذاران و ساير فعاالن بازار ممکن ا ست درک در ست و يک سانی از نو سانهای رخ داده در سررطح بهینه نگهداشررت وجه نقد و تاثیر آن بر عملکرد شرررکتها نداشررته باشررند. در صورتیکه همین انحرافات تا حدود زيادی میتواند ن شانههايی از نو سانات موجود در عملکرد جاری و آتی شرکتها را ن شان دهد. طبق نظريه موازنه اي ستا 5 شرکتها میزان بهینه وجه نقد خود را با برقراری يک موازنه میان منافع و هزينه نگهداری وجه نقد تعیین میکنند. در حقیقت شررررکتها سرررطح بهینه وجه نقد خود را با تعیین میزان اهمیت هزينههای نهايی و منافع نهايی ناشرری از نگهداری وجه نقد تنظیم میکنند. نکته مهم اين اسررت که سررطح مطلوبی از وجه نقد برای شرررکتها وجود دارد که در آن مديريت براسرراس تحلیل هزينه منفعت و افزايش ارزش شرکت نسبت به نگهداری آن تصمیمگیری میکند )جانی و همکاران 2004(. نگهداری وجه نقد از احتمال بحران مالی میکاهد و به عنوان ذخیره امن برای مواجه با زيانهای غیر منتظره به شمار میرود. مديريت برای حداکثرسازی ثروت سهامداران بايد مانده وجه نقد شرکت را به نحوی تنظیم نمايد که منافع نهايی ناشی از نگهداری وجه نقد با هزينه نهايی آن برابر شود )آپلر و همکاران 1999(. ارزش نهايی وجه نقد ارزش بازار يک ريال وجوه نقد تح صیل شده میبا شد. در بازارهای ارزش نهايی يک ريال وجه نقد برای سررهامداران بايد دقیقا برابر يک ريال بدون اصررطکاک 6 باشرد )پینکويتز و ويلیام 2004(. دلیل برابری ارزش نهايی و ارزش اسرمی در بازارهای مزبور اين اسرت که بازارهای بدون اصرطکاک بازارهای کامل و کارايی هسرتند که عالوه بر وجود اطالعات متقارن و نبود هزينههای نمايندگی هزينه معامالت در آن صرفر و يا اندک میباشرد. در اين گونه بازارها منافع حا صل از تح صیل يک ريال وجه نقد برابر هزينه حا صل از تح صیل آن يک ريال وجه نقد میباشد )باتز و همکاران 2011(. نگهداری دارايیهای نقدی هزينههای خاص خود دارد به نحوی که نگهداری زياد وجه نقد منجر به تضررراد نمايندگی بین مديران و سرررهامداران میگردد. اين امر به نوبه خود منجر به افزايش اختیارات مديريت شده و در نهايت ممکن ا ست به منافع سهامداران آ سیب وارد کند. به عبارت ديگر از آنجا که وجوه نقد دارای نرخ بازده پايینی بوده و به طور آشرکاری بر بازده

27 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز بازار و همچنین بر عملکرد مالیاتی شررررکتها اثرگذار اسرررت لذا نگهداری وجه نقد باال میتواند منجر به ايجاد هزينه فرصت برای شرکت شود. از طرف ديگر عدم نگهداری وجه نقد برای شرکتهايی که با محدوديت تامین مالی روبرو ه ستند ممکن ا ست باعث از د ست رفتن فرصتهای سرمايهگذاری آنان شده و بر بازده شرکت تاثیر منفی داشته باشد )بولو و همکاران.)1391 اين محافظهکاری در رايجترين تعريف خود برخورد متمايز با شناسايی سودها و زيانها است. برخورد نامتقارن نا شی از قابلیت رسیدگی نامتقارنی است که برای سودها و زيانها در نظر گرفته میشود )واتز 2003(. محافظهکاری حسابداری با تسهیل نظارت سرمايهگذاران و اداره بهتر امور خو شبینی مديران را ن سبت به عملکرد مالی شرکت محدود میکند( جیمی 2010(. اگر محافظهکاری حسرابداری موجب افزايش نظارت سررمايهگذاران شرود در اين صورت آنها بايد تمايل بی شتری به سرمايهگذاری دا شته با شند در اين شرايط انتظار بر اين اسرررت که ارزش نهايی موجودی نقد افزايش يابد )ثقفی و نادری کروندان 1390(. از سررروی ديگر محافظهکاری ح سابداری با انتخاب و به کارگیری م ستمر رويههای ح سابداری منجر به گزارش خالص دارايیها به ارز شی کمتر از ارزش اقت صادی خود خواهد شد و با ايجاد ذخاير پنهان موجب ارائة کمتر سود در ساله یا میشود. به اولیة عمر دارايی و ارائة بیشتر سود در ساله یا آتی نتايج مطالعه رضرررازاده و آزاد )1387( حاکی از وجود رابطه ی مثبت و معنی دار میان عدم تقارن اطالعاتی بین سرررمايهگذاران و سررطح محافظهکاری اعمال شررده در صررورتهای مالی ا ست. عالوه بر اين نتايج ن شان میدهد که طبق پیشبینی آنها تغییر عدم تقارن اطالعاتی بین سرمايهگذاران موجب تغییر در سطح محافظهکاری می شود. نتايج مزبور بیانگر اين است که به د ن با ل افز ايش ع د م ت قارن ا ط ال عا تی ب ین سر ررر ما ي ه گذاران ت قا ضررر ا ب ه اع ما ل م حاف ظ ه کاری درگزارشرگری مالی افزايش میيابد و بدين ترتیب سرودمندی محافظهکاری به عنوان يکی از خصوصیات کیفی صورتهای مالی مورد تائید قرار میگیرد. حسنی و همکاران )1390( به بررسی نقش حسابداری محافظهکارانه در تصمیمگیری نسبت سطح نگه داشت وجه نقد پرداختند. تصمیمگیری نسبت به سطح نگه داشت وجه نقد يکی

