نویسندگان
1 دانشیار حسابداری، دانشگاه اصفهان
2 استادیار اقتصاد، دانشگاه اصفهان
3 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه اصفهان
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
arnings quality is an important characteristic of financial reports that affects the resources allocation efficiently. Because earnings are the main input to investors and analysts valuation models, firms with poor earnings quality tend to have higher costs of capital. While the archival literature in the area of earnings quality has largely focused on firm-specific characteristics, such as firm size and board independence, this study examined the manager-specific aspect of earnings quality. In this paper, the effect of managerial ability on earning quality is examined. In order to test the issue two hypotheses developed and a sample consists of 62 companies (434 firm-years) of the companies listed in Tehran Stock Exchange (TSE) during the years 2002 to 2008 were selected by using the omission systematic method. The research hypothesis test results showed that managerial ability has negative effect on the restatements that supported this paper’s hypothesis. It means when the managers have more ability, there is less probability that they have restatement. The results do not provide strong evidence that managerial ability affect earning persistence and no meaningful effects were found.
کلیدواژه‌ها [English]
گزارش‌دهی مالی به عنوان یک سیستم اطلاعاتی، مهم‌ترین منبع اشخاص برون سازمانی؛ به‌ویژه سرمایه‌گذاران، در دستیابی به اطلاعات مورد نیاز است، که نمود عینی آن، صورت‌های مالی است. از جمله مهم‌ترین و پرکاربردترین اجزای گزارش شده در صورت‌های مالی، سود حسابداری است. رقم سود خالص در صورت‌های مالی بر مبنای تعهدی محاسبه می‌شود. لذا در محاسبه سود از پیش‌بینی‌ها و برآوردها استفاده می‌گردد که این امر دستکاری سود توسط مدیریت را امکان پذیر می‌سازد و باعث انتقاد استفاده‌کنندگان از این سود شده، مفهومی با عنوان کیفیت سود را مطرح می‌سازد. در تعریف کیفیت سود اجماع نظری وجود ندارد، بلکه کیفیت سود مفهومی نسبی است که به ارتباط آن با دیدگاه‌ها و نگرش‌های مختلف بستگی دارد و لذا تعاریف متعددی از آن ارائه شده است. عوامل متعددی می‌تواند بر کیفیت سود اثرگذار باشد. پژوهش‌های قبلی بیشتر بر اثر ویژگی‌های شرکت مانند: اندازه شرکت، حاکمیت شرکتی و ... بر روی کیفیت سود تکیه کرده بودند؛ در حالی‌که پژوهش حاضر به این موضوع می‌پردازد که آیا توانایی مدیریتی به عنوان یک ویژگی مدیریت بر کیفیت سود تاثیر دارد؟
در ادامه این پژوهش، به مروری بر مبانی نظری و پیشینه پژوهش پرداخته خواهد شد و سپس فرضیه‌ها و روش پژوهش شرح داده خواهند شد.
مبانی نظری
نظریه کیفیت سود برای نخستین بار از سوی تحلیلگران مالی و کارگزاران بورس اوراق بهادار مطرح شد. تحلیلگران مالی در ارزیابی ارزش شرکت، نه تنها به کمیت سود، بلکه به کیفیت آن نیز باید توجه کنند. منظور از کیفیت سود، زمینه بالقوه رشد سود و میزان احتمال تحقق سودهای آتی است. به عبارت دیگر، ارزش یک سهم بیش از آن‌که به سود هر سهم سال جاری شرکت وابسته باشد، به انتظارات از آینده شرکت، قدرت سودآوری و ضریب اطمینان نسبت به سودهای آتی بستگی دارد. تحلیلگران مالی می‌کوشند تا چشم انداز سود شرکت را ارزیابی کنند [6]. کیفیت سود معیاری مهم برای سلامت مالی واحد تجاری به شمار می‌رود و مفهومی چند بعدی است و معنی واحدی ندارد [14]. برای نمونه، شیپر و وینست [28] کیفیت سود را حدی می‌دانند که سود گزارش شده نشان‌دهنده سود اقتصادی هیکس [23] باشد.
از آن جایی‌که سود اقتصادی مذکور، غیر قابل مشاهده است، آنان سه بعد پایداری، قابلیت پیش‌بینی و نوسان‌پذیری را برای ارزیابی کیفیت سود در نظر گرفتند. از دیگر معیارهایی که می‌توانند بیانگر کیفیت سود باشند، می‌توان به ارائه مجدد صورت‌های مالی کمتر [11]، پایداری سود [27]، خطای کمتر در ذخیره مطالبات مشکوک الوصول [26]، کیفیت اقلام تعهدی بالاتر [18] اشاره کرد. در این پژوهش از دو معیار پایداری سود و تجربه تجدید ارائه صورت‌های مالی کمتر به عنوان دو معیار برای کیفیت سود استفاده شده است.
