بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نویسندگان

1 * استادیار علوم مالی دانشگاه ارومیه

2 ** استادیار حسابداری دانشگاه ارومیه

3 *** کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه ارومیه

چکیده

هدف اصلی این مقاله، بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت سود است. برای دستیابی به این هدف از گزارش‌های مالی 92 شرکت طی دوره‌های مالی 81 تا 90 استفاده شده است. توانایی مدیریت از طریق متد تحلیل پوششی داده‌ها و کیفیت سود با استفاده از سه معیار تجدید ارائه سود، پایداری سود و کیفیت اقلام تعهدی اندازه‌گیری شده است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد که توانایی مدیریت تأثیر مثبت و معناداری بر کیفیت سود گذاشته، همچنین، باعث پایداری بیشتر سود و کیفیت بهتر اقلام تعهدی می‌شود. براساس تحلیل‌های انجام یافته، بین توانایی مدیریت و معیار تجدید ارائه سود رابطه معناداری یافت نشد.
 

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Effect of Managerial Ability on Earning Quality of Listed Companies in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • Gholamreza Mansourfar 1
  • Hamzeh Didar 2
  • Vahid Hosseinpour 3
1 Assistant Professor of Finance, Urmia University, Urmia, Iran
2 Assistant Professor of Accounting, Urmia University, Urmia, Iran
3 MSc. Accounting, Urmia University, Urmia, Iran
چکیده [English]

The main purpose of this article is to examine the effect of management ability on earnings quality. To coduct this study, financial reports of 92 companies during the financial periods of 2002 to 2010 are used. Management ability is measured by DEA method and eanings quality is measured by three criteria that are: eaning restatement, eaning stability and the quality of accruals items. The results of this research show that management ability generally has a positive and meaningful effect on eanings quality. The results also show that high ability of management causes more stability of earnings and a better quality for accrual items but a meaningful relationship between management ability and the criterion of eanings restatement was not found.
 
 
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • earning quality
  • management ability
  • DEA
  • Earning Restatement

گزارش‌های مالی از مهم‌ترین محصولات فرآیند حسابداری هستند که اهداف عمده آن‌ها فراهم آوردن اطلاعات لازم برای ارزیابی عملکرد، توانایی سودآوری شرکت‌ها و پیش‌بینی جریان‌های نقدی آینده است. یکی از اقلام حسابداری، که در صورت سود و زیان ارائه می‌شود، سود خالص است ]10[.

سود خالص از مهم‌ترین اطلاعات گزارش‌های مالی است که در تصمیمات اقتصادی ذی‌نفعان کاربرد گسترده‌ای دارد. با توجه به حساسیت و ابعاد گسترده کاربرد سود، دقت در ابعاد مختلف و بررسی دیدگاه‌های گوناگونی که در محاسبه و ارائه سود وجود دارد، ضروری به نظر می‌رسد ]3[.

محاسبه سود خالص یک بنگاه اقتصادی که متأثر از روش‌های گوناگون حسابداری و آزادی عمل مدیران در انتخاب روش‌ها و انجام قضاوت‌ها و تخمین‌هاست، موجب می‌شود که سود واقعی شرکت‌ها با سود گزارش‌شده در صورت‌های مالی تفاوت داشته باشد ]6[. به‌بیان دیگر، مدیریت به‌دلیل اختیار زمانبندی شناسایی درآمدها و هزینه‌ها و همچنین، تعیین مبلغ آن‌ها ممکن است به دلایلی مانند امنیت شغلی، دریافت پاداش، افزایش ارزش شرکت و سایر عوامل، سود شرکت را بیشتر از واقع نشان دهد تا تصویر مطلوبی از عملکرد شرکت ارائه کند ]10[. در این صورت، کیفیت سود از اهمیت زیادی برخوردار خواهد شد. کیفیت سود، جنبه بسیار مهمی از سود حسابداری را نشان می‌دهد؛ زیرا سودهای باکیفیت کم می‌توانند باعث اعطای نادرست اعتبار از سوی اعتباردهندگان و نیز تخصیص غیر بهینه منابع به طرح‌هایی با بازدهی غیرواقعی و در نتیجه کاهش رشد اقتصادی شوند ]3[.

سود حسابداری از دو قسمت تعهدی و نقدی تشکیل می‌شود. مدیریت در ارتباط با قسمت تعهدی سود به‌منظور رعایت استانداردهای حسابداری، با استفاده از دانش و آگاهی خود در مورد صنعت مورد فعالیت شرکت، از تخمین و قضاوت استفاده می‌کند؛ مثلاً مدیر هنگام تعیین میزان هزینه مطالبات مشکوک‌الوصول، تعیین عمر مفید و ارزش اسقاط دارایی‌های استهلاک‌پذیر برای محاسبه هزینه استهلاک و تعیین میزان خسارت احتمالی در مورد دعاوی حقوقی مطرح شده علیه شرکت و ... از قضاوت و تخمین استفاده می‌کند. اگر مدیری دانش بیشتری در مورد صنعت مورد فعالیت خود داشته باشد، توانایی بیشتری نیز جهت انجام قضاوت صحیح‌تر در مورد اقلام تعهدی خواهد داشت که این امر به ارائه صادقانه سود حسابداری منجر و در نتیجه باعث بهتر شدن کیفیت سود می‌شود ]14[.

از دیدگاه پالپو خطای برآورد اقلام تعهدی به عنوان عاملی است که کیفیت سود حسابداری را کاهش می‌دهد ]2[. به‌طور کلی، از مدیران توانا انتظار می‌رود که نسبت به نیاز مشتریان، شرایط کلان اقتصادی و منافع آتی دارایی‌های ثبت شده آگاهی داشته؛ همچنین، استانداردهای پیچیده را درک و آن‌ها را اجرا کند.

مدیران توانا اقلام تعهدی را با دقت بیشتری نسبت به مدیران با توانایی کم تخمین می‌زنند. برای مثال، هنگام تخمین میزان مطالبات مشکوک‌الوصول، یک مدیر با توانایی کم ممکن است از یک نرخ تاریخی (گذشته) استفاده کند، در حالی‌که یک مدیر با توانایی بالا ممکن است از یک نرخ تاریخی تعدیل‌شده براساس شرایط کلان اقتصادی، ملاحظات مربوط به صنعت و تغییراتی که در نوع مشتریان ایجاد می‌شود، استفاده کند. همچنین، از مدیران توانا انتظار است تا نرخ استهلاک و ارزش بازار و سایر تخمین‌های مربوط به اقلام تعهدی را دقیق‌تر و قابل توجیه‌تر گزارش کنند. به‌طور کلی، برای حفظ ثبات و استوار نگه‌داشتن روند رشد شرکت، از یک مدیر توانا انتظار بر این است که سود را با کیفیت بالا گزارش کند ]14[.

از طرف دیگر، مدیریت ممکن است به دلایلی مانند امنیت شغلی، دریافت پاداش، افزایش ارزش شرکت و سایر عوامل سود شرکت را بیشتر از واقع نشان دهد تا تصویر مطلوبی از عملکرد شرکت ارائه کند. به‌بیان دیگر، ممکن است مدیر برای رسیدن به اهداف از پیش تعیین شده، سود را مدیریت کند.

این اقدام مدیر باعث می‌شود که سود گزارش شده متفاوت از سود واقعی شرکت شده و در نتیجه دارای کیفیت پایینی شده و نتواند نقش خود را در تصمیم‌گیری‌های اقتصادی بخوبی ایفا کند ]10[.