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 28 از دسته تصمیمات مالی شرکتها و مرتبط با تصمیمات سرمايهگذاری به شمار میرود. نتايج ن شان دهندة رابطة معکوس بین محافظهکاری ح سابداری با وجه نقد نگهداری شدة پايان دوره و تغییرات وجه نقد طی دوره دارد. نتايج مطالعه رحیمیان و همکاران )1391( نشررران داد که نقدينگی زياد موجب افزايش توان رقابتی شررررکت در به دسرررت آوردن پروژههای سررررمايهگذاری با بازده باالتر و جلب توجه سرمايهگذاران بالقوه و در نهايت کسب بازده بیشتر سهام میشود. به عبارت ديگر شرکتهايی که وجه نقد بیشتری نگهداری میکنند نسبت به ساير شرکتها بازده سهام بیشتری نیز دارند. مهرانی و همکاران )1392( به بررسررری رابطه محافظهکاری درگزارشرررگری مالی و میزان نگهداشررت موجودی نقد پرداختند. نتايج پژوهش که در طی دوره زمانی 1384 تا 1389 انجام گرفت نشان میدهد که محافظهکاری بر میزان نگهداشت وجه نقد تاثیر نداشته است. همتی و يو سفی راد )1392( با انتخاب نمونهای م شتمل بر 120 سطح نگهدا شت وجه نقد بر بازده غیرعادی در طی ساله یا 1385 شرکت اقدام به برر سی اثر تا 1389 کردند. يافتههای پژوهش آنها نشان میدهد که بین سطح وجه نقد نگهداری شده شرکت و بازده غیر عادی آن ارتباط معناداری وجود ندارد. نتايج مطالعه پنمن و ژانگ )2002( حاکی از آن است که محافظهکاری موجب کاهش سود شرررده و در نتیجه سرررودهای محافظهکارانه دارای کیفیت باالتری هسرررتند. محافظهکاری ح سابداری با ر شد سرمايهگذاری پنهانی را خلق میکند. که میکل سون و پار سود و نرخ بازده ح سابداری را کاهش میدهد و اندوخته )2003( در تحقیق خود ن شان دادند که شرکتهايی که سطح بی شتری از وجه نقد را نگهداری مینمايند عملکرد بهتری نیز از خود نشررران میدهند. آنان بر اين باورند سطح بهینه وجه نقد برای نگهداشت وجه نقد افزايش میيابد. شرکتها وجود ندارد و عملکرد شرکتها با افزايش در سطح

29 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز لوئیس و همکاران )2009( در مطالعه روی 1068 شرررکت آمريکايی طی سرراله یا 1998 تا 2006 رابطه محافظهکاری حسرررابداری را با دارايیهای نقدی مورد بررسررری قرار دادند. نتايج پژوهش آنها نشان داد که شرکتهای محافظهکارتر دارای وجه نقد بیشتری هستند. نتايج مطالعه سررری موتین )2010( حاکی از آن اسر رر ت ک ه يک ار ت با ط م ث ب ت ما ب ین و ج ه ن ق د ا ضافی شرکت و بازده آينده سهام وجود دارد. شرکتهای با وجه نقد ا ضافی بی شتر ضريب بتای بازار بی شتر دارند و بازده کمتری در خالل دوره رکود اقت صادی بازار به د ست میآورند. او دريافت که فعالیتهای سررررمايه گ ذ ار ی آي ن ده ب ه ط ور ق و ی و م ث ب تی در ار ت با ط با و ج ه ن ق د اضافی است اما ارتباط مهمی مابین وجه نقد اضافی و سود دهی آينده مشاهده نکرد. نتايج مطالعه پاالزو )2011( حاکی از آن اسرررت يک ارتباط مثبت بین موجودی نقد و بازده سرهام مورد انتظار وجود دارد. همچنین او بیان کرد که شررکتهای پر ريسرک بیشرتر محتمل است تا از وجوه اضافی برای تامین مالی استفاده کنند. نتايج مطالعه لوئیس و همکاران )2012( حاکی از آن ا ست که ارزش بازار يک دالر ا ضافی در موجودی نقد کمتر از يک دالر اسرررت. مطالعات همچنین نشررران میدهد که محافظهکاری حسرررابداری میتواند مشرررکالت نمايندگی را کم کرده و انگیزه الزم را برای مديران جهت تصرمیمات سررمايهگذاری موثر فراهم کند. آنها همچنین دريافتند که محافظهکاری می تواند ارزش بازار يک دالر اضافی در موجودی نقد را افزايش دهد. با توجه به پیشینه پژوهش انتظار است که ارزش بازار يک ريال اضافی در وجه نقد کمتر از ارزش اسرررمی يک ريال بوده و محافظهکاری موجب افزايش ارزش بازار يک ريال وجه نقد شود. همچنین پیشبینی می شود که رابطه مثبتی بین وجه نقد نگهداری شده با بازده غیرعادی سهام وجود داشته باشد. روش پژوهش اين پژوهش براسررراس هدف از نوع کاربردی و از لحاظ روش گردآوری اطالعات از نوع تحقیقات توصریفی بوده و هدف اصرلی آن تعیین وجود میزان و نوع رابطه بین متغیرهای مورد