پایداری سود یکی از معیارهای کیفیت سود است که به معنی تکرار (استمرار) سود جاری است. از نظر تای [29] کیفیت سودی بالاست که:
1- کیفیت اقلام تعهدی آن بالا باشد؛
2 - ضرایب پایداری سود، قابل توجه باشد. کیفیت پایین سود با پایداری کم سود تعریف می‌شود. پایداری کم، میزان پاسخگویی سود را کاهش می‌دهد.
فریمن و همکاران (1982) برای بررسی پایداری سود، رابطه بین سود جاری و سود آتی را به‌صورت رابطه (1) مطرح می‌کنند [22]:
(1)
در این رابطه، منظور از Earnings سود بوده و 1α ثبات بازده حسابداری دارایی‌ها را برآورد می‌کند و شاخصی برای پایداری سود است. اگر 1α نزدیک به یک باشد؛ یعنی سود پایدار است.
در سال‌های اخیر، تعداد صورت‌های مالی تجدید ارائه شده توسط شرکت‌های سهامی عام به‌طور قابل ملاحظه ای در حال افزایش است. افزایش تجدید ارائه، مبین این موضوع است که صورت‌های مالی دوره یا دوره‌های قبل که توسط مدیریت منتشر شده‌اند و مورد تایید استفاده‌کنندگان جهت اتخاذ تصمیم واقع شده‌اند، به‌طور نادرست ارائه شده و غیر‌قابل اتکا هستند. در حقیقت، ارائه مجدد صورت‌های مالی، اعتقاد سرمایه‌گذاران را پیرامون توانایی، اعتماد، صداقت و اعتبار گزارشگری مالی تنزل می‌دهد [5]. اندرسون و یان (2002) واکنش بازار را به سود پس از ارائه مجدد تحلیل کردند و شواهدی پیرامون تغییرات کوتاه مدت در محتوای اطلاعاتی سود پس از ارائه مجدد، ارائه نمودند [11].
در حقیقت، این پژوهشگران دریافتند که سرمایه‌گذاران در کوتاه مدت به سود پس از ارائه مجدد واکنش کمی نشان می‌دهند. طبق اصول پذیرفته شده حسابداری، صورت‌های مالی سنوات گذشته به دو دلیل، تغییر در رویه (اصل) حسابداری و اصلاح اشتباهات حسابداری، تجدید ارائه می‌شوند.
ارائه مجدد صورت‌های مالی برای بازار، حاوی اطلاعات جدیدی است. در حقیقت، صورت‌های مالی تجدید ارائه شده به صورت شفاف و صریح، پیام و علایمی پیرامون قابل اتکا نبودن صورت‌های مالی دوره‌های گذشته و کیفیت پایین آن‌ها ارائه می‌نماید. بنابراین، متعاقب ارائه مجدد، انتظارات سرمایه‌گذاران در ارتباط با جریان‌های نقدی آتی و نرخ بازده مورد انتظار آن‌ها تغییر می‌یابد [30].
عوامل متعددی نظیر: اندازه شرکت، صنعت و چرخه عملیاتی که ناشی از اهداف استراتژیک و مزایای رقابتی شرکت هستند، بر روی کیفیت سود تاثیر می‌گذارند. اغلب پژوهش‌های انجام شده در مورد کیفیت سود بر روی ویژگی‌های یک شرکت خاص، مانند اندازه شرکت و یا هیأت مدیره‌ی مستقل تکیه کرده‌اند؛ در حالی که در سایر پژوهش‌ها مانند: برتراند و اسچوار (2003)، آیر و همکاران (2005) و فرانسیس و همکاران (2008) که به ترتیب به نقش مدیریت بر تحصیل واحد فرعی و مخارج تحقیق و توسعه، رابطه بین سابقه حسابداری بالاتر مدیر عاملان و ارائه مجدد صورت‌های مالی کمتر و اینکه کیفیت سود به‌صورت معکوس با شهرت مدیر عامل رابطه دارد، به نقش مدیریت در مطالعه کیفیت سود پرداخته‌اند. دمرجیان و همکاران (2013) نیز به نقش توانایی مدیریتی بر کیفیت سود پرداختند و بیان کردند که مدیران ارشد در مورد کسب و کار واحد تجاری خود، دارای قضاوت‌ها و برآوردهای آگاهانه‌ترند و بنابراین، کیفیت سود هم به مراتب بالاتر است [19].
