high additional directorships are l

jabatan Direktur tambahan yang tinggi kurang efektif dalam membatasi real penghasilanmanajemen. Kami menemukan bukti marjinal koefisien pada BDOTHt negatifdan signifikan (Statistik-t 21.89 ¼, p-nilai, 0,10), konsisten dengan hasil padaarus kas abnormal dari operasi. Hasil ini menunjukkan bahwa Direksi kesibukanmenghambat efektivitas pemantauan untuk komite audit lebih daripada yang dilakukannya untuk papan.Singkatnya, kami dokumen sistematis bukti bahwa tinggi anggota komite auditjabatan Direktur tambahan menghambat efektivitas mereka dalam membatasi real penghasilanmanajemen. Implikasi dari temuan kami kepada para pemangku kepentingan adalah bahwa hal itu penting untukmenunjuk Direksi dengan lebih sedikit jabatan Direktur tambahan sebagai audit komite untukTujuan dari membatasi real penghasilan manajemen.Kami juga melakukan beberapa analisis tambahan sebagai berikut. Pertama, kami kembali memperkirakan persamaan (4)dengan menggunakan abnormal akrual sebagai variabel dependen. Karena Zang (2012) menunjukkan itu nyatakegiatan manipulasi adalah pengganti akrual penghasilan manajemen, sangat mungkin bahwamengamati hubungan positif antara Komite audit jabatan Direktur tambahan dan realmanajemen pendapatan hanya disebabkan oleh Asosiasi negatif antara tambahanjabatan Direktur dan akrual penghasilan manajemen. Tabel VII melaporkan hasil ketikavariabel dependen adalah akrual abnormal. Kami menemukan bahwa koefisien pada ACOTHtpositif dan signifikan (t-Statistik ¼ 2,44, p-nilai, 0,05). Dengan demikian, audit komite tinggijabatan Direktur tambahan terkait dengan peningkatan penghasilan nyata dan akrualManajemen.Koefisien variabel statistik-tMencegat 0,84 0.158ACEXPt 20.014 20.29ACTENt 0.005 0.82ACOTHt 0.073 2,39 **ACBLKt 0.089 0.63ACSIZEt 0.023 1,58BDINDt 20.181 21.01BDTENt 20.005 20.63BDOTHt 20.086 21.89 *BDBLKt 20.141 20.98BDSIZEt 20.005 20,64SIZEt 0,002 0.19MBt 20.041 21.70 *ROAt 4.995 0.93CEOTENt 20.002 20.89AGEt 0.001 1,42n 100F-Statistik 2,29 ***Adj. R 2 4.74%Catatan: Penting: * 10 * * 5 dan *** 1 persen tingkat (dua-ekor pengujian); model regresi:ADISXt ¼ b0 þ b1ACEXPt b2ACTENt þ þ b3ACOTHt b4ACBLKt þ þ b5ACSIZEtþ b6BDINDt þ b7BDEXPt b8BDTENt þ þ b9BDOTHt b10BDBLKt þ þ b11BDSIZEtþ b12SIZEt þ b13MBt þ b14ROAt þ b15CEOTENt þ b16AGEt þ 1variabel yang ditetapkan dalam meja IIKedua, kami kembali memperkirakan persamaan (4) dengan menggunakan variabel lagged manajemen pendapatansebagai variabel dependen. Kami melakukan analisis tambahan ini karena komite auditKarakteristik dari tahun sekarang mungkin mencerminkan kualitas Komite audit tahun sebelumnyamengingat bahwa Komite tidak berubah untuk tahun berjalan. Kita masih menemukan negatif danKoefisien yang signifikan pada ACOTHtfor abnormal tunai mengalir dari operasi (non-tabelStatistik-t ¼ 21.89) dan koefisien positif dan signifikan pada ACOTHt untuk abnormalakrual (non-tabel statistik-t ¼ 1,82). Selain itu, kita menemukan koefisien negatif padaACOTHt biaya discretionary abnormal yang signifikan untuk uji satu(bebas-tabel statistik-t ¼ 21.53) dan koefisien positif pada ACOTHt untuk abnormalbiaya produk. Secara keseluruhan, temuan ini cenderung untuk mendukung hasil utama.Ketiga, kami memeriksa apakah hasil sensitif terhadap industri. Kami mengelompokkan tahun perusahaanpengamatan ke dalam dua kategori industri: manufaktur vs non-manufakturindustri. Industri boneka variabel kode 1 untuk pengamatan di manufakturindustri dan 0 sebaliknya. Kami menjalankan analisis regresi dengan menambahkan variabel dummydan interaksi dengan ACOTHt. Tak satu pun dari koefisien pada istilah interaktifsignifikan, sehingga menyiratkan bahwa temuan kami tidak peka terhadap industri.