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 30 آزمون اسرت که جهت انجام آن از رگرسریون چند متغیره و نرم افزار Eviews اسرتفاده شرده اسررت. دادههای اسررتفاده شررده در اين پژوهش از نوع دادههای تلفیقی Data( )Panel بوده و برای تخمین ضرايب متغیرهای پژوهش روش حداقل مربعات تعمیم يافته برآوردی )EGLS( به کار گرفته شده است. فرضیههای پژوهش هدف اصرلی اين پژوهش محاسربه ارزش نهايی يک ريال وجه نقد اضرافی و نیز بررسری اثر محافظهکاری بر ارزش نهايی يک ريال اضرررافی در وجه نقد نگهداری شرررده میباشرررد. براين اساس فرضیههای پژوهش حاضر به شرح زير در نظر گرفته شده است: فرضیه اول: ارزش بازار يک ريال وجه نقد کمتر از ارزش اسمی آن است. فرضررریه دوم: محافظهکاری ارزش بازار يک ريال اضرررافی در وجه نقد نگهداری شرررده را افزايش میدهد. جامعه و نمونه آماری پژوهش جامعه آماری پژوهش کلیه شرکتهای پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از سال 1385 تا پايان سرررال 1391 ب وده و ا ن ت خاب نم و ن ه از جام ع ه مز ب ور با ت و ج ه ب ه مع یار ها ی زير ا ن جا م گرفته است: 1. اطالعات کامل هر يک از شرکته یا مورد مطالعه موجود باشد. 2. پايان سال مالی سال مالی داده نشده باشد. شرکتهای مورد مطالعه 29 ا سفند ماه بوده و در طول دوره تحقیق تغییر 3. شررررکتها جزء شررررکتهای واسرررطهگری مالی )بانکها بیمهها سررررمايهگذاریها و لیزينگ( نباشند. )علت مستثنی کردن شرکتهای مزبور از لیست شرکتهای نمونه تفاوت در سرراختار سرررمايه اهرم مالی و نوع فعالیت اين دسررته از شرررکتها با سرراير شرررکتهای نمونه میباشد. اين موضوع میتواند به بهبود قابلیت مقايسه نتايج و تعمیمپذيری آن کمک نمايد(.

31 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز 4. شرررکت در طول دوره تحقیق وقفه عملیاتی بیش از 6 ماه نداشررته باشررد. از اين معیار به جهت دستیابی به اطالعات به روزتر در محاسبه بازدهی سهام و نیز بهبود کیفیت قابلیت مقايسه بازدههای غیر عادی شرکتها در طول دوره پژوهش استفاده شده است. در نهايت تعداد 94 شرررکت انتخاب شررد که با توجه به دوره 7 سرراله درنظرگرفته شررده مجموعا دادههای مربوط به 658 مشاهده سال- شرکت گردآوری و تجزيه و تحلیل شده است. مدل پژوهش و متغیرهای مورد بررسی در اين پژوهش برای آزمون فرضیهها به شرح زير استفاده شده است: از شکل بسط داده شده مدل فالکندر و ونگ )2006( رابطه )1(: ABRET ß ß C ß CON ß C * CON ß E ß NCA ß I i, t 0 1 i, t 2 i, t 3 i, t i, t 4 i, t 5 i, t 6 i, t ß D ß NF ß LAGE ß LAGC ß LAGL B C * LAGC 7 i, t 8 i, t 9 i, t 10 i, t 11 i, t 12 i, t i, t ß C * LAGL 13 i, t i, t i, t در رابطه فوق: :ABRET i,t نشان دهنده بازده غیر عادی سهام میباشد که از تفاضل بازده کل سهام با بازده بازار در طی يک دوره مشررخص بدسررت میآيد. بازده کل هر سررهم عادی با توجه به نوسرران قیمت سهام سود نقدی سود سهمی و افزايش سرمايه محاسبه میشود. بازدهی سهام بر حسب اينکه افزايش سرمايه قبل از تاريخ ت شکیل مجمع عادی يا بعد از آن با شد به ترتیب با توجه به رابطه )2( رابطه )3( r it r it t t t 1 t 1 روابط زير قابل محاسبه است: ( P D )(1 ) ( P C ) 100 P C Dt Pt (1 ) ( Pt 1 C ) 100 P C t 1