با توجه به مطالب مطرح شده می‌توان گفت اختیار عمل مدیران و تأثیرپذیری سود از مبانی گزارشگری و صلاحدید مدیران، از جمله عوامل مهم و مؤثر بر کیفیت سود است. به‌عبارت دیگر، کیفیت سود به‌طور مؤثری از توانایی مدیریت در استفاده از اقلام اختیاری در اندازه‌گیری و گزارشگری سود متأثر می‌گردد ]8[. در نتیجه، سؤال اساسی که مطرح می‌شود، این است که توانایی مدیران شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در چه سطحی است و این‌که سطوح مختلف از توانایی مدیران چه تأثیری بر کیفیت سودی که هر یک از آن‌ها گزارش می‌کنند، دارد؟

هدف پژوهش حاضر، بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت سود (با استفاده از سه معیار تجدید ارائه سود، پایداری سود و کیفیت اقلام تعهدی) است. در این راستا، ابتدا به ادبیات و مبانی نظری موجود اشاره گردیده و با توجه به سؤال پژوهش، فرضیه‌ها تدوین شده و سپس روش‌های جمع‌آوری داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها تشریح گردیده و در پایان، یافته‌ها و نتایج حاصل از این بررسی ارائه می‌شود.

 

مبانی نظری و پیشینه پژوهش

بر اساس مبانی نظری و تجربی می‌توان گفت که از یک مدیر توانا انتظار می‌رود که هوش، آگاهی و دانش بیشتری داشته باشد تا بتواند استانداردهای حسابداری را درک کرده و با به‌کارگیری آن‌ها در مورد اقلام تعهدی تخمین و قضاوت بهتری را بتواند انجام دهد. به‌طور کلی، مدیران توانا باید در تخمین سودهای رقابتی منتج شده از تصمیمات عملیاتی شرکت‌ها، پیچیدگی‌ها را بهتر بررسی کرده و کیفیت سود را نسبت به شرکت‌‌های فعال مشابه در محیط‌های یکسان، بهتر گزارش کنند ]14[. بنابراین، توانایی مدیریت بر کیفیت سود اثرگذار است.

مطالعات پیشین نشان می‌دهد تجربه و تخصص مدیران و کارکنان مالی، مالکیت پراکنده و غیرمتمرکز، گرایش‌ها و رویکردهای محافظه‌کارانه مدیریت، فشار بازار سرمایه که موجب ترغیب مدیران به عدم رعایت استانداردهای حسابداری می‌شود و تأکید مدیران برای دستیابی به معیارها و استانداردهای صنعت، می‌تواند احتمال تجدید ارائه صورت‌های مالی را افزایش دهد ]5[. همچنین، تجدید ارائه سود شرکت‌ها بیشتر به دلیل خطاها و اشتباهاتی که در گزارشگری سود دوره‌های گذشته رخ داده است، اتفاق می‌افتد. بیشتر این خطاها، همان‌طور که پلاملی و یان نشان دادند، مربوط به خطای تخمین اقلام تعهدی که مسؤولیت آن بر عهده مدیریت است، می‌باشد. به همین دلیل، انتظار بر این است که تجدید ارائه سود با خطا در تخمین اقلام تعهدی همبسته باشد ]14[. به‌عبارت دیگر، بالا بودن توانایی مدیریت باعث کاهش خطا در تخمین اقلام تعهدی و در نتیجه، کاهش تجدید ارائه سود و افزایش کیفیت سود می‌شود. همچنین، از مدیران توانمند انتظار بر این است با انتخاب پروژه‌های بهتر، فهم خود را از ریسک پروژه‌ها بهبود بخشیده و عملیات شرکت‌ها را به‌صورت بسیار کارا مدیریت کنند. بنابراین، مدیران توانا سود پایداری را گزارش می‌کنند.

از سوی دیگر، دیچو و دیچو ]16[ نشان دادند که اقلام تعهدی با کیفیت بالا نهایتاً به جریان‌های نقد تبدیل می‌شوند ولی اقلام تعهدی که به‌صورت نادرست تخمین زده شده‌اند، به احتمال کم، به جریان‌های نقد تبدیل می‌شوند. در نتیجه، مدیران توانمندی که از صنعت مورد فعالیت خود دانش و آگاهی کافی دارند، در تخمین اقلام تعهدی اشتباه کمی دارند. به عبارت دیگر، مدیران توانا اقلام تعهدی را با کیفیت بالایی تخمین زده، سود با کیفیتی را گزارش می‌کنند.

مطالعات صورت گرفته در زمینه کیفیت سود و توانایی مدیریت را می‌توان به دو دسته از مطالعات خارجی و مطالعات داخلی تقسیم کرد:

الف) مطالعات خارجی

فرانسیس و همکاران ]17[ در مقاله‌ای به بررسی رابطه بین شهرت مدیران با کیفیت سود شرکت‌ها پرداخته و نتیجه گرفتند شرکت‌هایی که مدیران مشهوری دارند، نسبت به شرکت‌هایی که مدیران آن‌ها شهرت کمی دارند، دارای کیفیت سود پایینی هستند.

لورتی و گریس ]19[ دریافتند که توانایی مدیران بر عملکرد شرکت‌هایی که با بحران مواجه هستند، تأثیر بسزایی دارد. آن‌ها 2300 شرکت بیمه را در دوره زمانی 1989-2000 مطالعه کرده و نتیجه گرفتند که توانایی مدیران ارتباط معکوس با مدت زمان باقی ماندن شرکت در بحران مالی (تنگنا) و احتمال ورشکستگی دارد؛ به طوری‌که مدیران شرکت‌های ورشکسته مهارت و توانایی کمتری نسبت به مدیران سایر شرکت‌ها دارند.

بامبر و همکاران ]13[ در پاسخ به این سؤال که آیا مدیران مستقل نقش با اهمیتی را در میزان افشای اطلاعات مالی داوطلبانه شرکت‌ها ایفا می‌کنند یا نه، دریافتند که مدیران اجرایی رده بالا تأثیرات مهم و منحصر به‌فردی را روی میزان افشای اطلاعات مالی داوطلبانه شرکت‌ها اعمال می‌کنند.

دمیرجیان و همکاران ]13[ رابطه بین توانایی مدیران و کیفیت سود را مطالعه کردند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که بین توانایی مدیریت و کیفیت سود رابطه مثبتی وجود دارد.

به‌طور خاص، توانایی مدیریت با تجدید ارائه کمتر صورت‌های مالی، پایداری بالای سود، پایداری بالای اقلام تعهدی و خطای کمتر در تخمین مطالبات مشکوک‌الوصول همبسته است. براساس نتایج آ‌ن‌ها، یک مدیر توانا می‌تواند تخمین اقلام تعهدی و ارزیابی سود را با صراحت و دقت زیادی انجام دهد.

بایک و همکاران ]12[ به بررسی تأثیر وجود سیستم قانونی مستحکم و قوی در شرکت‌ها در رابطه بین توانایی مدیران و کیفیت سود پرداختند و نتیجه گرفتند که کیفیت سود همبستگی منفی با توانایی مدیران دارد، اما وجود یک سیستم قانونی منسجم این رابطه منفی را کاهش می‌دهد.

ب) مطالعات داخلی: نزدیک‌ترین مقاله و پژوهش به موضوع حاضر در بین مطالعات داخلی به شرح زیر است:

حاجیها و گیلاوی ]18[ در مقاله خود تأثیر توانایی مدیران بر پایداری سود شرکت‌‌های صنعتی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را مطالعه کردند. آن‌ها از صورت‌های مالی 100 شرکت برای دوره زمانی 1384-1390 استفاده کردند و به نتایج زیر دست یافتند:

1) توانایی مدیران یک ارتباط مثبت با اهمیت با پایداری سود دارد.

