F مقید

تعیین نوع روش برآورد

هاسمن

آزمون هم خطی

پیرسون

معنادار بودن مدل رگرسیون

F

آزمون معنادار بودن ضرایب

آماره T

عدم خودهمبستگی جملات خطا

دوربین واتسون

آزمون همسانی واریانس خطا

بارتلت

۴-۳ تجزیه و تحلیل مدل های نهایی و آزمون فرضیه های پژوهش
۴-۳-۱ آمار توصیفی مدل های نهایی
جدول(۴-۲) آمار توصیفی مربوط به متغیرهای[۵۴] این مدل را نشان می دهد که بیانگر پارامترهای توصیفی برای هر متغیر به صورت مجزا می باشد. این پارامترها عمدتاً شامل اطلاعات مربوط به شاخص های مرکزی، نظیر بیشینه، کمینه، میانگین و میانه و همچنین اطلاعات مربوط به شاخص های پراکندگی نظیر واریانس، چولگی و کشیدگی است. در این جدول تعداد مشاهدات برای هر متغیر برابر۶۸۵ مشاهده است.
مهمترین شاخص مرکزی میانگین است که نشان دهنده نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع است و شاخص مناسبی برای نشان دادن مرکزیت داده هاست. برای مثال میانگین متغیر سیاست سرمایه گذاری جسورانه (AIP) برابر با ۶۵/۰می باشد، که نشان می دهد بیشتر داده های مربوط به این متغیر حول این نقطه تمرکز یافته اند.
میانه یکی از شاخص های مرکزی است که وضعیت جامعه را نشان می دهد. همانگونه که در جدول (۴-۲) مشاهده می شود میانه متغیر سیاست تأمین مالی جسورانه ((AFP برابر با۵۴/۰ می باشد که نشان می دهد نیمی از داده ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار هستند.
پارامترهای پراکندگی، به طور کلی معیاری برای تعیین میزان پراکندگی داده ها از یکدیگر یا میزان پراکندگی آنها نسبت به میانگین است. از جمله مهمترین پارامترهای پراکندگی انحراف معیار است. مقدار این پارامتر برای متغیر چرخه تبدیل وجه نقد (CCC) برابر۸/۶۸۴ و برای متغیر سیاست سرمایه گذاری جسورانه ((AIP برابر۱۷/۰ است که نشان می دهد در بین متغیرهای پژوهش، چرخه تبدیل وجه نقد (CCC) و سیاست سرمایه گذاری جسورانه ((AIP به ترتیب دارای بیشترین و کمترین میزان پراکندگی می باشند.
میزان عدم تقارن منحنی فراوانی را چولگی می نامند. اگر ضریب چولگی صفر باشد، جامعه کاملاً متقارن است و چنانچه ضریب مثبت باشد، چولگی به راست و اگر منفی باشد، چولگی به چپ وجود خواهد داشت. به عنوان مثال ضریب چولگی متغیر استقلال هیئت مدیره (BIND) برابر با ۵۱/۰- می باشد، یعنی این متغیر چولگی به چپ دارد و به این اندازه از مرکز تقارن انحراف دارد. متغیر چرخه تبدیل وجه نقد (CCC) بیشترین و متغیر سیاست تأمین مالی جسورانه ((AFP کمترین عدم تقارن را نسبت به توزیع نرمال دارد.
میزان کشیدگی منحنی فراونی نسبت به منحنی نرمال استاندارد را برجستگی یا کشیدگی می نامند. اگر کشیدگی حدود صفر باشد، منحنی فراوانی از لحاظ کشیدگی وضعیت متعادل و نرمال خواهد داشت، اگر این مقدار مثبت باشد منحنی برجسته و اگر منفی باشد منحنی پهن می باشد. کشیدگی تمامی متغیر های این مدل مثبت است. متغیر چرخه تبدیل وجه نقد (CCC) بیشترین برجستگی و متغیر سیاست تأمین مالی جسورانه ((AFP کمترین برجستگی را نسبت به منحنی نرمال دارد.
مقدار بیشینه و کمینه متغیرهای جدول (۴-۲) به همراه نام شرکت و سال مورد نظر در پیوست شماره ۲ در انتهای پایان نامه نشان داده شده است.