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 32 در رابطه فوق α ن شان دهنده در صد افزايش سرمايه از محل مطالبات و آورده نقدی β به معنای در صد افزايش سرمايه از محل اندوختهها و سود انبا شته و C مبین مبلغ ا سمی پرداخت شده توسط سهامدار از محل آورده نقدی يا مطالبات P t مبین قیمت سهم در پايان دوره 1-t P نشانگر قیمت سهم در ابتدای دوره و D t به معنای سود نقدی تقسیم شده در طی دوره میباشد. در نهايت بازده غیرعادی از رابطه زير بدست آمده است: ABRET R RM رابطه )4( i, t i, t t در رابطه فوق ABRET i,t بازده غیرعادی سررهام شرررکت I در دوره R I,t t بازده کل سهام شرکت I در دوره t و RM t بازده شاخص کل بازار سهام در دوره t می باشد. :ΔC i,t نشان دهنده تغییر در موجودی نقد در طول سال مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام درابتدای سال )1-t( است. :CON i t شررراخصررری برای اندازهگیری محافظهکاری حسرررابداری اسرررت. گیولی وهین درسررال 2000 میالدی روشرری برای اندازهگیری محافظهکاری با اسررتفاده ازاقالم تعهدی ارائه نمودند. طبق اين روش سطح محافظهکاری برا ساس اين شاخص از طريق فرمول ذيل محا سبه میشود: CON رابطه )5( it ACC TA it it ( 1) مبین در رابطه فوق CON it ن شان دهنده درجه محافظهکاری شرکت i در دوره ACC it t اقالم تعهدی عملیاتی )تفاوت سررود خالص عملیاتی و جريان نقدی عملیاتی بعالوه هزينه استهالک( و TA it نماينده ارزش دفتری دارايیها میباشد. :ΔE i,t نشان دهنده تغییر در سود و زيان ويژه قبل از کسر مالیات در طول سال مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام درابتدای سال مالی است. :ΔNCA i,t تغییر در دارايی غیر نقد )کل دارايیها منهای وجه نقد( در طول سال مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی می باشد.

33 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز :ΔI i,t مالی. :ΔD i,t مالی. تغییر در هزينه مالی در طول سال مالی تق سیم بر کل ارزش بازار سهام در ابتدای سال تغییر در س ود تق س یم ش ده نق د ی س ها م تق س یم بر کل ارزش باز ار س ها م در ا ب ت د ا ی سا ل :NF.i t خالص جريانهای نقدی حاصل از فعالیت تامین مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی. :LAGE متغیر وقفهای نسبت سود و زيان ويژه قبل از کسر مالیات به ارزش بازار سهام در پايان سال گذشته. :LAGC متغیر وقفهای موجودی وجه نقد به ارزش بازار سهام در پايان سال گذشته. :LAGL متغیر وقفهای اهرم بازار که نشررران دهنده نسررربت بدهیها به ارزش بازار دارايیها در پايان سال گذشته بوده و به صورت زير قابل محاسبه می باشد )باتز و همکاران 2011(: TD it, L TD i, t M i, t 1 رابطه )6( بوده و در رابطه فوق TD بیانگر مجموع ارزش دفتری بدهیهای کوتاهمدت و بلندمدت شررکت Mit, 1 نشان دهنده ارزش بازار سهام در ابتدای دوره میباشد. از آنجا که متغیر C در تعامل با متغیرهای LAGL و LAGC میباشرررد لذا بدون کنترل اثر متغیرهای مزبور تع ی ین اين م و ضر رر و ع ک ه آ يا ارزش ن هايی يک ر يا ل تغ ی یر در و ج ه ن ق د از لحاظ آماری متفاوت با ارزش اسمی يک ريال میباشد کار دشواری است. در اين پژوهش به منظور آزمون فرضیه اول پژوهش از مدل لويس و ارکان )2012( استفاده شده است. با استفاده از مدل مزبور ارزش نهايی يک ريال تغییر در وجه نقد نگهداری شرررده )MV( را می توان به شرح زير محاسبه نمود )لويس و ارکان 2012(: = MV رابطه )7( 1 ) 12 LAGC) - ) 13 LAGL)

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 34 در رابطه فوقLAGC ن شان دهنده میانگین متغیر ا وقفهی ن سبت وجه نقد به ارزش بازار سهام و LAGL متغیر وقفهای ا هر م باز ار می با شر رر د ک ه هر د و بر م ب نا ی ن تايج ار ا ئ ه شر رر ده در ن گاره 1 به C به ترتیب ضرايب متغیرهای 13 12 و 1 دست آمده است. همچنین متغیرهای C. LAGC و.C LAGL )به شرح نگاره 2( میباشد. در صورتی که ارزش نهايی محاسبه شده طبق مدل فوق کمتر از يک ريال باشرد فرضریه پژوهشری اول قابل رد نخواهد بود. همچنین به منظور آزمون فرضررریه دوم پژوهش الزم اسررت ارزش نهايی يک ريال وجه نقد در دو حالت قبل و بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری با هم مقايسرره شررود. در صررورتیکه ارزش نهايی يک ريال وجه نقد بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری نیز نمیتوان رد نمود. بی شتر محا سبه شود فر ضیه دوم را یافتههای پژوهش الف. آمار توصیفی به منظور تحل یل اطال عات اب تدا آ مار توصررریفی داده ها شرررا مل شررراخص های مرکزی شاخصهای پراکندگی و انحراف معیار محاسبه شده و در نگاره 1 ارائه گرديده است. نگاره )1(: آماره توصیفی دادههای پژوهش متغیرها میانگین میانه حداکثر حداقل انحراف معیار چولگی کشیدگی 39/75 4/62 2/27-3/36 8/85 0/45 2/83 ABRET 65/463 4/636 0/114-0/745 1/704 0/003 0/013 C 18/736-1/134 0/174-0/852 1/156-0/039-0/053 CON 41/425-0/836 0/410-2/739 3/541 0/021 0/014 E 24/653 0/164 0/972-5/021 4/026 0/164 0/264 NCA 78/547 4/636 0/096-0/963 1/651 0/006 0/025 I 39/472-1/947 0/004-0/052 0/041-0/004 D 41/729 0/945 0/537-3/924 4/165 0/042 0/089 NF 24/536 3/512 0/412-1/983 1/546 0/185 0/189 LAGE 53/630 5/572 0/213 5 1/237 0/045 0/075 LAGC 24/526-1/853 0/231 0/093 2/646 0/653 0/649 LAGL

