Empirical resultsWe report descript

Empirical results

We report descriptive statistics in Table II. The mean, median, Q1 and Q3 are 0.018,
0.016, 20.016, 20.054 for ACFOt, 20.018, 20.011, 20.081, 0.070 for ADISXt and
0.013, 20.002, 20.087, 0.116 for APRODt, respectively. All the three dependent
measures have kurtosis of less than 3 indicating that their distributions have thicker
tails and a lower peak compared to a normal distribution. We find that ACFOt and
APRODt pass most of normality tests whereas ADISXt does not. On average, audit
committees are composed of 3.78 directors. Approximately 42.6 percent of audit
committee members are accounting financial experts, and the average board tenure
of audit committee members is about 8.8 years. The average number of other S&P
companies’ boards served on by audit committee members is 0.908. Only 2.8 percent of
audit committee members are block shareholders. Overall, audit committees of our
sample firms have similar size, longer average board tenure and lower additional
directorships compared to Dhaliwal et al. (2010).

Table III presents variance inflation factors for all independent variables. We find
two variance inflation factors that are greater than 10, specifically, 16.101 for ACEXPt
and 15.914 for BDEXPt. Since it seems that ACEXPt and BDEXPt reflect the same
construct, we exclude BDEXPt from the model to mitigate this multicollinearity issue.

Table IV provides the results when abnormal cash flows from operations are used
as the dependent variable. We find a significant negative coefficient on ACOTHt
(t-statistic ¼ 23.92, p-value , 0.01). This finding suggests that even if audit
committees’ additional directorships may increase expertise and reputational capital
that is helpful for monitoring real earnings management, this positive effect is weaker
than the negative effect of increasing busyness and thus impeding the detection of real
earnings management. We find marginal evidence that the coefficient on ACBLKt is
negative and significant (t-statistic ¼ 21.80, p-value , 0.10), contrary to the notion
that block shareholding directors are more effective monitors. Interestingly, the
coefficient on BDOTHt is positive and significant (t-statistic ¼ 2.69, p-value , 0.01).
It seems that directors’ busyness due to additional directorships is less harmful to boards
than to audit committees. We also find a significant negative coefficient on BDSIZEt
(t-statistic ¼ 22.25, p-value , 0.05), indicating that the monitoring effectiveness of
boards decreases as the size of the boards increases, possibly because large boards may
have free riders.

Table V reports the results when we use abnormal discretionary expenses as the
dependent variable. We find a negative and significant coefficient for ACOTHt

Hasil (Bahasa Indonesia) 1:

Hasil empirisKami melaporkan statistik deskriptif dalam tabel II. Berarti, rata-rata, Q1 dan Q3 yang 0.018,0.016, 20.016, 20.054 untuk ACFOt, 20.018, 20.011, 20.081, 0.070 untuk ADISXt dan0.013, 20.002, 20.087, 0.116 untuk APRODt, masing-masing. Semua tergantung tigalangkah-langkah yang telah kurtosis kurang dari 3 menunjukkan bahwa distribusi mereka memiliki tebalekor dan puncak lebih rendah dibandingkan dengan distribusi normal. Kami menemukan bahwa ACFOt danAPRODt melewati sebagian besar tes normalitas sedangkan ADISXt tidak. Rata-rata, auditKomite terdiri dari 3.78 Direksi. Sekitar 42,6 persen auditanggota Komite akuntansi ahli keuangan, dan masa jabatan Dewan rata-rataanggota komite audit adalah sekitar 8.8 tahun. Jumlah rata-rata S & P lainnyaperusahaan papan disajikan oleh anggota komite audit adalah 0.908. Hanya 2,8 persen darianggota Komite Audit adalah pemegang saham blok. Secara keseluruhan, audit komite kamicontoh perusahaan memiliki ukuran yang sama, lagi rata-rata masa jabatan Dewan dan menurunkan tambahanjabatan Direktur dibandingkan ke Dhaliwal et al. (2010).Tabel III menyajikan varians faktor inflasi untuk semua variabel independen. Kami menemukandua varians inflasi faktor yang lebih besar dari 10, secara khusus, 16.101 untuk ACEXPtdan 15.914 untuk BDEXPt. Karena tampaknya bahwa ACEXPt dan BDEXPt mencerminkan samamembangun, kami mengecualikan BDEXPt dari model untuk mengurangi masalah Multikolinearitas ini.Tabel IV memberikan hasil ketika arus kas abnormal dari operasi yang digunakansebagai variabel dependen. Kita menemukan koefisien negatif signifikan pada ACOTHt(Statistik-t ¼ 23.92, p-nilai, 0.01). Temuan ini menunjukkan bahwa bahkan jika auditKomite jabatan Direktur tambahan dapat meningkatkan keahlian dan reputasi modalitu berguna untuk pemantauan real penghasilan manajemen, efek positif ini lemahdari efek negatif dari meningkatkan kesibukan dan dengan demikian menghambat deteksi realmanajemen pendapatan. Kita menemukan marjinal bukti bahwa koefisien pada ACBLKtnegatif dan signifikan (Statistik-t 21,80 ¼, p-nilai, 0,10), bertentangan dengan gagasanbahwa blok kepemilikan saham Direksi adalah monitor yang lebih efektif. Menariknya,Koefisien pada BDOTHt positif dan signifikan (t-Statistik ¼ 2,69, p-nilai, 0.01).Tampaknya bahwa Direksi kesibukan karena jabatan Direktur tambahan kurang berbahaya bagi papandaripada untuk audit komite. Kami juga menemukan koefisien negatif signifikan pada BDSIZEt(Statistik-t 22,25 ¼, p-nilai, 0,05), menunjukkan bahwa efektivitas pemantauanpapan menurun sebagai ukuran papan meningkat, mungkin karena papan besar mungkinmemiliki free pengendara.Tabel V melaporkan hasil ketika kita menggunakan abnormal discretionary pengeluaran sebagaivariabel dependen. Kita menemukan koefisien negatif dan signifikan untuk ACOTHt