کارآیی و توسعه هر سازمان تا حد زیادی به استفاده صحیح از نیروی انسانی بستگی دارد. مدیران در سازمان‌ها، تدوین‌کنندگان خط مشی و صاحبان قدرت هستند و عملکرد سازمان‌ها با قدرت آنان در ارتباط است. مدیران با به کارگیری منابع قدرت می‌توانند زمینه رشد و تعالی یا زمینه انحراف و فساد سازمان را فراهم آورند و این امر به ماهیت وجودی و چگونگی استفاده از قدرت و منابع آن بستگی دارد [3]. اندازه‌گیری توانایی یا استعداد مدیریتی، مانند: بررسی تمرکز مدیریتی، عملکرد شرکت، تصمیمات سرمایه‌گذاری، جبران خسارت‌ها، حاکمیت شرکتی و تفاوت‌های بهره‌وری در بین کشورها، مرکز سؤال‌های بسیاری از پژوهش‌ها است. پژوهش‌های قبلی نشان می‌دهند که ویژگی‌های یک مدیر خاص (مانند: توانایی، استعداد، شهرت و لقب) بر روی ستانده‌های اقتصادی (مانند درآمد و سود) اثر می‌گذارند، بنابراین، به همان اندازه که در عمل قابل توجه هستند، در مطالعات اقتصادی، مدیریت مالی و حسابداری نیز از اهمیت ویژه‌ای برخوردارند [20].
برای اندازه‌گیری توانایی مدیریتی، پژوهشگران عمدتا بر شاخص‌هایی مانند: اندازه شرکت، عملکرد غیرعادی گذشته، خسارت‌ها، دوران تصدی، تحصیلات و ... تاکید داشتند و نیز از ابزار تحلیل پوششی داده‌ها[1] (DEA) در داخل یک صنعت خاص استفاده می‌کردند [25]. DEA یک روش برنامه‌ریزی خطی است که با استفاده از اطلاعات سازمان‌ها و واحدهای تولیدی به عنوان واحدهای تصمیم‌گیرنده، اقدام به ساخت مرز کارایی می‌کند. این مرز بر اساس اطلاعات در قالب نهاده‌ها و ستانده‌ها و بر اساس نتایج برنامه‌ریزی خطی متوالی ساخته می‌شود و در واقع درجه عدم کارایی هر واحد تصمیم‌گیرنده به میزان فاصله واحد مزبور تا مرز کارایی است [2].
بسیاری از این اندازه‌گیری‌ها باز هم جنبه‌هایی از شرکت را که خارج از کنترل مدیریت باشد، انعکاس می‌دهد؛ برای مثال، بازده غیرعادی سهام می‌تواند تحت تاثیر عوامل بسیاری به غیر از توانایی مدیریت باشد. دمرجیان و همکاران (2012) روش جدیدی برای اندازه‌گیری توانایی مدیریت براساس کارآیی مدیران در تبدیل منابع شرکت به درآمد در صنایع همگن معرفی کردند. آن‌ها انتظار داشتند که مدیران با توانایی بیشتر نسبت به مدیرانی که توانایی کمتری دارند، از تکنولوژی‌های روز و روند صنعت آگاهی بیشتری داشته باشند و به‌طور قابل اتکاتری بتوانند تقاضا برای محصولات را پیش‌بینی و در پروژه‌های با ارزش‌تری سرمایه‌گذاری کنند و همچنین، کارمندان و نیروی انسانی خود را به صورت کارآتری مدیریت کنند. به عبارت دیگر، مدیران تواناتر می‌توانند با منابع در اختیارشان بیشترین درآمد را کسب کنند و یا به عکس، منابع مورد نیاز را برای کسب میزان مشخصی از درآمد، حداقل کنند [20].
یکی از مشکلاتی که در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد، این است که با وجود تلاش‌های سازمان بورس اوراق بهادار و نیز سایر نهاد‌های قانونی و حرفه‌ای حسابداری، نوعی عدم تقارن اطلاعاتی در بین شرکت‌ها وجود دارد.
برای مثال، در برخی شرکت‌ها اطلاعات مربوط به سودهای پیش‌بینی شده آن‌ها با ارقام واقعی نهایی بسیار نزدیک است و از کیفیت سود بالاتری برخوردارند، اما برخی دیگر اطلاعات سود پیش‌بینی شده آن‌ها با واقعیت فاصله بسیار دارد و از پایداری کمتری برخوردارند [4]. بر این اساس، مساله مطرح در این پژوهش این است که چرا با وجود یکسان بودن شرایط قانونی، نظارتی و استانداردهای حسابداری حاکم بر شرکت‌های پذیرفته شده در بورس، کیفیت سود برخی از این شرکت‌ها از شرکت‌های دیگر بیشتر است؟ آیا به غیر از عواملی که به ویژگی‌های منحصر به فرد هر شرکت (اندازه، حاکمیت شرکتی و ...) مربوط است، عوامل مربوط به مدیران هم می‌تواند اثرگذار باشد؟ لذا پرسش اصلی این پژوهش به شرح زیر است:
آیا توانایی مدیریتی بر ارائه مجدد صورت‌های مالی و پایداری سود به عنوان معیارهایی برای کیفیت سود تاثیری دارد؟
پیشینه پژوهش
در این قسمت اهم پژوهش‌های انجام شده در مورد کیفیت سود و عوامل مؤثر بر آن بیان گردیده است.