direktur tambahan tinggi kurang efektif dalam menghambat pendapatan riil
manajemen. Kami menemukan bukti marjinal bahwa koefisien BDOTHt negatif
dan signifikan (t-statistik ¼ 21,89, nilai p, 0,10), konsisten dengan hasil pada
arus kas yang abnormal dari operasi. Hasil ini menunjukkan bahwa direksi kesibukan
menghambat efektivitas pemantauan untuk komite audit lebih dari itu tidak untuk papan. Singkatnya, kami mendokumentasikan bukti sistematis bahwa anggota komite audit 'tinggi direktur tambahan menghambat efektivitas mereka dalam menghambat pendapatan riil manajemen. Implikasi dari temuan kami kepada para pemangku kepentingan adalah bahwa hal itu penting untuk menunjuk direksi dengan direktur tambahan yang lebih sedikit sebagai anggota komite audit untuk tujuan menghambat manajemen laba nyata. Kami juga melakukan beberapa analisis tambahan sebagai berikut. Pertama, kita kembali estimasi persamaan (4) dengan menggunakan akrual yang abnormal sebagai variabel dependen. Sejak Zang (2012) menunjukkan bahwa sebenarnya kegiatan manipulasi adalah pengganti manajemen laba akrual, kemungkinan bahwa hubungan positif diamati antara komite audit 'direktur tambahan dan nyata manajemen laba hanya disebabkan oleh hubungan negatif antara tambahan direktur dan laba akrual manajemen. Tabel VII melaporkan hasil ketika variabel dependen adalah akrual abnormal. Kami menemukan bahwa koefisien pada ACOTHt adalah positif dan signifikan (t-statistik ¼ 2.44, p-value, 0,05). Dengan demikian, komite audit 'tinggi direktur tambahan yang terkait dengan peningkatan baik yang nyata dan pendapatan akrual Manajemen. Koefisien Variabel t-statistik Intercept 0,158 0.84 ACEXPt 20,014 20,29 ACTENt 0,005 0.82 ACOTHt 0.073 2.39 * * ACBLKt 0,089 0.63 ACSIZEt 0.023 1.58 BDINDt 20,181 21.01 BDTENt 20,005 20.63 BDOTHt 20,086 21,89 * BDBLKt 20,141 20,98 BDSIZEt 20,005 20,64 SIZEt 0,002 0.19 MBT 20,041 21,70 * Roat 4,995 0.93 CEOTENt 20,002 20,89 AGEt 0,001 1,42 n 100 F-statistik 2.29 *** Adj. R 2 4.74% Catatan: Signifikan pada: * 10, * * 5 dan *** 1 tingkat persen (tes dua sisi); model regresi: ADISXt ¼ b0 þ þ b1ACEXPt b2ACTENt þ þ b3ACOTHt b4ACBLKt þ b5ACSIZEt þ þ b6BDINDt b7BDEXPt þ þ b8BDTENt b9BDOTHt þ þ b10BDBLKt b11BDSIZEt þ þ b12SIZEt b13MBt þ þ b14ROAt b15CEOTENt þ þ b16AGEt 1 variabel yang didefinisikan dalam Tabel II Kedua, kita persamaan re-estimasi (4) dengan menggunakan variabel tertinggal manajemen laba sebagai variabel dependen. Kami melakukan analisis tambahan ini karena komite audit karakteristik tahun berjalan mungkin mencerminkan kualitas komite audit dari tahun sebelumnya mengingat bahwa panitia tidak berubah selama tahun berjalan. Kami masih menemukan negatif dan koefisien yang signifikan pada ACOTHtfor arus kas yang abnormal dari operasi (non-ditabulasi t-statistik ¼ 21,89) dan koefisien positif dan signifikan terhadap ACOTHt untuk normal akrual (non-ditabulasi t-statistik ¼ 1.82). Selain itu, kita menemukan koefisien negatif pada ACOTHt untuk biaya diskresioner abnormal, yang signifikan untuk uji satu sisi (non-ditabulasi t-statistik ¼ 21,53) dan koefisien positif pada ACOTHt untuk normal biaya produk. Secara keseluruhan, temuan ini cenderung mendukung hasil utama. Ketiga, kita memeriksa apakah hasil yang sensitif terhadap industri. Kami mengklasifikasikan perusahaan-tahun pengamatan menjadi dua kategori industri: manufaktur vs non-manufaktur industri. Variabel boneka industri berkode 1 untuk pengamatan di bidang manufaktur industri dan 0 sebaliknya. Kami menjalankan analisis regresi dengan menambahkan variabel dummy dan interaksinya dengan ACOTHt. Tak satu pun dari koefisien pada jangka interaktif yang signifikan, sehingga menyiratkan bahwa temuan kami tidak peka terhadap industri.