Hasil (Bahasa Indonesia) 2:

Hasil empiris Kami melaporkan statistik deskriptif pada Tabel II. Mean, median, Q1 dan Q3 adalah 0.018, 0.016, 20,016, 20,054 untuk ACFOt, 20,018, 20,011, 20,081, 0.070 untuk ADISXt dan 0.013, 20,002, 20,087, 0,116 untuk APRODt, masing-masing. Semua tiga tergantung ukuran memiliki kurtosis kurang dari 3 menunjukkan bahwa distribusi mereka memiliki tebal ekor dan puncak yang lebih rendah dibandingkan dengan distribusi normal. Kami menemukan bahwa ACFOt dan APRODt lulus sebagian besar tes normalitas sedangkan ADISXt tidak. Rata-rata, pemeriksaan komite terdiri dari 3,78 direksi. Sekitar 42,6 persen audit anggota komite akuntansi ahli keuangan, dan masa jabatan dewan rata-rata anggota komite audit adalah sekitar 8,8 tahun. Rata-rata jumlah lainnya S & P papan perusahaan 'dilayani oleh anggota komite audit adalah 0,908. Hanya 2,8 persen dari anggota komite audit adalah pemegang saham blok. Secara keseluruhan, komite audit kami perusahaan sampel memiliki ukuran yang sama, lagi kepemilikan rata-rata papan dan tambahan yang lebih rendah dibandingkan dengan direktur Dhaliwal et al. (2010). Tabel III menyajikan varians faktor inflasi untuk semua variabel independen. Kami menemukan dua faktor inflasi varians yang lebih besar dari 10, khususnya, 16,101 untuk ACEXPt dan 15,914 untuk BDEXPt. Karena tampaknya ACEXPt dan BDEXPt mencerminkan sama membangun, kita mengecualikan BDEXPt dari model untuk mengurangi masalah multikolinearitas ini. Tabel IV memberikan hasil ketika arus kas yang abnormal dari operasi digunakan sebagai variabel dependen. Kami menemukan koefisien negatif yang signifikan pada ACOTHt (t-statistik ¼ 23,92, p-value, 0,01). Temuan ini menunjukkan bahwa bahkan jika pemeriksaan komite 'direktur tambahan dapat meningkatkan keahlian dan modal reputasi yang bermanfaat untuk memantau manajemen laba nyata, efek positif ini lebih lemah daripada efek negatif meningkatkan kesibukan dan dengan demikian menghambat deteksi nyata manajemen laba. Kami menemukan bukti marjinal bahwa koefisien ACBLKt adalah negatif dan signifikan (t-statistik ¼ 21.80, nilai p, 0,10), bertentangan dengan gagasan yang menghalangi direktur pemegang saham adalah monitor yang lebih efektif. Menariknya, koefisien pada BDOTHt positif dan signifikan (t-statistik ¼ 2.69, p-value, 0,01). Tampaknya kesibukan direktur karena direktur tambahan kurang berbahaya bagi papan daripada komite audit. Kami juga menemukan koefisien negatif yang signifikan pada BDSIZEt (t-statistik ¼ 22.25, p-value, 0,05), menunjukkan bahwa efektivitas pemantauan papan berkurang sebagai ukuran papan meningkat, mungkin karena papan besar mungkin memiliki penunggang bebas. Tabel V melaporkan hasil ketika kita menggunakan pengeluaran diskresioner yang abnormal sebagai variabel dependen. Kami menemukan koefisien negatif dan signifikan untuk ACOTHt