2) توانایی مدیران یک ارتباط منفی با پایداری سود شرکت‌‌هایی که زیان گزارش کرده‌اند، دارد.

3) بر هم کنش متقابل توانایی مدیران و اقلام تعهدی یک ارتباط مثبت با اهمیت با پایداری سود دارد.

از بررسی پژوهش‌های انجام شده می‌توان به نقش با اهمیت و پررنگ مدیریت در نحوه گزارشگری مالی و نهایتاً کیفیت سود شرکت‌ها پی برد و با توجه به این‌که در مطالعات داخلی (به غیر از مورد بالا) بیشتر به بررسی ارتباط کیفیت سود و عوامل شرکتی پرداخته شده و بر تأثیر توانایی مدیریت در کیفیت سود شرکت‌ها توجه چندانی نشده است، بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت سود شرکت‌ها، موضوع ضروری و مهمی به نظر می‌رسد.

 

فرضیه‌های پژوهش

بر اساس آن‌چه که در پیشینه پژوهش و مبانی نظری ذکر گردید و بر اساس سؤال‌هایی که پژوهش حاضر می‌کوشند به آن‌ها پاسخ گوید، فرضیه‌های ذیل قابل تدوین هستند:

فرضیه 1) توانایی مدیریت بر تجدید ارائه سود اثرگذار است.

فرضیه 2) توانایی مدیریت بر پایداری سود اثرگذار است.

فرضیه 3) توانایی مدیریت بر کیفیت اقلام تعهدی اثرگذار است.

 

روش پژوهش

روش مورد استفاده در این پژوهش، روش کاربردی با استفاده از اطلاعات تاریخی به‌صورت پس رویدادی و در حوزه پژوهش‌های اثباتی حسابداری است که از روش رگرسیون خطی چند متغیره و رگرسیون لجستیک استفاده شده است. همچنین، تحلیل‌های آماری به کمک نرم‌افزارهای Eviews و Stata انجام شده است. جامعه آماری پژوهش، کلیة شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران هستند. نمونه آماری این پژوهش که با استفاده از روش حذفی سیستماتیک انتخاب شده، شامل 92 شرکت طی دوره‌های مالی 1381 تا 1390 است. نمونه آماری پژوهش با در نظر گرفتن شرایط زیر انتخاب شده است:

1) تاریخ پذیرش شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران قبل از سال مالی 1382 باشد.

2) جزو شرکت‌های سرمایه‌گذاری و بانکی نباشد.

3) دوره‌ مالی شرکت‌ها منتهی به 29 اسفند ماه باشد.

4) در طول دوره مطالعه تغییر سال مالی نداشته باشد.

5) در طول دوره مطالعه وقفه معاملاتی بیشتر از 6 ماه نداشته باشد.

6) با توجه به روش اندازه‌گیری متغیر توانایی مدیریت با استفاده از روش تحلیل پوششی داده‌ها، باید هر یک از شرکت‌ها در یکی از گروه‌های هفتگانه که به‌صورت صنعت به صنعت تفکیک شده‌اند، قرار گیرد.

تعریف عملیاتی متغیرهای پژوهش و نحوه اندازه‌گیری آن‌ها

با توجه به فرضیه‌های پژوهش، متغیرهای وابسته و مستقل و کنترلی این پژوهش به شرح زیر تعریف می‌گردند:

1) متغیر وابسته

متغیر وابسته این پژوهش، کیفیت سود است. این متغیر به لحاظ ماهیت، کمّی بوده و دارای مقیاس سنجش نسبی است. برای اندازه‌گیری کیفیت سود از سه معیار اندازه‌گیری استفاده می‌شود که عبارتند از:

الف) تجدید ارائه سود[1]: طبق این معیار از کیفیت سود، اگر در تخمین اقلام تعهدی اشتباهی اساسی رخ داده باشد که این اشتباه به تجدید ارائه گزارش‌های مالی منجر گردد، در این صورت شرکت مزبور دارای کیفیت سود پایینی خواهد بود ]15[. به عبارت دیگر، تجدید ارائه سود با خطای تخمین اقلام تعهدی همبسته است. متغیر تجدید ارائه[2] یک متغیر دو وجهی است که برای اندازه‌گیری آن به این شکل عمل می‌شود که: اگر تجدید ارائه صورت‌های مالی در سال‌های t, t+1 ,t+2 اتفاق بیفتد، این متغیر برابر یک است و در غیر این‌صورت برابر صفر خواهد بود ]14[.

ب) پایداری سود: ریچاردسون ]21[ معتقد است سودی که تداوم بیشتری داشته باشد، با کیفیت در نظر گرفته می‌شود. از دیدگاه سرمایه‌گذار، کیفیت سود زمانی قابل طرح است که سودهای گزارش شده جاری در دوره‌های بعد نیز تداوم پیدا کند. بنابراین، از دیدگاه یک سرمایه‌گذار، تداوم سودآوری بالاتر، پیش‌بینی‌های درست‌تری را ارائه می‌دهد. برای اندازه‌گیری تداوم و پایداری سود، محققان معمولاً از مدل رگرسیون برای ارزش‌های آتی سودها نسبت به ارزش‌های جاری سود استفاده می‌کنند ]1[. در این پژوهش، پایداری سود به‌طور مستقل اندازه‌گیری نمی‌شود، بلکه این معیار طی یک رگرسیون همزمان با آزمون فرضیه اول اندازه‌گیری می‌شود.

ج) کیفیت اقلام تعهدی: کیفیت اقلام تعهدی، به میزان تبدیل (تحقق) اقلام تعهدی به جریان‌های نقدی آتی اطلاق می‌گردد ]9[. خطای اندازه‌گیری در تعیین اقلام تعهدی می‌تواند به‌طور بالقوه توانایی اقلام تعهدی را برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی آینده یا انعکاس جریان‌های نقدی گذشته و جاری را کژنمایی کند ]11[. به عبارت دیگر، خطای اندازه‌گیری در تعیین اقلام تعهدی باعث کاهش کیفیت اقلام تعهدی و در نتیجه کیفیت سود نیز پایین خواهد بود. برای اندازه‌گیری کیفیت اقلام تعهدی از مدل مک نیکولز ]20[ استفاده می‌شود:

 

رابطه (1)

در رابطه بالا:

: تغییرات سرمایه در گردش که عبارت ‌است از: تغییرات حساب‌های دریافتنی ( ) به‌علاوه تغییرات موجودی کالا ( ) و سایر دارایی‌های جاری ( )، منهای تغییرات حساب‌های پرداختنی ( ):

 

رابطه (2)

CFO: وجه نقد حاصل از عملیات.

REVt: تغییرات در فروش سال جاری.

PPEt: میزان تجهیزات، اموال و ماشین‌آلات دوره جاری.

همة متغیرهای بالا با استفاده از متوسط جمع دارایی‌ها تعدیل می‌شوند. در رابطه (1) هر چقدر متغیر سرمایه در گردش با متغیرهای سمت راست مدل همبستگی بیشتری داشته باشد، نشان‌دهنده کیفیت بالای اقلام تعهدی است و همچنین، ضرایب خطای مدل نیز نشان‌دهنده کیفیت پایین اقلام تعهدی است. بنابراین، با کم کردن عدد یک از قدر مطلق ضرایب خطای مدل، کیفیت اقلام تعهدی به‌دست می‌آید.