پژوهش‌های خارجی
دمرجیان و همکاران (2013) در پژوهشی با عنوان "توانایی مدیریتی و کیفیت سود" به آزمون رابطه بین توانایی مدیریتی و کیفیت سود پرداختند و به این نتیجه رسیدند که توانایی مدیریتی با کیفیت سود رابطه مثبت دارد. همچنین به این نتیجه رسیدند که هر چه توانایی مدیر بیشتر باشد، ارائه مجدد صورت‌های مالی کمتر، پایداری سود، پایداری اقلام تعهدی و کیفیت برآورد اقلام تعهدی بیشتر خواهد بود [19].
بامبر و همکاران (2010) در پژوهشی با عنوان "لقب من چیست؟ تاثیر مدیران ارشد بر روی افشای مالی داوطلبانه شرکت" با قبول نقش و تاثیر مدیریت در شرکت، نشان دادند که مدیران خاص و منحصر به فرد برای شرکت با اهمیت هستند، به خاطر اینکه حسابداری شرکت و سیاست‌های افشا با اثرات پایدار مدیران مختلف، تغییر می‌کند [12].
فرانسیس و همکاران (2008) در پژوهشی با عنوان "شهرت مدیر عامل و کیفیت سود" به بررسی رابطه بین کیفیت سود و شهرت مدیر عامل، که به وسیله تعداد مقالات تجاری چاپ شده که به نام هر مدیر عامل اشاره کرده‌اند، اندازه‌گیری شده است، پرداختند.
آن‌ها دریافتند که بین شهرت مدیر عامل و کیفیت سود ارتباط منفی وجود دارد و به این نتیجه رسیدند که هیأت مدیره، مدیران خاص و منحصر به فردی استخدام می‌کنند، به دلیل اینکه این افراد با شهرت و تخصص خود می‌توانند پیچیدگی‌ها و بی‌ثباتی‌های پیرامون شرکت را بهتر مدیریت کنند [21].
آیر و همکاران (2005) در پژوهشی با عنوان "تجارب مالی مدیر عاملان و ارائه مجدد صورت‌های مالی" اثبات کرد که ارتباطی بین تجارب مدیر عامل (تعداد سال‌هایی که به عنوان مدیر عامل کار کرده است، تجربه کاری در شرکت‌های دیگر، مدارک پیشرفته و مدارک حرفه‌ای) و ارائه مجدد صورت‌های مالی وجود دارد. آن‌ها به این نتیجه رسیدند شرکت‌هایی که مدیر عاملان با تجربه تر استخدام می‌کنند، ارائه مجدد صورت‌های مالی آن‌ها کمتر است [10].
پژوهش‌های داخلی
مشایخی و محمدآبادی (1390) در پژوهشی با عنوان "رابطه مکانیزم‌های حاکمیت شرکتی با کیفیت سود" به بررسی رابطه مکانیزم‌های حاکمیت شرکتی و کیفیت سود حسابداری پرداختند. یافته‌های پژوهش حاکی از آن است که با بیشتر شدن تعداد جلسات هیات مدیره و افزایش حضور مدیران غیرموظف در آن، کیفیت (پایداری و توان پیش‌بینی) سود حسابداری افزایش یافته است. این در حالی است که بین تفکیک مسؤولیت‌های مدیر عامل و رئیس هیأت مدیره از یکدیگر وکیفیت (پایداری و توان پیش‌بینی) سود رابطه معنی‌داری وجود ندارد. یافته‌های پژوهش حاکی از نبود رابطه معنی‌دار بین کیفیت اقلام تعهدی، به عنوان یکی از معیارهای کیفیت سود، با مکانیزم‌های حاکمیت شرکتی مورد بررسی است [8].
دیانتی دیلمی و طیبی (1390) در پژوهشی با عنوان "تاثیر فرهنگ سازمانی بر کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" به مطالعه این موضوع پرداخته‌اند که آیا مؤلفه‌های فرهنگ سازمانی بر روی کیفیت سود اثر دارند؟ آن‌ها به این منظور ابتدا با توزیع پرسشنامه مدل فرهنگ سازمانی کمرون و فریمن بین مدیران مالی شرکت‌ها نوع فرهنگ سازمانی آن‌ها را مشخص و سپس داده‌های مربوط به کیفیت سود را به‌صورت اسنادکاوی از صورت‌های مالی شرکت‌ها استخراج کردند. نتایج پژوهش نشان می‌دهد که ابعاد فرهنگی مدیران بر کیفیت سود گزارش شده توسط آن‌ها تاثیر مثبت دارد [4].