35 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز نگاره مزبور آمار توصررریفی متغیرهای پژوهش را نشررران میدهد. همانگونه که مشررراهده میشررود ضررريب چولگی در رابطه با کلیه متغیرهای پژوهش بجزCON LAGL E D مثبت میبا شد اين مو ضوع حاکی از وجود چوله به راست و تمايل متغیرها به مقادير کوچکتر ا ست. همچنین مثبت بودن ضرايب ک شیدگی حکايت از اين مطلب دارد که توزيع متغیرها از توزيع نرمال بلندتر بوده و دادهها حول میانگین متمرکز شده است. ب. نتایج حاصل از آزمون فرضیه ها در نگاره 2 نتايج حاصل از تحلیل آماری برای آزمون دو فرضیه اول پژوهش ارائه شده است. بر مبنای نتايج بدست آمده شاخص نیکويی برازش مدل يعنی مقدار آماره F در سطح خطای آلفا برابر 5 درصد معنادار بوده و فرض خطی بودن مدل و نیز معنادار بودن آن تائید می شود. آماره دوربین- واتسون عدم وجود همبستگی بین خطاها را نشان داده و عامل تورم واريانس به دلیل نزديکی به عدد يک حکايت از عدم وجود هم خطی بین متغیرهای مستقل مدل رگرسیونی دارد. در مطابقت با نتايج پژوهش فالکندر و ونگ )2006( نتايج حاصل از آزمون فرضیههای پژوهش )پس از حذف متغیرهای اضافی( در هر دو حالت قبل و بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری نشان می دهد که تغییر يک ريال در وجه نقد نگهداری شده منجر به ايجاد تغییرات کمتری در ارزش بازار آن می شود. بر اين اساس در دو حالت 1 و 2 تغییر يک ريال در وجه نقد نگهداری شده به ترتیب منجر به تغییر 0/447 و 0/668 ريال در ارزش بازار آن می شود. ارزش نهايی هر ريال تغییر در وجه نقد نگهداری شده میتواند به شرح زير محاسبه شود: ارزش نهايی يک ريال تغییر در جوه نقد )حالت 1( =0/834 0/672 )0/075( 0/518 )0/649( =0/447 ارزش نهايی يک ريال تغییر در جوه نقد )حالت 2( =0/985 0/548 )0/075( 0/425 )0/649( =0/668 محاسبات فوق مويد اين مطلب است که ارزش نهايی يک ريال وجه نقد کمتر از ارزش اسمی يک ريال است. به عبارت ديگر يک ريال افزايش در وجه نقد ارزش شرکت را فقط معادل 44/7 يا 66/8 درصد ريال افزايش میدهد که دلیل اين موضوع میتواند وجود بازارهای ناقص 7 و عدم تقارن اطالعاتی باشد. بر اين اساس فرضیه اول پژوهش تايید میشود.

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 36 همچنین با توجه به رابطه 7 و نتايج به دست آمده میتوان ادعا نمود که با افزايش متغیر )LAGC میزان موجودی نقد که بر حسب نسبت وجه نقد به ارزش بازار سهام محاسبه شده( و نیز متغیر LAGL )اهرم مالی بازار( ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده )MV( کاهش میيابد. با اين وجود به نظر میرسد که عامل محافظهکاری سبب تعديل اثرات کاهنده دو عامل فوق بر ارزش بازار وجه نقد شود )لحاظ کردن متغیر محافظهکاری باعث افزايش ارزش نهايی وجه نقد از 45 درصد ريال به 67 درصد شده است(. نگاره )٢(: آزمون فرضیههای پژوهش- بهترین برازش Model:ABRET i,t=ß 0+ß 1 ΔC i,t +ß 2ΔC i,t*con i,t+ß 3ΔE i,t+ß 4ΔNCA i,t+ ß 5ΔI i,t+ß 6ΔD i,t+ß 7NF i,t+ß 8LAGE i,t +ß 9LAGC i,t+ß 10LAGL i,t+b 11ΔAC i,t*lagc i,t+ß 12ΔC i,t*lagl i,t+ I,t Method: Pooled EGLS (Cross-Section Effects) Linear estimation after one-step weighting matrix White cross-section standard errors & covariance (d. f corrected) بدون دخالت متغیر محافظه کاری با دخالت متغیر محافظه کاری آزمون هم خطی )حالت 2( )حالت 1( متغیر ضريب متغیر معنی داری ضريب متغیر معنی داری تلورانس عامل تورم واريانس - 1/262 1/278 1/073 1/119 1/001 1/121 1/253 1/132 1/011 1/019 1/375 1/119 1/137-0/792 0/782 0/932 0/893 0/992 0/892 0/798 0/883 0/989 0/942 0/823 0/893 0/879 P-Value 0/036 0/004 0/007 0/028 0/985-0/003 0/518 0/176 2/284-1/753-0/086 0/165 0/183-1/378-0/548-0/425-0/003 P-Value -- -- 0/005 0/007 0/030 0/040 0/031 0/834 -- -- 0/165 2/245-1/378-0/051 0/149 0/171-0/065-0/672-0/518-0/031 بدون دخالت متغیر محافظه کاری با دخالت متغیر محافظه کاری آماره :F 7/78 C C CON C*CON NCA D I NF LAGE LAGC LAGL C*LAGC C*LAGL AR (1) آماره :F 8/32 احتمال آماره: ضريب تعیین تعديل شده: 0/38 احتمال آماره: ضريب تعیین تعديل شده: 0/46 آماره :D. W 1/95 آماره :D. W 2/27