2) متغیر مستقل

متغیر مستقل این پژوهش، توانایی مدیریت است. برای سنجش توانایی مدیریت، ابتدا کارایی شرکت‌ها با استفاده از متد تحلیل پوششی داده‌ها[3] محاسبه شده و سپس از آنجا که کارایی شرکت‌ها متأثر از دو عامل ویژگی‌های شرکتی و توانایی مدیریت است، در مدل خطی ارتباط کارایی شرکت‌ها با عوامل شرکتی، ومقدار خطای حاصل از مدل به‌عنوان توانایی مدیریت در نظر گرفته می‌شود ]15[.

تحلیل پوششی داده‌ها برای اولین بار توسط چارنز و کوپر در سال 1997 برای مقایسه کارایی چندین شرکت رقابتی درون یک صنعت معرفی گردید. به‌طور کلی، تحلیل پوششی داده‌ها، کارایی نسبی واحدهایی را که دارای ورودی‌ها و خروجی‌های مشابهی هستند، اندازه‌گیری می‌کند. این‌گونه واحدها را واحدهای تصمیم‌گیرنده (DMU)[4] می‌نامند. در واقع، این رویکرد، کارایی یک واحد تصمیم‌گیرنده را در مقایسه با واحدهای تصمیم‌گیرنده دیگر درون یک سازمان و یا در یک صنعت مشابه می‌سنجد.

به همین دلیل، امتیاز کارایی حاصل، یک امتیاز نسبی خواهد بود. کارا بودن یا نبودن یک واحد تصمیم‌گیرنده، به عملکرد آن واحد در انتقال ورودی‌ها به خروجی‌هایش در مقایسه با سایر واحدها در یک حوزه خاص بستگی دارد.

روش تحلیل پوششی داده‌ها مبتنی بر دو روش نهاده محور و ستاده محور است. در روش نهاده محور با فرض ثابت بودن ستاده‌ها، از حداقل کردن نهاده‌ها برای رسیدن به کارآیی بالاتر استفاده می‌شود و در روش ستاده محور فرض می‌شود که نهاده‌ها ثابت هستند و برای رسیدن به کارآیی بالاتر از افزایش ستاده‌ها استفاده می‌شود ]7[.

این متد یک مرز کارایی را برای شرکت‌ها فراهم می‌کند. اندازه کارایی را که این متد تولید می‌کند، یک عدد بین صفر و یک است. شرکت‌های با نمره کارایی یک، شرکت‌هایی هستند که بسیار کارا هستند و شرکت‌هایی که نمره کارایی آن‌ها کمتر از یک است، زیر مرز کارایی قرار دارند و باید با کاهش هزینه‌ها یا با افزایش درآمدها به مرز کارایی برسند ]15[.

در این پژوهش، برای به‌کارگیری روش تحلیل پوششی داده‌ها، با استناد به پژوهش‌های انجام شده سه مؤلفه نهاده (ورودی) و سه مؤلفه ستاده (خروجی) به شرح زیر انتخاب شده‌اند ]4[.

 

نگاره 1. متغیرهای ورودی و خروجی برای محاسبه کارایی شرکت‌ها

مؤلفه‌های نهاده (ورودی) - input (Xi)

مؤلفه‌های ستاده (خروجی) output (Yi)

ردیف

عنوان

ردیف

عنوان

1

هزینه‌های جاری (شامل بهای تمام‌شده کالای فروش رفته، پژوهش و توسعه و سایر هزینه‌ها)

1

فروش ناخالص

2

میانگین دارایی‌های غیر جاری در طی سال

2

سود قبل از مالیات

3

تعداد کارکنان

3

نرخ بازده شرکت

 

برای محاسبه نمره کارآیی شرکت‌ها، ابتدا تمام شرکت‌ها را نسبت به صنعت ـ سال تفکیک کرده و سپس متغیرهای ورودی و خروجی (نماگر 1) به شکل توزیع Z درآورده و با استفاده از نرم‌افزار MAXDEA امتیاز کارایی شرکت‌ها را محاسبه کردیم.

همان‌طور که گفته شد، کارایی شرکت‌ها متأثر از دو عامل ویژگی‌های شرکتی و توانایی مدیریت است. بنابراین، اندازه کارایی محاسبه شده در برگیرنده هر دو عامل ویژگی‌های شرکتی و توانایی مدیریت شرکت‌هاست، ولی هدف پژوهش حاضر فقط بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت سود است. به همین دلیل، با استناد به ادبیات موجود، پسماند حاصل از مدل رگرسیونی زیرکه تأثیر عوامل شرکتی را بر کارایی نشان می‌دهد، بیانگر امتیاز توانایی مدیریت خواهد بود ]12، 14، 15 و 18 [.

Firm Efficiencyi,t = α0 + α1Ln(Total Assets)i,t + α2 Market Sharei,t + α3Positive FreeCash Flowi,t4Ln(Age)i,t5Foreign Currency Indicatorei,t+ єi,tرابطه (3)                               

که در آن:

Firm Efficincy: نشان‌دهنده کارایی شرکت است که با استفاده از متد تحلیل پوششی داده‌ها محاسبه می‌شود.

Total Assets: نشان‌دهنده جمع دارایی‌ها ست که از صورت‌های مالی قابل استخراج است.

Market Share: نشان‌دهنده سهم بازار هر یک از شرکت‌هاست که با استفاده از رابطه زیر به‌دست می‌آید:

 

 

 

Positive Free Cash Flow: نماد جریان‌های نقدی مثبت آزاد است. اگر شرکتی جریان نقدی مثبت داشته باشد شاخص جریان‌های نقدی آزاد برابر یک است؛ در غیر این‌صورت برابر صفر خواهد بود. جریان‌های نقدی آزاد به شرح زیر محاسبه می‌شود:

(جریان‌های نقدی آزاد = سود عملیاتی قبل از استهلاک ـ مالیات پرداختنی ـ هزینه بهره پرداختنی ـ سودهای تقسیمی پرداختنی)

Age: نماد تعداد سال‌های فعالیت شرکت است. مقدار این متغیر از سال تأسیس تا سال مورد نظر را در بر می‌گیرد.

Foreign Currency Indicatore: نماد ارز خارجی است. این متغیر یک متغیر دو وجهی است که اندازه‌گیری آن بدین صورت است: اگر شرکت مورد نظر صادرات داشته باشد، این متغیر برابر یک و در غیر این صورت برابر صفر خواهد بود.

3) متغیرهای کنترلی

به متغیرهایی که در پژوهش لازم است تأثیر آن‌ها خنثی شود یا از بین برود، متغیرهای کنترل گویند. متغیرهای کنترلی این پژوهش طبق مبانی نظری پژوهش به شرح نگاره (2) است ]12، 14، 15 و 18:[

 

 

نگاره 2. تعریف عملیاتی متغیرهای کنترلی پژوهش

نام متغیر

نام لاتین

تعریف / روش اندازه‌گیری

اندازه شرکت

Firm Size

لگاریتم طبیعی ارزش بازار شرکت در پایان سال جاری.

نوسان‌های فروش

Sales Volatility

انحراف معیار (فروش به متوسط دارایی‌ها) طی سه سال اخیر.

نوسان‌های جریان‌های نقد

Cash Flow Volatility

انحراف معیار (جریان های نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی بر متوسط دارایی‌ها) طی سه سال اخیر.

چرخه عملیاتی

Operating Cycle

لگاریتم طبیعی متوسط سه سال اخیر مدت زمانی که یک شرکت کالایی را خریداری می‌کند و سپس آن را به‌فروش رسانده، مبلغ آن را دریافت می‌کند، چرخه عملیاتی نامیده می‌شود.