۷۲

۷۲

۷۲

۷۲

۷۲

۷۲

۷۲

منبع: یافته های پژوهش

۴-۳-۲).آزمون نرمال بودن متغیرهای وابسته AIP-AFP-CCC))
قبل از آزمون فرضیات باید نرمال بودن متغیر وابسته مورد آزمون قرار گیرد، توزیع غیرنرمال این متغیر منجر به تخطی از مفروضات این روش برای تخمین پارامترها می شود. لذا لازم است نرمال بودن توزیع متغیر وابسته تحقیق مورد آزمون قرار گیرد. در این مطالعه این موضوع از طریق آماره جارک- برا مورد بررسی قرار می گیرد. فرض صفر و فرض مقابل در این آزمون به صورت زیر می باشد:
H0: Normal Distribution
H1: Not Normal Distribution
از آنجائیکه احتمال آماره جارک- برا در جدول(۴-۲) برای متغیر های وابسته چرخه تبدیل وجه نقد، سیاست سرمایه گذاری جسورانه و سیاست تأمین مالی جسورانه کمتر از ۵% است، فرضیه صفر مبنی بر نرمال بودن توزیع متغیر مذکور رد می شود. در این راستا برای نرمال سازی متغیرهای مذکور از تبدیل جانسون Johnson استفاده شده است، که تابع تبدیل متغیرهای وابسته در پیوست شماره (۳) بررسی و نشان داده شده است. همانطور که در پیوست شماره (۳) مشاهده می شود احتمال آماره داده های اولیه برای متغیرهای وابسته سیاست سرمایه گذاری جسورانه و سیاست تأمین نالی جسورانه کمتر از ۰۵/۰ است که حاکی از نرمال نبودن متغیر مذکور است که با نرمال سازی توسط نرم افزار افزایش یافته است، در نتیجه فرضیه H0 مبنی بر نرمال بودن متغیر های مذکور پذیرفته می شود. نگاره (۱) توزیع متغیر های وابسته را بعد از نرمال سازی نشان می دهد. در حالیکه احتمال آماره داده های اولیه برای متغیر وابسته چرخه تبدیل وجه نقد با نرمال سازی توسط نرم افزار هم در سطح ۰۵/۰ و هم در سطح ۱/۰ نرمال نشده، در نتیجه در این پژوهش با توجه به بزرگ بودن حجم نمونه (N>30)، و تعداد مشاهدات بالا، از قضیه حد مرکزی بهره می گیریم؛ از قضیه حد مرکزی می توان نتیجه گرفت که هر چه حجم پایه در نمونه برداری بزرگتر باشد، واریانس بین نمونه ها کمتر و توزیع میانگین جوامع نمونه برداری شده به توزیع نرمال نزدیک تر می شودو نرمال بودن توزیع مورد نظر با افزایش تعداد تکرارها (n) افزایش می یابد(بدری و عبدالباقی،۱۳۸۹).
 
نگاره (۱): نمودار توزیع نرمال متغیرهای وابسته بعد از نرمال شدن
۴-۳-۳). آزمون مانایی متغیرها
همانطور که در فصل سوم بیان شد قبل از برآورد مدل به منظور اطمینان از نتایج تحقیق و ساختگی نبودن روابط موجود در رگرسیون و معنی دار بودن متغیرها، اقدام به انجام آزمون مانایی و محاسبه ریشه واحد متغیرهای تحقیق در مدل ها گردید. آزمون مزبور با استفاده از نرم افزار Eviews7 و روش آزمون لوین، لین و چو[۵۵] (۲۰۰۲) انجام گردید. در آزمون ریشه واحد فرضیه صفر بیانگر وجود ریشه واحد بوده و در صورتیکه احتمال جدول کوچکتر از ۰۵/۰ باشد به احتمال ۹۵ درصد فرضیه صفر پذیرفته نمی شود. نتایج حاصل از آزمون ریشه واحد برای متغیرهای مدل به شرح جدول (۴-۳) می باشد
جدول(۴-۳) :نتایج آزمون ریشه واحد متغیرهای مدل