نمازی و محمدی (1389) در پژوهشی با عنوان "بررسی کیفیت سود و بازده شرکت‌های خانوادگی و غیرخانوادگی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" در یکی از فرضیه‌ها به بررسی تفاوت کیفیت سود در شرکت‌های خانوادگی و غیرخانوادگی پرداختند. در این پژوهش برای اندازه‌گیری کیفیت سود از دو روش وجه نقد عملیاتی به سود خالص و انحراف معیار سود عملیاتی به انحراف معیار وجه نقد عملیاتی استفاده شده است. نتایج پژوهش بیانگر این است که بین کیفیت سود در شرکت‌های خانوادگی و غیرخانوادگی تفاوت معناداری وجود ندارد [9].
ابراهیمی کردلر و اعرابی (1389) در پژوهشی با عنوان "تمرکز مالکیت و کیفیت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" به بررسی رابطه بین تمرکز مالکیت و کیفیت سود پرداختند.
در این پژوهش، ابتدا با به کارگیری روشی جدید به بررسی تناسب به کارگیری معیارهای مختلف تمرکز مالکیت پرداخته شده و نتایج آن بیانگر این است که استفاده از معیارهای گروهی تمرکز مالکیت برون سازمانی در بررسی تاثیر آن بر کیفیت سود در بورس اوراق بهادار تهران مناسب است. سپس به منظور بررسی تاثیر تمرکز مالکیت بر کیفیت سود از معیارهای کیفی اطلاعات مالی مندرج در چارچوب نظری استانداردهای حسابداری مالی استفاده شده است. در نهایت، نتایج نشان می‌دهد که تمرکز مالکیت برون سازمانی به بهبود کیفیت سود منجر می‌شود [1].
مشایخ و اسماعیلی (1385) در پژوهشی با عنوان "بررسی رابطه بین کیفیت سود و برخی از جنبه‌های اصول راهبردی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران" رابطه بین کیفیت سود و برخی از جنبه‌های اصول راهبردی شامل درصد مالکیت اعضای هیأت مدیره و تعداد مدیران غیر موظف در شرکت‌ها را بررسی کردند. آن‌ها از اقلام تعهدی به عنوان شاخصی برای کیفیت سود استفاده کردند.
نتایج این پژوهش بیانگر این است که بین اقلام تعهدی و درصد مالکیت اعضای هیأت مدیره و تعداد مدیران غیر موظف همبستگی معناداری وجود ندارد [7].
فرضیه‌های پژوهش
براساس مبانی نظری و پیشینه موضوع فرضیه‌های پژوهش به صورت زیر تدوین شده است:
1. توانایی مدیریتی بر ارائه مجدد صورت‌های مالی (سود و زیان) تاثیر دارد.
2. توانایی مدیریتی بر پایداری سود تاثیر دارد.
جامعه آماری و نمونه
جامعه آماری این پژوهش شامل تمام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1381 تا 1387 است. در این پژوهش، نمونه‌گیری با استفاده از روش حذفی نظام‌مند انجام شده است، لذا نمونه انتخابی شامل تمام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که شرایط زیر را دارا باشند:
1. به منظور قابل مقایسه بودن اطلاعات، سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفند ماه باشد.
2. کلیه داده‌های مورد نیاز پژوهش برای شرکت‌های مورد بررسی موجود باشد.
3. قبل از سال 1381 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند.
4. جزو شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی (بانک‌ها و لیزینگ) نباشند.
5. در روش تحلیل پوششی داده‌ها زمانی که تعداد واحدها کم و تعداد ورودی و خروجی‌ها زیاد باشد، تعداد واحدهای تصمیم‌گیرنده زیادی روی مرز کارایی قرار می‌گیرند، بنابراین لازم است حداقل تعداد واحدهای تحت بررسی سه برابر مجموع تعداد نهاده‌ها و ستانده‌ها باشد.
با توجه به این محدودیت موجود در این روش از میان صنایع موجود، صنایعی انتخاب شده‌اند که تعداد شرکت‌های موجود در آن‌ها بیش از 15 شرکت باشد.
براساس شرایط فوق 62 شرکت در قالب سه صنعت بیان شده در نگاره (1) در بازه زمانی 1381 تا 1387 انتخاب گردیدند.
نگاره 1. صنایع عضو نمونه مورد بررسی
|
ردیف |
نوع صنعت |
تعداد شرکت |
|
|
1 |
خودرو و ساخت قطعات |
15 |
|
|
2 |
سایر محصولات کانی‌های غیرفلزی |
21 |
|
|
3 |
مواد و محصولات شیمیایی و دارویی |
26 |
|
|
جمع |
62 |
||
روش پژوهش
این پژوهش، یک پژوهش توصیفی و در حوزه پژوهش‌های علّی است، که مبتنی بر اطلاعات واقعی صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. داده‌های مورد نیاز از صورت‌های مالی حسابرسی شده شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، نرم افزار "تدبیرپرداز" و سایت اینترنتی "مدیریت پژوهش، توسعه و مطالعات اسلامی سازمان بورس اوراق بهادار"[2]جمع‌آوری شده است.