نسبت زیان‌ها

Loss%

نسبت گزارشگری زیان در صورت سود و زیان در طول سه سال اخیر.

نوع حسابرس

NationalAuditor

اگر حسابرس شرکت متعلق به سازمان حسابرسی باشد، عدد یک و در غیر این‌صورت صفر خواهد بود.

تغییرات رشد فروش

∆ Sales Growth

رشد فروش سال جاری منهای رشد فروش سال قبل

نرخ بازده غیرعادی

Abnormal Return

از طریق تفاضل بازده سهام شرکت از بازده سهام بازار (شاخص کل) به‌دست می‌آید. بازده سهام شرکت‌ها با در نظر گرفتن تغییرات قیمت سهام، حق تقدم، سود نقدی و ... محاسبه شده است (منبع: بورس اوراق بهادار تهران).


مدل‌های آزمون فرضیه‌ها

با توجه به مطالب بالا برای آزمون هر یک از فرضیه‌ها از مدلهای آماری زیر استفاده می‌شود ]12 و 18[:

فرضیه 1) برای آزمون تأثیر توانایی مدیران بر تجدید ارائه سود از رابطه (5) استفاده شده است:

 

Restatet+1,t+3,i = a0 + a1 MgrlAbilityt,i + a2 Firm Size,t,i+a3Sales Volatilityt-2,t,i+a4 Cash Flow Volatilityt-2,t,i+ a5 OperCyclet-2,t,i + a6Loss℅t-2,t,i + a7 National Auditort,i + a8 ∆Sales Growtht,i + a9 Abnormal Returnt,i + єt,iرابطه (5)               

 

فرضیه 2) برای آزمون تأثیر توانایی مدیران بر پایداری سود از رابطه (6) استفاده شده است:

Earningt+1,i = a0 + a1 Earningst,i + a2 Earningst,i × MgrlAbilityt,i + a3 Mgrl Abilityt,i + a4 Firm Size,t,i + a5 Sales Volatilityt-2,t,i + a6 Cash Flow Volatilityt-2,t,i+ a7 OperCyclet-2,t,i + a8Loss℅t-2,t,i + a9 National Auditort,i + a10 ∆Sales Growtht,i + a11 Abnormal Returnt,i + єt+1رابطه (6)             

 

فرضیه 3) برای آزمون تأثیر توانایی مدیران بر کیفیت اقلام تعهدی از رابطه (7) استفاده شده است:

AQt,i= a0 + a1 MgrlAbilityt,i + a2 Firm Size,t,i + a3Sales Volatilityt-2,t,i + a4 Cash Flow Volatilityt-2,t,i+ a5 OperCyclet-2,t,i + a6Loss℅t-2,t,i + a7 National Auditort,i + a8 ∆Sales Growtht,i + a9 Abnormal Returnt,i + єt,iرابطه (7)                

یافته‌های پژوهش

فرضیه‌های پژوهش با استفاده از تکنیک تجزیه و تحلیل رگرسیونی (رگرسیون خطی چندگانه و رگرسیون لجستیک) در قالب داده‌های تابلویی آزمون شدند. با توجه به این‌که مدل طراحی شده برای آزمون فرضیه اول به‌صورت رگرسیون لجستیک و مدل طراحی شده برای آزمون فرضیه دوم و سوم به‌صورت رگرسیون خطی چندگانه است، بدین علت، نتایج آزمون فرضیه‌های دوم و سوم همزمان باهم ارائه می‌شوند.

آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

آمار توصیفی بخشی از تجزیه و تحلیل یک محقق را تشکیل می‌دهد که این آمار در نگاره (3) ارائه شده است. ضریب تغییرات به‌عنوان یکی از معیارهای پراکندگی، عاملی است که از تقسیم انحراف معیار بر میانگین داده‌ها به‌دست آمده و برای بیان ثبات و پایداری داده‌ها به‌کار می‌رود.

با توجه به مقادیر به‌دست آمده می‌توان گفت متغیر کیفیت اقلام تعهدی دارای کمترین ضریب تغییرات بوده؛ لذا بیشترین پایداری و ثبات را طی دوره هفت ساله پژوهش داشته و همچنین، متغیر توانایی مدیریت دارای بیشترین ضریب تغییرات بوده و در نتیجه، کمترین پایداری و ثبات را در بین متغیرهای پژوهش دارد.

بی‌شک، یکی دیگر از مهم‌ترین استفاده‌هایی که می‌توان از نماگر آمار توصیفی داشت، قضاوت در مورد نرمال یا غیرنرمال بودن داده‌ها است.

با استفاده از مقادیر ارائه شده برای چولگی[5] و کشیدگی[6] متغیرها می‌توان به نرمال بودن و یا نرمال نبودن توزیع داده‌ها پی برد، اما تست جارک برا آزمونی است که برای این بررسی بیشتر عمومیت دارد.

همان‌طور که در نگاره (3) مشاهده می‌شود، سطح معنی‌داری در هر کدام از متغیرها، همگی کمتر از 5 درصد هستند پس در سطح اطمینان 95 درصد می‌توان گفت این متغیرها دارای توزیع نرمال نیستند.

 

نگاره 3. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش و نتایج آزمون جارک برا

نام متغیر

میانگین

انحراف معیار

ضریب تغییرات

چولگی

کشیدگی

جارک برا

سطح معنی‌داری

سود سال آتی

163/0

178/0

092/1

299/2

268/13

99/3396

0001/0

کیفیت اقلام تعهدی

909/0

099/0

108/0

072/3-

039/19

68/7916

0001/0

تجدید ارائه سود

796/0

402/0

5051/0

473/1-

171/3

850/233

0001/0

سود سال جاری

145/0

130/0

898/0

179/1

691/5

791/343

0001/0

توانایی مدیریت

24+E6/4

28+E9/5

12798

980/8-

991/134

8/476189

0001/0

اندازه شرکت

848/12

498/1

116/0

320/0

912/2

231/11

003/0

نوسان های فروش

101/0

097/0

961/0

752/3

009/25

25/14510

0001/0

نوسان‌های وجه نقد

079/0

061/0

761/0

144/3

568/22

04/1136

0001/0

چرخه عملیاتی

609/11

365/1

117/0

523/0

091/4

351/61

0001/0

نسبت زیان‌ها

035/0

140/0

011/4

615/4

761/25

61/16187

0001/0

نوع حسابرس

271/0

445/0

638/1

036/1

053/2

094/137

0001/0

تغییرات رشد فروش

033/0-

557/0

6/16-

719/3-

229/57

27/80397

0001/0

نرخ بازده غیرعادی

109/0

734/0

726/6

245/4

141/39

3/36982

0001/0


آزمون نهایی فرضیه اول:

با توجه به این‌که متغیر وابسته فرضیه اول این پژوهش (متغیر تجدید ارائه سود) دو بعدی (تجدید ارائه سود یا عدم تجدید ارائه سود) است، برای انجام آزمون این فرضیه از رگرسیون لجستیک استفاده شده است.

خلاصه نتایج حاصل از برآورد معادله رگرسیون لاجیت با استفاده از نرم‌افزار STATA در نگاره (4) ارائه شده است. در رگرسیون لاجیت، برای بررسی نکویی برازش مدل، از معیارهای مختلفی استفاده می‌شود که مهم‌ترین آن‌ها آماره LR است (شایان ذکر است که این معیار مانند آماره F در رگرسیون معمولی عمل می‌کند).