منبع: یافته های پژوهش

۴-۳-۵-۳ نتایج آزمون فرضیه اصلی اول
با توجه به مطالبی که در فصل سوم بیان شد، فرضیه اول این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین روش های حاکمیت شرکتی و چرخه تبدیل وجه نقد می باشد.
به منظور آزمون این فرضیه ۴ فرضیه فرعی تدوین شده است، که بعد از برآورد مدل درباره پذیرش یا عدم پذیرش آن ها تصمیم گیری می شود؛ که به ترتیب عبارتند از:
جدول (۴-۸) نتایج حاصل از برآورد مدل مذکور را با استفاده از نرم افزار Eviews7 نشان می دهد:
فرضیه فرعی ۱-۱: فرضیه فرعی ۱-۱ این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین استقلال هیئت مدیره و چرخه تبدیل وجه نقد می باشد.
همانگونه که نتایج مندرج در جدول (۴-۸) نشان می دهد، P-value محاسبه شده برای متغیر مستقل استقلال هیئت مدیره (BIND)، کمتر از سطح خطای ۵درصد و ضریب برآورد شده ی آن متغیر منفی می باشد. در نتیجه میتوان اظهار داشت که بین استقلال هیئت مدیره و چرخه تبدیل وجه نقد ارتباط معکوس و معنی داری وجود دارد؛ به طوریکه با افزایش اعضای غیر موظف در ترکیب هیئت مدیره، چرخه تبدیل وجه نقد کاهش می یابد . همچنین مقدار ضریب برآورد شده نشان می دهد که یک درصد افزایش در استقلال هیئت مدیره ، چرخه تبدیل وجه نقد را به میزان ۵/۹۰ % کاهش می دهد. با این تفاسیرفرضیه فرعی ۱-۱ این پژوهش در سطح اطمینان ۹۵% رد نخواهد شد.
فرضیه فرعی ۱-۲: فرضیه فرعی ۱-۲ این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین دوگانگی وظیفه مدیرعامل و چرخه تبدیل وجه نقد می باشد.
همانگونه که نتایج مندرج در جدول (۴-۸) نشان می دهد، P-value محاسبه شده برای متغیر مستقل دوگانگی وظیفه مدیرعامل (DUAL)، کمتر از سطح خطای ۵درصد و ضریب برآورد شده ی آن متغیر مثبت می باشد. در نتیجه میتوان اظهار داشت که بین دوگانگی وظیفه مدیرعامل و چرخه تبدیل وجه نقد ارتباط مستقیم و معنی داری وجود دارد؛ به طوریکه با افزایش دوگانگی وظیفه مدیرعامل ، چرخه تبدیل وجه نقد افزایش می یابد . همچنین مقدار ضریب برآورد شده نشان می دهد که یک درصد افزایش در دوگانگی وظیفه مدیرعامل ، چرخه تبدیل وجه نقد را به میزان ۸/۴۰ % افزایش می دهد. با این تفاسیرفرضیه فرعی ۱-۲ این پژوهش در سطح اطمینان ۹۵% رد نخواهد شد.
فرضیه فرعی ۱-۳: فرضیه فرعی ۱-۳ این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین تعداد جلسات هیئت مدیره و چرخه تبدیل وجه نقد می باشد.