37 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز اين موضررروع میتواند با تکیه بر تئوری نمايندگی و کاهش تضررراد منافع بین سرررهامداران و مديران توجیه شرررود. به اين معنی که محافظهکاری نقش اطالعاتی داشرررته و انگیزه مديران در دستکاری اطالعات حسابداری را تقلیل و هزينههای نمايندگی ناشی از عدم تقارن اطالعاتی را کاهش میدهد )رضرررازاده و آزاد 1387(. کاهش عدم تقارن اطالعاتی و در نهايت افزايش کیفیت اطالعات به نوبه خود می تواند زمینه سرراز افزايش کارايی وجوه نقد و اسررتفاده موثر از آن شرررود. همچنین م حاف ظه کاری میتوا ند انگیزه اضرررافی برای ات خاذ تصرررمی مات کارای سرمايهگذاری ايجاد کرده و نظارت بر تصمیمات سرمايهگذاری مديريت را تسهیل نموده و در نهايت باعث بهبود ارزش نهايی وجه نقد میشود )لويس و ارکان 2012(. نتايج اين پژوهش با نتايج مطالعات سررریموتین )2010( پاالزو )2011( و فالکندر و وانگ )2006( مطابقت دارد که در آن پژوهش نشررران داده شرررد که ارزش نهايی وجه نقد می تواند کمتر از ارزش اسررمی يک ريال باشررد. همچنین بررسرری نتايج بدسررت آمده به تبعیت از نتايج پژوهش میکل سون و پار )2003( سی موتین )2010( پاالزو )2011( و لويس سان و ارکان )2012( نشران دهنده وجود رابطه مثبت و معناداری بین سرطح وجه نقد نگهداری شرده و بازده غیرعادی سهام میبا شد. اين مو ضوع ن شان میدهد که شرکتهايی که سطح بی شتری از وجه نقد را نگهداری مینمايند عملکرد بهتری نیز از خود نشان میدهند. مقايسه ضريب تعیین تعديل شده در دو حالت قبل و بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری نشررران میدهد که با دخالت دادن عامل محافظهکاری ضرررريب تعیین مدل افزايشررری معادل 8 درصرد داشرته اسرت. اين موضروع نشران دهنده اين مطلب اسرت که محافظهکاری حسرابداری دارای محتوای اطالعاتی اسرت. فرضیه پژوهشی دوم نیز قابل رد نمی باشد. بنابراين با توجه به نتايج به دسرت آمده می توان ادعا نمود که بررسی مفروضات کالسیک در اين پژوهش در ارتباط با نرمال بودن متغیرهای مدل از ق ضیه حد مرکزی ا ستفاده شد. بر ا ساس ق ضیه حد مرکزی میشررود مجموع و مقادير يک نمونه n تايی که از يک جامعه آماری انتخاب به طور تقريبی به يک توزيع نمونه گیری قرينه گرايش دارد. در قضرریه حد مرکزی

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 38 اگر يک نمونه n تايی از يک جامعه غیر نرمال با میانگین µ X و انحراف معیار شود وقتی nبزرگ باشد توزيع نمونهگیری میانگین نمونه ð X معین انتخاب X تقريبا به صورت نرمال توزيع خواهد شررد و همچنانکه حجم نمونه بزرگتر میشررود تقريب بیشررتر به نرمال نزديک شررده و دقیقتر میشود. بسیاری بر اساس يک قاعده سرانگشتی معتقدند که صرف نظر از توزيع جامعه آماری حداقل يک نمونه 30 تايی الزم اسرررت تا بتوان گفت توزيع آماره X نرمال اسرررت )عادل آذر و مومنی 1390(. بنابراين با توجه به اينکه تعداد نمونه در پژوهش حا ضر شامل 94 شرکت برای 7 سال میباشد متغیرهای پژوهش تقريبی از توزيع نرمال خواهند داشت. به منظور بررسی استقالل خطاها از يکديگر از آزمون دوربین واتسون )DW( استفاده شده که نتايج مربوط به آن در جداول مربوط به آزمون فرضیهها منعکس شده است. آزمون هم خطی متغیرهای مستقل به واسطه محاسبه تولرانس و عامل تورم واريانس انجام شده که با توجه به نزديکی عامل مزبور به عدد 1 عدم وجود هم خطی بین متغیرهای مستقل تايید میشود. همچنین در اين پژوهش به منظور رفع مسئله ناهمسانی واريانس به جای استفاده از روش حداقل مربعات معمولی )OLS( از روش حداقل مربعات تعمیم يافته )GLS( استفاده شده است. آزمون مانایی به منظور اطمینان از نتايج پژوهش و ساختگی نبودن روابط موجود در رگرسیون و معنی دار بودن متغیرها ا ق د ا م ب ه ا ن جا م آزم ون ما نايی و م حاسر رر ب ه ري شر رر ه و ا ح د م تغ یر ها ی پژ و هش گرد ي د )نگاره 3(. آزمون مانايی با استفاده از نرم افزار Eviews6 و روشه یا آزمون لوين لین و چو )2002( آزمون ايم پسران و شین )2003( آزمون ريشه واحد فیشر ديکی فولر تعمیم يافته و آزمون ري شه واحد فی شر- مانايی متغیره فلیپس پرون )1999( و چويی )2001( انجام گرديد. نتايج حا صل از آزمون در هر چهار روش نشان میدهد که متغیرهای پژوهش مانا بوده و لذا فرضیه صفر مبنی بر ريشه واحد داشتن متغیرها رد میشود.