مقدار کای دو مربع مربوط به این آماره 86/15 بوده که احتمال مربوط به آن 0444/0 است. بنابراین، می‌توان گفت در سطح اطمینان 95 درصد فرض عدم معناداری مدل رد شده و مدل معنادار و قابل اعتماد است.

نتیجه برآورد رابطه (5) نشان می‌دهد که ضریب توانایی مدیریت مساوی صفر (از نظر آماری)، آماره Z این عامل برابر 01/0- و همچنین، احتمال آماره Z برابر 992/0 است. بنابراین، می‌توان گفت که فرضیه اول در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود.

به عبارت دیگر، نتایج نشان می‌دهد که توانایی مدیریت بر تجدید ارائه سود اثرگذار نیست. همچنین، نتایج بیانگر این است که از بین متغیرهای کنترلی فقط نوع حسابرس و نرخ بازده غیرعادی بر معیار تجدید ارائه سود اثرگذار است.

 

 

 

 

 

 

نگاره 4. نتایج نهایی رگرسیون لاجیت (فرضیه اول)

احتمال آماره z

آماره z

ضرایب

نام متغیر

992/0

01/0-

32 – E59/1-

توانایی مدیریت

079/0

76/1

16654/0

اندازه شرکت

723/0

35/0

39038/0

نوسان‌های فروش

733/0

34/0

58545/0

نوسان های جریانات نقد

321/0

99/0-

10882/0

چرخه عملیاتی

272/0

10/1

97028/0

نسبت زیان‌ها

029/0

18/2

560772/0-

نوع حسابرس

274/0

09/1

202010/0

تغییرات رشد فروش

013/0

48/2-

319900/0

نرخ بازده غیرعادی

761/0

30/0

30222/0

-cons

86/15

آماره کای دو

0444/0

احتمال آماره کای دو

35596/317-

log likelihood

644

تعداد مشاهدات


آزمون فرضیه‌های دوم و سوم

برای آزمون فرضیه‌های دوم و سوم از رگرسیون‌های چندگانه در قالب داده‌های پانلی استفاده می‌شود. پیش‌فرض‌های داده‌های پانلی برای فرضیه‌های دوم و سوم به شرح زیر انجام شده است:

1) بررسی ایستایی متغیرهای پژوهش

نگاره (5) مانایی متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی هر دو فرضیه دوم و سوم را طی دو آزمون لین، لیون و

چاو و فلیپس پرون نشان می‌دهد.

آماره احتمال هر دو آزمون نشان می‌دهد در تمام متغیرها مقدار این آماره کمتر از سطح اطمینان 5 درصد بوده، در نتیجه، فرض صفر مبنی بر عدم مانایی متغیرها رد می‌شود و لذا تمام متغیرها ماناست. با مانا بودن متغیرها می‌توان نتیجه گرفت که مدل‌های طراحی شده برای فرضیه‌ها دارای مشکل رگرسیون کاذب نخواهند بود.

 

نگاره 5. آزمون مانایی متغیرهای پژوهش

نتیجه

آزمون فلیپس پرون

آزمون لین، لیون و چاو

نام متغیر

احتمال

آماره F

احتمال

آماره F

ماناست

0001/0

156/440

0001/0

359/30-

سود سال آتی

ماناست

0001/0

474/562

0001/0

929/17-

کیفیت اقلام تعهدی

ماناست

0001/0

594/325

0001/0

465/23-

سود سال جاری

ماناست

0001/0

944/407

0001/0

253/22-

توانایی مدیریت

ماناست

0001/0

872/267

0001/0

037/17-

اندازه شرکت

ماناست

0001/0

655/273

0001/0

541/20-

نوسان‌های فروش

ماناست

0015/0

034/246

0001/0

287/23-

نوسان های وجه نقد

ماناست

0001/0

82/304

0001/0

588/11-

چرخه عملیاتی

ماناست

0001/0

456/562

0001/0

908/28-

تغییرات رشد فروش

ماناست

0001/0

38/352

0001/0

072/20-

نرخ بازده غیرعادی


2) بررسی نوع الگوی داده‌های ترکیبی

در این مرحله نوع داده‌ها (از جهت پانلی و یا تلفیقی بودن) مشخص می‌گردد، که برای این منظور از آزمون LM بروش پاگان استفاده شده است. اگر داده‌ها از نوع پانلی باشند، باید مشخص گردد که کدام مدل داده‌های پانلی (اثرهای ثابت یا تصادفی) به‌کار گرفته می‌شود که برای این منظور نیز از آزمون هاسمن استفاده شده است.

نگاره (6) نتایج آزمون‌های LM و هاسمن را نشان می‌دهد. در صورتی که مقدار محاسبه شده با استفاده از آزمون LM کمتر از عدد ثابت 22/3

 

باشد، مدل تلفیقی[7] (الگوی مقدار ثابت مشترک) و در غیر این صورت مدل داده‌ها، پانلی خواهد بود.

همان‌طور که نگاره (6) نشان می‌دهد، نوع داده هر دو فرضیه پانلی بوده، در نتیجه، باید با استفاده از آزمون هاسمن نوع مدل داده‌های تابلویی تعیین شود. در آزمون هاسمن نیز با توجه به فرض صفر این آزمون، اگر آماره احتمال به‌دست آمده کمتر از 5% باشد، نوع مدل داده‌های تابلویی، مدل اثرهای ثابت و در غیر این صورت، نوع مدل داده‌های تابلویی، مدل اثرهای تصادفی خواهد بود.

نگاره 6. نتایج آزمون LM و هاسمن

شماره فرضیه

مقدار LM محاسبه‌شده

نتایج آزمون LM

آزمون هاسمن

نتایج آزمون هاسمن

Cross Section Random

احتمال

فرضیه دوم

3397/3

پانلی

5626/115

0001/0

مدل اثرهای ثابت

فرضیه سوم

8350/10

پانلی

3962/18

0308/0

مدل اثرهای ثابت

 

3) آزمون ناهمسانی واریانس‌ها و خود همبستگی فرضیه‌های پژوهش

یکی دیگر از پیش فرض‌های داده‌های پانلی، بررسی ناهمسانی واریانس‌ها و خود همبستگی مدل‌های طراحی شده است. با بررسی نتایج این دو آزمون در نگاره (7) پی می‌بریم که هر دو فرضیه مشکل ناهمسانی واریانس و مشکل خود همبستگی دارند. فرض صفر آزمون ناهمسانی واریانس‌ها مبنی بر عدم وجود ناهمسانی واریانس‌ها رد می‌شود، زیرا میزان اهمیت آماره LR Chi2 کمتر از 5 درصد سطح اطمینان است.

در نتیجه، برای رفع ناهمسانی واریانس‌ها، از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (EGLS) استفاده شده است.

 

همچنین، فرض صفر آزمون خود همبستگی مبنی بر عدم خود همبستگی نیز رد می‌شود، زیرا احتمال آماره F کمتر از سطح اطمینان 5 درصد است. در نتیجه، برای رفع وجود خود همبستگی، با توجه به این‌که هر دو فرضیه دارای الگوی داده‌های پانلی به شکل اثرهای ثابت هستند، پارامتر AR (1) به مدل‌های هر دو فرضیه اضافه خواهد شد.