همانگونه که نتایج مندرج در جدول (۴-۸) نشان می دهد، P-value محاسبه شده برای متغیر مستقل جلسات هیئت مدیره (BM)، کمتر از سطح خطای ۵درصد و ضریب برآورد شده ی آن متغیر مثبت می باشد. در نتیجه میتوان اظهار داشت که بین جلسات هیئت مدیره و چرخه تبدیل وجه نقد ارتباط مستقیم و معنی داری وجود دارد؛ به طوریکه با افزایش تعداد جلسات هیئت مدیره ، چرخه تبدیل وجه نقد افزایش می یابد . همچنین مقدار ضریب برآورد شده نشان می دهد که یک درصد افزایش در جلسات هیئت مدیره ، چرخه تبدیل وجه نقد را به میزان ۹/۴ % افزایش می دهد. با این تفاسیرفرضیه فرعی ۱-۳ این پژوهش در سطح اطمینان ۹۵% رد نخواهد شد.
فرضیه فرعی ۱-۴: فرضیه فرعی ۱-۴ این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین اندازه هیئت مدیره و چرخه تبدیل وجه نقد می باشد.
همانگونه که نتایج مندرج در جدول (۴-۸) نشان می دهد، P-value محاسبه شده برای متغیر مستقل اندازه هیئت مدیره (BS)، کمتر از سطح خطای ۵درصد و ضریب برآورد شده ی آن متغیر مثبت می باشد. در نتیجه میتوان اظهار داشت که بین اندازه هیئت مدیره و چرخه تبدیل وجه نقد ارتباط مستقیم و معنی داری وجود دارد؛ به طوریکه با افزایش اندازه هیئت مدیره ، چرخه تبدیل وجه نقد افزایش می یابد . همچنین مقدار ضریب برآورد شده نشان می دهد که یک درصد افزایش در اندازه هیئت مدیره ، چرخه تبدیل وجه نقد را به میزان ۴/۴۱ % افزایش می دهد. با این تفاسیرفرضیه فرعی ۱-۴ این پژوهش در سطح اطمینان ۹۵% رد نخواهد شد.
از سویی دیگر نتایج نشان دهنده ارتباط معنی دار بین تمامی متغیرهای کنترلی با متغیر وابسته پژوهش می باشد، به طوریکه از بین متغیرهای کنترلی اندازه شرکت(Size) ارتباط معکوس و اهرم مالی(LEV) ارتباط مستقیم با چرخه تبدیل وجه نقد دارند. به علاوه با مشاهده جدول می توان اظهار داشت که از بین متغیرهای پژوهش اندازه شرکت بیشترین تأثیر را بر چرخه تبدیل وجه نقد می گذارد.
همچنین ضریب تعیین این مدل تقریباً ۴۷/۰ است. این عدد نشان می دهد که ۴۷ درصد تغییرات متغیر وابسته، توسط متغیرهای مستقل مذکور قابل تبیین است و از آنجائیکه آماره دوربین- واتسون این مدل نزدیک به ۲ است (۷۹/۱ ) ، می توان گفت که در این مدل خودهمبستگی مرتبه اول وجود ندارد(تأیید یکی از مفروضات رگرسیون).
به علاوه نتایج مندرج در جدول (۴-۷) نشان می دهد که p-value آزمونF کوچکتر از ۵ درصد است و از آنجائیکه ، آماره F اعتبار کلی مدل را نشان می دهد در نتیجه می توان گفت این مدل با احتمال ۹۵% معنی دار بوده و از اعتبار بالایی برخوردار است. بنابراین با توجه به نتایج مندرج در جدول (۴-۷) و در سطح اطمینان ۹۵%، فرضیه اصلی اول این پژوهش رد نخواهد شد. نتایج کامل این آزمون در پیوست شماره ۸ در انتهای پایان نامه نشان داده شده است.