متغیرهای مورد استفاده در این پژوهش سه نوع‌اند: متغیر وابسته، متغیر مستقل و متغیر کنترل. در این پژوهش متغیرهای وابسته، ارائه مجدد صورت‌های مالی (Restate) و سود و زیان قبل از اقلام غیر مترقبه/ میانگین کل دارایی‌ها (Earning) هستند. متغیر مستقل، توانایی مدیریتی (MA) است.
متغیرهای کنترلی هم اندازه شرکت (FS)، نوع مؤسسه حسابرسی (NA)، نوسان‌پذیری فروش (SV)، نوسان‌پذیری وجه نقد عملیاتی (CFV)، درصد تعداد سال‌هایی که شرکت در سه سال گذشته زیان گزارش کرده است (Losses) و طول چرخه عملیاتی شرکت (OpCy) هستند.
مراحل محاسبه متغیرها به شرح زیر هستند: در اولین مرحله، کارایی شرکت‌ها با استفاده از روش تحلیل پوششی داده‌ها (DEA)، که یک برنامه بهینه‌سازی غیر‌خطی است، با استفاده از مدل پایه‌ای چارنز و همکاران [16] که بر اساس حروف اول اسامی آن ها به CCR معروف و به شرح رابطه (2) است، محاسبه می‌شود. این مقدار با استفاده از نرم‌افزار Stata برای هر صنعت و هر سال به صورت جداگانه، اندازه‌گیری شده است.
(2)
این رابطه کارایی نسبی شرکت‌ها را با تقسیم ستانده وزن دار به نهاده‌های وزن دار محاسبه می‌کند که در آن:
k: شرکت‌های عضو هر صنعت عضو نمونه؛
n: تعداد شرکت‌های موجود در هر یک از صنعت‌های ذکر شده در نگاره (1) (واحد تصمیم‌گیرنده)
xjk: مقدار ورودی j ام برای شرکت k ام (j=1, 2 …, m )؛
yik: مقدار خروجی i ام برای شرکت k ام (,s … i=1, 2,)؛
vj: وزن مجهول ورودی j ام؛
ur: وزن مجهول خروجی i ام؛
و در نهایت ө که کارایی نسبی شرکت i است و مقدار آن عددی بین صفر و یک است.
در پژوهش حاضر که طبق پژوهش دمرجیان و همکاران (2012) تعدیل شده است، از متغیرهای زیر برای نهاده‌ها و ستانده‌ها استفاده شد:
Sales: کل درآمد شرکت k به عنوان ستانده و نهاده‌ها عبارتند از:
CoGS: بهای تمام شده کالای فروش رفته شرکت k ؛
SG&A: هزینه‌های عمومی فروش و هزینه‌های اداری شرکت k ؛
PPT: خالص اموال، ماشین آلات و تجهیزات شرکت k که در این پژوهش از خالص دارایی‌های ثابت مشهود استفاده شده است؛
OtherAssets: سایر دارایی‌های شرکت k:
2. پس از اندازه‌گیری کارآیی هر شرکت، از رابطه (3) که بر اساس پژوهش دمرجیان و همکاران (2012) تعدیل شده ، برای خنثی کردن سایر عواملی که بر تلاش‌های مدیر اثرگذار است، استفاده شده است. این رابطه به کمک رگرسیون مقطعی برای هر سال و هر صنعت به صورت جداگانه برآورد شد.
(3)
FE: کارایی شرکت i در سال t که از رابطه (2) محاسبه شده است؛
Ln (TA): لگاریتم طبیعی میانگین کل دارایی‌ها (کل دارایی‌های ابتدای دوره + کل دارایی‌های پایان دوره) /2) شرکت i در پایان سال t ؛
MS: درصد درآمد (فروش) کسب شده توسط شرکت i در سال t در صنعت مربوطه؛
FCF: جریان نقدی آزاد که در صورت مثبت بودن عدد 1 و در غیر این صورت، عدد صفر می‌پذیرد که بر اساس نظر کاپلند [17] از رابطه (4) قابل محاسبه است؛
Ln (Age): لگاریتم طبیعی عمر شرکت i (تعداد سال‌هایی که شرکت i تا پایان سال t در بورس اوراق بهادار تهران فعال بوده است) ؛
FCI: شاخص ارز خارجی که اگر سود و زیان تسعیر ارز شرکت i در سال t صفر نباشد، عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر می‌پذیرد؛
є i,t: جز خطای رابطه (3) که برابر است با توانایی مدیریتی (MA) شرکت i در سال t.