39 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز متغیر لوين لین و چو** نگاره (3): آزمون مانایی متغیرهای پژوهش ايم پسران و شین روش آزمون فیشر-ديکی فولر فیشر-فیلیپس پرون آماره احتمال آماره احتمال آماره احتمال آماره احتمال 353/96 375/92-7/85-31/60 ABRET 711/94 0/016 564/58-15/42-48/88 C 485/41 435/58 0/002-9/91-34/33 CON 499/65 383/14-12/84-81/24 E 0/001 456/00 424/62-8/79-28/09 NCA 661/67 599/31 0/004-16/32-44/32 D 322/97 331/93-5/41-19/02 I 424/49 401/12-8/29-24/27 NF 270/82 327/97-4/91-19/10 LAGE 354/81 336/07-5/08-19/57 LAGC 225/41 349/48-6/031-26/24 LAGL نتیجه گیری و پیشنهادها هدف اين پژوهش برر سی میزان ارزش نهايی وجه نقد و نیز مطالعه نقش محافظهکاری و اثر آن بر رابطه ارزش نهايی يک ريال اضافی در وجه نقد نگهداری شده با بازدهی غیرعادی سهام بوده اسررت. بنابراين با جمع آوری اطالعات مالی 94 شرررکت در طی دوره زمانی 1385 لغايت 1391 و با اسرتفاده از دادههای ترکیبی و روش حداقل مربعات تعمیميافته به بررسری صرحت يا سقم فرضیات پژوهش پرداخته شد. نتايج حاصل از آزمون فرضیه اول نشان میدهد که ارزش نهايی يک ريال وجه نقد کمتر از ارزش ا سمی يک ريال ا ست که دلیل اين مو ضوع میتوا دن وجود بازارهای ناقص و عدم تقارن اطالعاتی باشد. مالی همچنین طبق نتايج به د ست آمده می توان ادعا نمود که افزايش میزان وجوه نقد و نیز اهرم باعث کاهش ارزش بازار وجه نقد نگهداری شرده میشرود. با اين وجود به نظر میرسرد که عامل محافظهکاری سبب تعديل اثرات کاهنده دو عامل فوق بر ارزش بازار وجه نقد شود. اين موضوع می تواند با تکیه بر تئوری نمايندگی و کاهش تضاد منافع بین سهامداران و مديران

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 40 توجیه شود. به اين معنی که محافظهکاری نقش اطالعاتی دا شته و انگیزه مديران در د ستکاری اطالعات حسررابداری را تقلیل و هزينههای نمايندگی ناشرری از عدم تقارن اطالعاتی را کاهش میدهد. کا هش ع د م ت قارن ا ط ال عا تی و در ن ها ي ت افز ايش ک یف ی ت ا ط ال عات ب ه ن و ب ه خ ود م ی تواند زمینه سرراز افزايش کارايی وجوه نقد و اسررتفاده موثر از آن شررود. همچنین محافظهکاری می تواند انگیزه اضرافی برای اتخاذ تصرمیمات کارای سررمايهگذاری ايجاد کرده و نظارت بر ت صمیمات سرمايهگذاری مديريت را ت سهیل نموده و در نهايت باعث بهبود ارزش نهايی وجه نقد میشود. با توجه به نتايج پژوهش حاضررر مشررخص گرديد که ارزشرری که سررهامداران به يک ريال وجوه نقد تحصریل شرده شررکت قائل هسرتند کمتر از ارزش اسرمی آن اسرت به همین دلیل مديران شررررکتها بايد با توجه به اين مهم در تحصررریل وجوه نقد در راسرررتای افزايش ارزش شرررکت برنامه ريزی نمايند. همچنین با توجه به کارکرد مهم محافظهکاری که منجر به کاهش عدم تقارن اطالعاتی سهولت دسترسی به منابع خارجی و عدم انباشت بیش از اندازه وجه نقد در شرررکتها شررده )رضررا زاده و آزاد 1387( و در نهايت به بهبود ارزش نهايی وجه نقد و تقويت رابطه بین وجوه نقد نگهداری شرده و بازده غیرعادی سرهام می انجامد به شررکتها و نیز نهادهای تدوينکننده ا ستانداردهای ح سابداری تو صیه می شود که به مفاهیم محافظهکاری اهمیت بیشرتری داده و نهادهای ناظر نیز بر اسرتفاده از مفاهیم مزبور در گزارشهای مالی توجه بیشتری اعمال نمايند. به پژوهشرگران پیشرنهاد میشرود که جهت محاسربه محافظهکاری از معیارهای ديگری نظیر معیار استوبر فلتهام و اولسون باسو بال و شیواکومار و نظاير آن نیز استفاده نمايند. همچنین به منظور آزمون فرضررر یه های تحقیق می توان از روش های ديگری نظیر داده های تابلويی پو يا وگشتاورهای تعمیم يافته )GMM( نیز استفاده کرد. محدودیتهای پژوهش در فرآيند پژوهش علمی مجموعه شرررايط و مواردی وجود دارد که خارج از کنترل محقق می باشرررد و لی ب ه ط ور با لق وه می ت و ا ن د ن تايج پژ و هش ر ا ت ح ت تا ث یر قر ار د ه د. برخی از اين محدوديتها ذاتی و برخی نا شی از شرايط محیطی و محدوديتهای زمانی پژوهش میبا شد.