نگاره 7. نتایج آزمون ناهمسانی واریانس‌ها و خود همبستگی فرضیه‌های پژوهش

شماره فرضیه

آزمون ناهمسانی واریانس‌ها

ناهمسانی واریانس‌ها

آزمون خود همبستگی

خود همبستگی

LR Chi2(91)

Prob > chi2

آماره F

Prob > F

فرضیه دوم

48/796

0001/0

وجود دارد

322/9

0030/0

وجود دارد

فرضیه سوم

28/526

0001/0

وجود دارد

401/8

0047/0

وجود دارد


4) آزمون نهایی فرضیه دوم

فرضیه دوم در حالت مدل اثرهای ثابت و به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (به‌علت وجود مشکل ناهمسانی واریانس‌ها) و همچنین، با اضافه کردن پارامتر AR(1) (به‌علت وجود خود همبستگی) آزمون شده است که نتایج در نگاره (8) قابل مشاهده است. نتایج نشان می‌دهد که عامل توانایی مدیریت (حاصلضرب توانایی مدیریت و سود سال جاری) تأثیر مثبت و معناداری بر پایداری سود دارد. با توجه به این‌که آماره t برای عامل توانایی مدیریت برابر 838/3 است و احتمال این آماره کمتر از سطح اطمینان 5 درصد است، می‌توان گفت که فرضیه صفر پژوهش مبنی بر عدم اثرگذاری توانایی مدیریت بر کیفیت سود رد شده و با اطمینان 95 درصد توانایی مدیریت بر پایداری سود اثرگذار است. با توجه به نتایج به‌دست آمده می‌توان گفت، از مدیران توانمند انتظار بر این است که با انتخاب پروژه‌های بهتر، فهم خود را از ریسک پروژه‌ها بهبود بخشیده، عملیات شرکت‌ها را مدیریت و سود پایداری را گزارش کنند.

نتایج این فرضیه با نتایج پژوهش حاجیها و گیلاوی (1392) و دمیرجیان (2012) و سایر مبانی نظری مطرح شده سازگار است.

 

نگاره 8. نتایج آزمون نهایی فرضیه دوم

احتمال آماره t

آماره t

ضرایب

نام متغیر

0001/0

013241/7

730220/0

سود سال جاری

0001/0

838083/3

31 -E51/6

سود سال جاری در توانایی مدیریت

0009/0

331770/3-

31 – E23/1-

توانایی مدیریت

0221/0

296235/2-

010505/0-

اندازه شرکت

1142/0

582765/1

058488/0

نوسان های فروش

1926/0

304836/1

081843/0

نوسان‌های جریان‌های نقد

0001/0

23618/10-

042545/0-

چرخه عملیاتی

0002/0

747940/3

087135/0

نسبت زیان‌ها

7718/0

29018/0-

002138/0-

نوع حسابرس

0008/0

37096/3

016706/0

تغییرات رشد فروش

4673/0

72743/0

002750/0

نرخ بازده غیرعادی

0001/0

69548/8

669601/0

عرض از مبدأ

0128/0

49836/2-

114182/0-

AR (1) پارامتر

822484/0

ضریب تعیین

781672/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

117358/2

آماره دوربین واتسون

15263/20

آماره F

0001/0

احتمال آماره F

 

ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد که 78 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیر مستقل و متغیرهای کنترلی توضیح داده می‌شود. همچنین، با توجه به احتمال آماره F نیز می‌توان گفت که مدل طراحی شده برای آزمون فرضیه در حالت کلی معنادار بوده است. علاوه بر این، نتایج مربوط به آماره دوربین واتسون نشان می‌دهد که با اضافه کردن پارامتر AR (1) مشکل خود همبستگی از بین رفته است.

5) آزمون نهایی فرضیه سوم

فرضیه سوم در حالت مدل اثرهای ثابت و به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (به علت وجود مشکل ناهمسانی واریانس‌ها) و همچنین، با اضافه کردن پارامتر AR (1) (به‌علت وجود خود همبستگی) مورد آزمون قرار داده شده است که نتایج در نگاره (9) قابل مشاهده است. نتایج نشان می‌دهد که توانایی مدیریت تأثیر مثبت و معناداری بر کیفیت اقلام تعهدی دارد. با توجه به این‌که آماره t برای عامل توانایی مدیریت برابر 513/2 است و احتمال این آماره کمتر از سطح اطمینان 5 درصد است، می‌توان گفت که فرضیه صفر پژوهش مبنی بر عدم اثرگذاری توانایی مدیریت بر کیفیت سود رد شده و با اطمینان 95 درصد توانایی مدیریت بر کیفیت اقلام تعهدی اثرگذار است. نتایج این فرضیه با نتایج پژوهش فرانسیس و همکاران (2006) و دمیرجیان (2012) سازگار و با نتیجه پژوهش بایک و همکاران (2012) سازگار نیست.

 

نگاره 9. نتایج آزمون نهایی فرضیه سوم

احتمال آماره t

آماره t

ضرایب

نام متغیر

0123/0

513448/2

32 – E85/6

توانایی مدیریت

1401/0

478034/1-

007555/0-

اندازه شرکت

0657/0

8449/1-

02685/0-

نوسان های فروش

2042/0

271434/1

031690/0

نوسان‌های جریان‌های نقد

0001/0

73833/11

040436/0

چرخه عملیاتی

0001/0

506918/5-

074407/0-

نسبت زیان‌ها

2777/0

08676/1-

007718/0-

نوع حسابرس

3221/0

991245/0-

003643/0-

تغییرات رشد فروش

5715/0

566267/0

002324/0

نرخ بازده غیرعادی

0001/0

634162/5

542329/0

عرض از مبدأ

0030/0

98683/2-

117367/0-

AR (1) پارامتر

355534/0

ضریب تعیین

210887/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

107937/2

آماره دوربین واتسون

457948/2

آماره F

0001/0

احتمال آماره F

 

ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد که 21 درصد از تغییرات متغیر کیفیت اقلام تعهدی توسط متغیر توانایی مدیریت و متغیرهای کنترلی توضیح داده می‌شود. همچنین، با توجه به احتمال آماره F نیز می‌توان گفت که مدل طراحی شده برای آزمون فرضیه در حالت کلی معنادار بوده است.

علاوه بر این، نتایج مربوط به آماره دوربین نشان می‌دهد که با اضافه کردن پارامتر AR (1) مشکل خود همبستگی از بین رفته است. از بین متغیرهای کنترلی نیز متغیرهای چرخه عملیاتی و نسبت زیان‌ها تأثیر منفی و معناداری بر کیفیت اقلام تعهدی دارند و مابقی متغیرهای کنترلی تأثیر معناداری بر کیفیت اقلام تعهدی ندارند.

 

نتیجه‌گیری

هدف اصلی پژوهش بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت سود است که در این پژوهش کیفیت سود با استفاده از سه معیار، اندازه‌گیری و تأثیر توانایی مدیریت بر آن بررسی شد. نتایج نشان می‌دهد که:

توانایی مدیریت هیچ‌گونه تأثیر معناداری بر تجدید ارائه سود ندارد. بیشتر تجدید ارائه صورت‌های مالی در ایران، به دلیل مقدار هزینه مالیاتی اتفاق می‌افتد و از آنجایی که در برخی موارد قوانین مالیاتی با استانداردهای حسابداری مطابقت ندارد، می‌توان گفت که این تجدید ارائه صورت‌های مالی بیشتر به‌دلیل سیاست‌ها و قوانین جاری کشور اتفاق می‌افتد.

توانایی مدیریت بر معیار پایداری سود اثر معناداری دارد. هر چقدر مدیر دارای توانایی بالایی باشد، سود گزارش‌شده هر سال همبستگی مثبت و معناداری با سود سال قبل خواهد داشت.