(4)
که در این رابطه:
E: سود عملیاتی پس از کسر مالیات شرکت i در دوره t؛
NCC: هزینه‌های غیر نقدی از قبیل هزینه استهلاک، هزینه مطالبات مشکوک الوصول شرکت i در دوره t؛
ΔWC: افزایش در سرمایه در گردش شرکت i در دوره t که برابر است با تفاوت دارایی‌های جاری بدون بهره و بدهی‌های جاری بدون بهره شرکت i در دوره t؛
ΔFA: افزایش در ناخالص ارزش دفتری مجموع دارایی‌های ثابت شرکت i در دوره t.
3. پس از برآورد معادله رگرسیونی فوق، جزء باقیمانده (є i,t) رگرسیون (3) به عنوان میزان توانایی مدیریتی (MA) دوره جاری در نظر گرفته می‌شود.
این متغیر نیز به محیط Excel انتقال می‌یابد و سپس برای قابل مقایسه‌تر کردن در طی زمان و صنعت و همچنین، کاهش تاثیر مشاهدات پرت، دهک‌بندی شده و بر اساس دهکی که به آن تعلق دارد، رتبه‌بندی می‌شود. برای دهک‌بندی معیار توانایی مدیریتی، ابتدا فاصله بین بیشترین و کمترین مقدار این معیار محاسبه و سپس این فاصله بر ده تقسیم می‌شود، تا فواصل ده‌گانه مساوی به دست آید. سپس با بررسی مقادیر توانایی مدیریتی، که در کدام فاصله ده‌گانه قرار می‌گیرند، به هرشرکت رتبه‌ای از یک تا 10 تعلق می‌گیرد. رتبه‌بندی شرکت‌ها از بیشترین میزان توانایی مدیریتی (دهک دهم) تا کمترین میزان توانایی مدیریتی (دهک یکم) است.
4. پس از طی مراحل فوق، متغیرهای مورد نیاز برای برآورد مدل‌های اصلی پژوهش آماده می‌شود. این متغیرها به صورت داده‌های ترکیبی در محیط Stata وارد و مدل برآورد می‌شود. در نهایت، آزمون‌های لازم برای بررسی فرضیه‌های پژوهش اجرا می‌گردد.
5. پس از محاسبه توانایی مدیریتی، به بررسی اثر توانایی مدیریتی بر کیفیت سود پرداخته خواهد شد.
در این پژوهش برای کیفیت سود، دو معیار تجربه ارائه مجدد صورت‌های مالی [11] و پایداری سود [27] به عنوان متغیرهای وابسته در نظر گرفته‌شد. اندازه‌گیری کیفیت سود هر شرکت برای یک سال بعد (t+1) محاسبه خواهد شد، در حالی‌که توانایی مدیریتی برای سال جاری (t) اندازه‌گیری می‌شود و دلیل این امر، کاهش احتمال وجود شوک‌های اقتصادی است که ممکن است به‌طور همزمان بر مقادیر توانایی مدیریتی و کیفیت سود تاثیر داشته باشد.
مدل‌های پژوهش
مدلی که در این پژوهش برای آزمون فرضیه اول استفاده می‌شود، به شرح رابطه (5) است. این مدل تعدیل شده مدل به‌کار گرفته شده در پژوهش دمرجیان و همکاران (2013) بوده که با استفاده از داده‌های ترکیبی و رگرسیون لاجستیک[3] برآورد شده است.
(5)
در این رابطه:
Restate: ارائه مجدد صورت‌های مالی (سود و زیان) که اگر شرکت i در سال‌های t+1 تا t+3 ارائه مجدد صورت‌های مالی داشته باشد، عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر می‌پذیرد؛
MA: دهک‌بندی مقادیر توانایی مدیریتی شرکت i در سال t که از رابطه (2) محاسبه شده است؛
FS: لگاریتم طبیعی میانگین کل دارایی‌های شرکت i در پایان سال t ؛
SV: نوسان‌پذیری فروش که برابر است با انحراف معیار فروش (فروش/ میانگین کل دارایی‌ها) سه سال گذشته (t-2, t)؛
CFV: نوسان‌پذیری جریان نقدی که برابر است با انحراف معیار جریان نقدی عملیاتی (جریان نقدی عملیاتی/ میانگین کل دارایی‌ها) سه سال گذشته (t-2, t) ؛
NA: متغیر ساختگی است که اگر حسابرسی شرکت i در سال t توسط سازمان حسابرسی انجام شده باشد، عدد 1و در غیر این صورت عدد صفر می‌پذیرد؛
ΔSG: تغییرات رشد فروش ((فروش سال جاری ـ فروش سال قبل)/ فروش سال قبل) شرکت i بین سال‌های t وt-1؛
Losses: عبارت است از درصد سال‌هایی که شرکت i در صورت سود و زیان در سه سال گذشته (t-2, t)، زیان گزارش کرده باشد؛
OpCy: لگاریتم طبیعی طول چرخه عملیاتی شرکت i که به صورت میانگین سه سال گذشته (t-2,t) محاسبه شد. طول چرخه عملیاتی هر شرکت نیز از رابطه (6) برآورد شد:
(6)
طول چرخه عملیاتی= ](فروش/360)/ (میانگین حساب‌های دریافتنی/ میانگین کل دارایی‌ها)[ +](بهای تمام‌شده کالای فروش رفته/360)/ (میانگین موجودی کالا/ میانگین کل دارایی‌ها)[
برای آزمون فرضیه دوم، بررسی ارتباط بین توانایی مدیریتی و پایداری سود، از رابطه (7) که بر اساس پژوهش دمرجیان و همکاران (2013) تعدیل شده است، به شرح زیر استفاده شد:
(7)
Earnings: سود قبل از اقلام غیر مترقبه تقسیم بر میانگین کل دارایی‌ها برای شرکت i
در این پژوهش، سود (زیان) عملیاتی پس از کسر هزینه‌های مالی، معرف سود قبل از اقلام غیر مترقبه است. این مقدار به منظور استاندارد سازی بر میانگین کل دارایی‌ها تقسیم شده است.