LEV

۱۲/۷

۵/۱

۶۶۱/۴

۰۰۰/۰

ضریب تعیین ۶۰/۰

ضریب تعیین تعدیل شده ۴۷/۰

آماره دوربین واتسون ۷۹/۱

آمارهF 543/33

احتمال آمارهF 000/0

منبع: یافته های پژوهش

۴-۳-۵-۴ نتایج آزمون فرضیه اصلی دوم
با توجه به مطالبی که در فصل سوم بیان شد، فرضیه دوم این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین روش های حاکمیت شرکتی و سیاست سرمایه گذاری جسورانه می باشد.
به منظور آزمون این فرضیه ۴ فرضیه فرعی تدوین شده است، که بعد از برآورد مدل درباره پذیرش یا عدم پذیرش آن ها تصمیم گیری می شود؛ که به ترتیب عبارتند از:
جدول (۴-۸) نتایج حاصل از برآورد مدل مذکور را با استفاده از نرم افزار Eviews7 نشان می دهد:
فرضیه فرعی ۲-۱: فرضیه فرعی ۲-۱ این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین استقلال هیئت مدیره و سیاست سرمایه گذاری جسورانه می باشد.
همانگونه که نتایج مندرج در جدول (۴-۹) نشان می دهد، P-value محاسبه شده برای متغیر مستقل استقلال هیئت مدیره (BIND)، کمتر از سطح خطای ۵درصد و ضریب برآورد شده ی آن متغیر منفی می باشد. در نتیجه میتوان اظهار داشت که بین استقلال هیئت مدیره و سیاست سرمایه گذاری جسورانه ارتباط معکوس و معنی داری وجود دارد؛ به طوریکه با افزایش اعضای غیر موظف در ترکیب هیئت مدیره، سیاست سرمایه گذاری جسورانه کاهش می یابد . همچنین مقدار ضریب برآورد شده نشان می دهد که یک درصد افزایش در استقلال هیئت مدیره ، سیاست سرمایه گذاری جسورانه را به میزان ۲۶/۰ % کاهش می دهد. با این تفاسیرفرضیه فرعی ۲-۱ این پژوهش در سطح اطمینان ۹۵% رد نخواهد شد.
فرضیه فرعی ۲-۲: فرضیه فرعی ۲-۲ این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین دوگانگی وظیفه مدیرعامل و سیاست سرمایه گذاری جسورانه می باشد.
همانگونه که نتایج مندرج در جدول (۴-۹) نشان می دهد، P-value محاسبه شده برای متغیر مستقل دوگانگی وظیفه مدیرعامل (DUAL)، کمتر از سطح خطای ۵درصد و ضریب برآورد شده ی آن متغیر مثبت می باشد. در نتیجه میتوان اظهار داشت که بین دوگانگی وظیفه مدیرعامل و سیاست سرمایه گذاری جسورانه ارتباط مستقیم و معنی داری وجود دارد؛ به طوریکه با افزایش دوگانگی وظیفه مدیرعامل ، سیاست سرمایه گذاری جسورانه افزایش می یابد . همچنین مقدار ضریب برآورد شده نشان می دهد که یک درصد افزایش در دوگانگی وظیفه مدیرعامل ، سیاست سرمایه گذاری جسورانه را به میزان ۰۷/۰ % افزایش می دهد. با این تفاسیرفرضیه فرعی ۲-۲ این پژوهش در سطح اطمینان ۹۵% رد نخواهد شد.

منبع: یافته های پژوهش

یکی از پیش فرض های مدل رگرسیون، ثابت بودن واریانس خطا است.به طوریکه با وجود ناهمسانی واریانس در مدل، افزایش یا کاهش در متغیر مستقل، واریانس متغیر وابسته که برابر با واریانس پسماند است تغییر می کند(ابریشمی،۱۳۸۹). در این پژوهش برای بررسی همسانی واریانس ها در داده های ترکیبی از روش بارتلت(۱۹۸۳) استفاده می شود. در روش همسانی واریانس بارتلت، فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس ها و فرض مخالف آن ناهمسانی واریانس ها در نظر گرفته می شود. جدول (۴-۱۰) نتایج حاصل از آزمون ناهمسانی واریانس را در فرضیه های پژوهش نشان می دهد.
از آنجائیکه P-value آزمون ناهمسانی واریانس، برای فرضیه های مذکور بزرگتر از ۰۵/۰ است؛ در نتیجه فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس ها پذیرفته می شود. نتیجه کامل این برآورد در پیوست شماره ۱۱ در انتهای پایان نامه قید شده است.
۴-۳-۵-۷ آزمون نرمال بودن جملات خطا در فرضیه های پژوهش
یکی از متداولترین آزمون های به کار رفته به منظور نرمالیتی، آزمون جارک-برا(Jarque- Bera) یا به اختصارBJ می باشد. آماره آزمون از یک توزیع ۲χ با درجه آزادی ۲ با فرض صفری مبنی برنرمالیتی توزیع خطاها، تبعیت می کند. در صورتیکه پسماندها به صورت نرمال توزیع شده باشند، هیستوگرام باید به صورت زنگوله ای بوده و آماره BJمعنی دار نخواهد بود. این بدین معنی است که p-value داده شده در پایین صفحه مربوط به آزمون نرمالیتی باید بزرگتر از ۰۵/۰ باشد تا فرضیه صفر نرمالیتی در سطح ۵% رد نشود(بدری و عبدالباقی،۱۳۸۹:۱۶۶). نگاره(۲) نتایج حاصل از آزمون نرمالیته پسماند فرضیه های پژوهش را نشان می دهد. با توجه به اینکه p-value برای تمامی فرضیه های پژوهش بزرگتر از ۰۵/۰ است ،در نتیجه فرضیه H0 مبنی بر نرمال بودن جملات خطا در فرضیه های مذکور پذیرفته می شود.
 