توانایی مدیریت بر کیفیت اقلام تعهدی اثر معناداری دارد. هر چقدر مدیر دارای دانش و آگاهی بیشتری نسبت به صنعت مورد فعالیت خود داشته باشد، از توانایی بیشتری برای انجام قضاوت و تخمین دقیق و صحیح اقلام تعهدی خواهد داشت که این امر به ارائه صادقانه سود حسابداری منجرشده و در نتیجه باعث افزایش کیفیت سود می‌شود.

با توجه به نتایج به‌دست آمده پیشنهادهایی به شرح زیر برای پژوهش‌های آتی ارائه می‌شود:

به شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران توصیه می‌شود در انتخاب مدیران خود به توانایی آن‌ها توجه کافی داشته، برای تعیین مدت دوره تصدی آن‌ها به بررسی توانایی و دانش حسابداری مدیران توجه ویژه داشته باشند.

به تحلیلگران مالی، اعتباردهندگان و سرمایه‌گذارن توصیه می‌شود هنگام تصمیم‌گیری از توجه صرف به کمیت سود اجتناب نموده و به کیفیت سود شرکت‌ها نیز توجه کافی داشته باشند.

با توجه به این‌که حسابداری مهم‌ترین و با اهمیت‌ترین اطلاعات را برای مدیریت شرکت‌ها فراهم می‌کند، پیشنهاد می‌شود که مدیرانی برای شرکت‌ها انتخاب شوند که تخصص حسابداری لازم برای کاربست اطلاعات فراهم شده را داشته باشند.

با توجه به این‌که طبق مبانی نظری مدیریت می‌تواند از توانایی خود در جهت حداکثر نمودن پاداش خود استفاده کند و سود را تحریف نماید، به سیاستگذاران و تدوین‌کنندگان استانداردهای حسابداری توصیه می‌شود که استانداردهایی را تدوین کنند که آزادی عمل مدیران را در انتخاب چندین راه حل محدود نمایند تا شاهد هموارسازی سود و یا تحریف اقلام تعهدی از سوی مدیریت نباشیم.

به تحلیلگران مالی توصیه می‌شود که هنگام ارزیابی شرکت‌ها، علاوه بر تجزیه و تحلیل صورت‌های مالی، توانایی مدیریت هر یک از شرکت‌ها را نیز ارزیابی نموده تا بتوانند پرتفوی مناسبی را برای سرمایه‌گذاری انتخاب نمایند.

برخی از مدیران شرکت‌های بورسی از دانش کافی برخوردارند و می‌توانند به راحتی اقدام به دستکاری اقلام تعهدی نمایند، لذا به حسابرسان پیشنهاد می‌شود در طراحی آزمون‌های کنترل و محتوا دقت و وقت بیشتری را اختصاص دهند.



[1] Restatement Earning

[2] Restate variable

[3] Data Envelopment Analysis (DEA)

[4] Decision Making Unit

[5] Skewness

[6] Kurtosis

[7] Pooled

- اسماعیلی، مریم. (1385). راه‌های مختلف ارزیابی کیفیت سود با تاکید بر روش مجموع تعهدات. اقتصاد بورس، شماره 57، صص 37-34.

2- اسماعیلی، شاهپور. (1386). کیفیت سود. مجله حسابدار، سال 21، شماره 184، صص 38-27.

3- حقیقت، حمید و مهدی پناهی. (1390). بررسی رابطه کیفیت سود و بازده آینده سهام در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دانش حسابداری، سال دوم، شماره 5، صص 50-31.

4- حساس، یگانه و حمزه دیدار. (1391). تدوین و تبیین مدل رابطه کیفیت گزارشگری مالی، عدم تقارن اطلاعاتی و کارایی سرمایه‌گذاری در سطح شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پایان‌نامه دکتری حسابداری، دانشگاه تهران.

5- ساعی، محمدجواد، باقرپور ولاشانی، محمدعلی و سید ناصر موسوی بایگی. (1392). بررسی فراوانی و اهمیت تجدید ارائه صورت‌های مالی. مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، سال پنجم، شماره 1، صص 86-67.

6- علوی طبری، سید حسین، مجتهدزاده، ویدا، سلیمانی امیری، غلامرضا و یلدا عاملی. (1388). رابطه کیفیت سود و سود تقسیمی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 16، شماره 15، صص 106-93.

7- مهرگان، محمدرضا. (1383). ارزیابی عملکرد سازمان‌ها:رویکردی کمّی با استفاده از تحلیل پوششی داده‌ها. دانشگاه تهران: دانشکده مدیریت.

8- قائمی، محمدحسین، جمال لیوانی، علی و سجاد ده بزرگی. (1387). کیفیت سود و بازده سهام شرکت‌ها. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 15، شماره 52، صص 88-71.

9- مهرانی، کاوه و محمدحسین صفرزاده. (1390). تبیین ارتباط بین حاکمیت شرکتی و کیفیت سود با رویکرد بومی. دانش حسابداری، سال 2، شماره 7، صص 98-69.

10- نصرالهی، زهرا و زهره عارف‌منش. (1389). بررسی رابطه مالکیت و کیفیت سود در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابداری، سال اول، شماره 3، صص 138-117.

11- نیکومرام، هاشم و حیدر محمدزاده سالطه. (1389). ارائه الگویی برای تبیین ارتباط بین حاکمیت شرکتی و کیفیت سود. حسابداری مدیریت، سال 3، شماره 4، صص 80-59.

12- Baik, B., Choi,S., Farber, D. and Zhang, J. (2012). "Managerial Ability and Earning Quality: An International Analysis". SOAR Seminar Series, Seoul National University, Level 4, Meeting Room 4.

13- Bamber, L.S., Jiang, J. and Wang, I.Y. (2012). "Whatۥs My Style? The Influence of Top Managers on Voluntary Corporate Financial Disclosure". The Accounting Review, Vol. 85, No. 4, Pp. 1131-1162.

14- Demerjian, P., Lewis, M., Lev, B. and Mc Vay, S., 2013. "Managerial Ability and Earning Quality". The Accounting Review: Vol. 88, No. 2, Pp. 463-498.

15- Demerjian, P., Lev, B. and Mc Vay, S., (2012). "Quantifying Management Ability: A New Measure and Validity Tests". Management Science, Vol. 58, No. 7, Pp. 1229-1248.

16- Dechow, P., Ge, W. and Schrand, C. (2010). "Understanding Earning Quality: A Review of The Proxies, Their Determinates and Their Concequence".Journal of Accounting And Ecounomics, Vol. 50, No. 1, Pp. 344-401.

17- Francis, J., Huang, H., Rajgopal, SH. And Zang, A., (2008). CEO Reputation and Earning Quality". Contemporary Accounting Research, Vol. 25, No. 1, Pp. 109-147.

18- Hajiha, Z. and Gilavi, M., (2012). " The Effect of Management Ability on Earning Persistence in Production Companies Listed in Tehran Stock Exchange". European Journal of Economics, Finance And Administrative Sciences, Vol. 50, No. 1, Pp. 88-99.

19- Leverty, J.T. and Grace, M. (2012). "Dupes or Incompetents? An Examination of Managementۥs Impact on Firm Distress". Journal of Risk and Insurance, Vol. 79, No. 3, Pp. 751-783.

20- Mcnichols, M. (2002). "Discussion of The Quality of Accruals And Earnings: The Role of Accrual Estimation Errors, The Accounting Review", Vol. 77, No. 4, Pp. 61-69.

21- Richardson, S.2003."Earning Surprises and Short Seling". Accounting Horizons, Vol. 17 (Supplement): Pp. 49-61.