41 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز ضرررورت دارد نتايج پژوهش علمی با مدنظر قرار دادن محدوديتهای موجود مورد تحلیل و بررسی قرار گیرد: 1- نبود يک پايگاه اطالعاتی منظم و سرررازمان يافته و با اطالعات قابل اتکا جهت دسرررتیابی محقق به اطالعات مورد نیاز شرکتها در يک حیطه زمانی مناسب. 2- متغیرهای محاسبه شده صرف نظر از آثار تورمی محاسبه گرديدهاند و از آنجا که کشور ايران جزء ک شورهای با تورم باال به شمار میرود و اين میتواند بر نتايج پژوهش اثر بگذارد و تعمیم نتايج را با محدوديتهايی همراه سازد. پی نوشت ها 1 3 5 7 Asymmetry Information Conservatism Static Trade-off Theory Imperfect Market 2 4 6 Marginal Value Cash holdings Frictionless Market منابع آذر عادل و مومنی انتشارات سمت. منصور )1390(. آمار و کاربرد آن در مديريت. جلد دوم چاپ پانزدهم تهران بولو قاسم باباجانی جعفر و محسنی ملکی بهرام )1391(. رابطه بین وجه نقد بیشتر و کمتر از حد بهینه با عملکرد آينده شرکته یا.7-29 :)11( پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجله دانش حسابداری 3 ثقفی علی نادری کروندان کاوه )1390(. محافظهکاری در گزارشگری مالی: مقايسه ديدگاه منافع قراردادی با ديدگاه تحريف اطالعات. پژوهشهای تجربی حسابداری مالی )2(: 1 9-28. رحیمیان نظام الدين صالح نژاد سیدحسن سالکی علی. )1388(. رابطه میان برخی ساز و کارهای حاکمیت شرکتی و عدم تقارن اطالعاتی شرکتهای پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی هایحسابداری و حسابرسی )58(: 16 71-86. رضازاده جواد و آزاد عبداهلل )1387(. رابطه بین عدم تقارن اطالعاتی و محافظه کاری در گزارشگری مالی فصلنامه بررسیهای حسابداری و حسابرسی )54(. 15 63-80.

بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده 42 مهرانی ساسان شیخی کیوان و پارچینی سید مهدی. )1392(. بررسی رابطه بین محافظه کاری در گزارشگری مالی و میزان نگهداشت وجه نقد پژوهشهای تجربی حسابداری )7(: 2 17-33. همتی حسن و يوسفی راد زهره )1392(. ارتباط راهبرد تنوع بخشی و ارزش سطح نگهداشت وجه نقد با بازده غیر عادی در شرکت هایپذيرفته شده در بورس اوراق. مطالعات تجربی حسابداری مالی.127-148 :)37( 11 Bates, T., Chang, C., Chi. J., (2011). Why has the value of cash increased over time?working paper, SSRN: http:// ssrn. com Faulkender, M. and Wang, R. (2006). Corporate financial policy and the value of cash. Journal of Finance, 4 (61): 127-151. Guney, Y., Ozkan, A., Ozkan, N. (2009). International evidence on the non - linear impact of leverage on corporate cash holding. Journal of multinationalfinancial management, 17 (1): 45-60. Hirshleifer, D., &Teoh, S. H. (2003). Limited Attention, Information Disclosure, and Financial Reporting. Journal of Accounting and Economics. Vol, 36, pp: 337-386. Jani, E., Hoesli. M., and Bender. A. (2004). Corporate cash holding and agency conflicts. Working Paper. PP. 1-30. Jensen, M., 1986. Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers. American Economic Review, 76, 323-329. Jensen. M. C. and Meckling. W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership Structure, Journal of Financial Economics. NO. 4, pp. 305-360. Jimmy, L. (2010). The Role of Accounting Conservatism in Firms Financial Decisions. Kellogg School of Management, Northwestern University. Louis, Henock and Amy Sun and OktayUrcan (2012). Value of cash holding and accounting conservatism. Contemporary Accounting Research. N0. 5, PP. 1-39. Mikkelson, W., and M. Partch, 2003, Do persistent large cash reserves hinder performance, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38, 275-294. Opler, Tim and Lee Pinkowitzand ReneStulz and Rohan Williamson (1999). The determinants and implications of corporate cash holding. Journal of Finacial Economics, 52. PP. 3-46.

43 1393 پژوهشهای تجربی حسابداری سال چهارم شماره 13 پاییز Ozkan, A., Ozkan, N. (2004). Corporate cash holding. An empirical investigation of UK companies. Journal of banking& finance, 28 (9): 2103-2134. Ozkan, Aydin and NeslihanOzkan (2004). Corporate cash holding: An empirical investigation of UK companies, Journal of Banking and Finance, 28. PP. 2103-2134. Palazzo, Dino (2011). Cash holdings, risk, and expected returns. Journal of Financial Economics, 104 (1), 162 185. Penman, S., and Zhang, X. (2002). Accounting Conservatism, The Quality of Earnings and Stock Returns. Accounting Review, 77 (2):237-264. Pinkowitz,L. and Williamson, R. (2004). What is a dollar worth?. The market value of Cash holding. faculty. msb. edu/williarg/mvofcash- ALL. pdf Simutin, Mikhail (2010. ) Excess Cash and Stock Returns. Financial Management, 2010, 39 (3), p. 1197-1222. Watts, R. L (2003). Conservatism in Accounting, Evidence and Research Opportunities, Working Paper, SSRN.