نگاره (۲): نمودار توزیع نرمال جملات پسماند در فرضیه های پژوهش
۴-۴ خلاصه فصل
در این فصل، فرضیههای پژوهش بر اساس دادههای گردآوری شده از ۷۲ شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای ۱۳۸۸ تا ۱۳۹۲ و با استفاده از تحلیل رگرسیون ترکیبی مورد آزمون قرار گرفت. در ابتدا آمارههای توصیفی مربوط به متغیرهای وابسته و مستقل ارائه گردید. سپس سه فرضیه مطرح شده در فصول پیشین، مورد آزمون قرار گرفتند. نتایج آزمون معناداری ضرایب بر اساس معادلههای رگرسیون برازش شده، بهطور خلاصه حاکی از ارتباط معنی دار بین تمامی شاخص های حاکمیت شرکتی و شاخص های مدیریت سرمایه در گردش بود.
فصل پنجم:
نتیجه گیری
۵-۱ مقدمه
در فصل های پیشین، به بررسی مبانی نظری، متدلوژی تحقیق و برآورد و آزمون مدل با استفاده از داده های واقعی پرداختیم. در این فصل، با توجه به اطلاعات تحلیل شده ی فصل های قبل، به نتیجه گیری، تحلیل و مقایسه داده های برآورد شده و همچنین ارائه پیشنهاداتی برای محققین بعدی می پردازیم. در حقیقت، این فصل به جمع بندی و ارائه یکسری نتایج از بررسی تاثیرروشهای حاکمیت شرکتی برمدیریت سرمایه درگردش در شرکت های مورد بررسی اختصاص دارد.
۵-۲ خلاصه تحقیق
مدیریت سرمایه در گردش برای دستیابی به سطح بهینه نیازمند توجه به عواملی هستند که مدیریت سرمایه در گردش را تحت تأثیر قرار می دهند. عوامل درونی و بیرونی بسیاری می تواند تصمیم گیری های شرکت راجع به سطح بهینه دارایی ها و بدهی های جاری را تحت تأثیر قرار دهد؛ که در بین این فاکتورها، نحوه تصمیم گیری درباره تأمین مالی شرکت می تواند بر سرمایه در گردش تأثیر گذارد.
یکی از تئوری هایی که می تواند تصمیم گیری درباره سطح سرمایه در گردش شرکت را تحت تأثیر قرار دهد، تئوری حاکمیت شرکتی است. تئوری حاکمیت شرکتی به دنبال بررسی کردن ساختار توزیع قدرت در درون واحد تجاری و افراد برون سازمانی است. در نهایت استفاده از این تئوری زمینه را برای پاسخگویی و شفاف سازی اطلاعات را فراهم می کند. تئوری حاکمیت شرکتی بر اساس تئوری نمایندگی شکل گرفته است. بر اساس تئوری نمایندگی، بین منافع مدیران و منافع ذینفعان می تواند تضاد منافع وجود داشته باشد. در شرکت های با سطح پایین نظارت و فاقد ابزارهای نظام مند بر تصمیم گیری های مدیران، مدیران ممکن است در پروژه های با خالص ارزش فعلی مثبت سرمایه گذاری نکنند یا در پروژه هایی سرمایه گذاری کنند که در جهت منافع آن ها باشد. مالکان به منظور کاهش دادن این تضاد منافع می توانند از مکانیسم نظارتی، محرک های انگیزشی و ابزارهایی استفاده کنند تا اطمینان یابند که مدیران در جهت منافع مالکان در حرکت هستند. بنابراین، واحدهای تجاری باید سیستم های کنترل تصمیم گیری مانند سلسله مراتب تصمیم گیری، سیستم نظارت مشارکتی، هیئت مدیره فعال و وجود اعضای غیرموظف در هیئت مدیره را به منظور هم جهت شدن منافع مورد توجه قرار دهند. در صورتیکه واحد تجاری دارای سیستم نظارتی ضعیفی باشد، تصمیم های مدیریت می تواند در جهت منافع ذینفعان