ورود متغیرهای کنترلی، از جمله اندازه شرکت (FS)، میزان زیان (LOSSES)، نوسان‌پذیری فروش (SV)، نوسان‌پذیری جریان نقد عملیاتی (CFV) و لگاریتم طول چرخه عملیاتی (OpCy) به دلیل تاثیرشان بر کیفیت سود یک شرکت خاص هستند [18]. دلیل ورود متغیر نوع مؤسسه حسابرسی (NA) هم این است که نوع مؤسسه حسابرسی با کیفیت سود ارتباط دارد [13].
در نهایت، متغیر کنترلی تغییرات رشد فروش (SGΔ) به دلیل کنترل شوک‌های اقتصادی است که می‌توانند بر میزان توانایی مدیریتی و کیفیت سود به صورت بالقوه تاثیر داشته باشند [19].
آزمون فرضیه‌ها
در این پژوهش برای تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه اول از داده‌های ترکیبی و مدل رگرسیونی لاجستیک و برای آزمون فرضیه دوم از داده‌ها ترکیبی و مدل رگرسیونی چند متغیره استفاده شده است.
با توجه به اینکه از داده‌های ترکیبی استفاده شده است، لذا با انجام آزمون‌های F لیمر و هاسمن مشخص گردید که برای فرضیه اول داده‌ها از نوع تابلویی با اثرهای تصادفی و برای فرضیه دوم داده‌ها از نوع تابلویی با اثرهای ثابت هستند.
برای آزمون هم خطی متغیرهای مدل دوم از آزمون VIF که نتایج آن در نگاره (2) بیان شده، استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد که بین متغیرهای مستقل مدل همخطی شدید وجود ندارد.
نگاره 2. نتایج آزمون VIF
|
نماد متغیر |
VIF |
1/VIF |
|
Earning |
34/6 |
157/0 |
|
Earning*ma |
96/8 |
111/0 |
|
Ma |
68/2 |
372/0 |
|
Fs |
93/3 |
254/0 |
|
Sv |
13/1 |
188/0 |
|
Cfv |
15/1 |
87/0 |
|
Na |
20/1 |
832/0 |
|
ΔSG |
01/1 |
988/0 |
|
Losses |
02/1 |
981/0 |
|
OpCy |
68/3 |
271/0 |
|
Mean VIF |
11/3 |
|
آزمون فرضیه اول
قبل از آزمون معناداری ضرایب رگرسیون برای آزمون فرضیه پژوهش، باید از صحت معناداری کل مدل و عدم نقض فروض رگرسیون کلاسیک، اطمینان حاصل نمود. بدین منظور، برای بررسی معناداری کل مدل از آزمون والد استفاده گردید. اگر احتمال آماره والد کمتر از 5% باشد، بیانگر معنادار بودن مدل است.
با توجه به احتمال آماره والد محاسبه شده در نگاره (2) که برابر 0179/0 است ،مدل رگرسیونی برازش شده معنادار است.
همچنین، برای بررسی نیکویی برازش مدل از آماره Log Likelihood استفاده می‌شود. این آماره منفی است و با توجه به نگاره (2) مقدار این آماره برای رابطه (5) برابر با 03549/223- است. هر چه قدر مطلق این آماره بزرگ‌تر باشد، نیکویی مدل برازش شده نیز بیشتر خواهد بود.
نگاره 2. نتایج برآورد رگرسیون لجستیک (5) با روش داده‌های تابلویی با اثرهای تصادفی
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضریب |
آماره z |
سطح معناداری |
|
|
عرض از مبدا |
cons |
420912/6 |
99/1 |
046/0 |
|
|
دهک‌بندی توانایی مدیریتی |
MA |
129014/0- |
08/2- |
037/0 |
|
|
اندازه شرکت |
FS |
9660204/0- |
63/2- |
009/0 |
|
|
نوسان‌پذیری فروش |
SV |
624151/0 |
54/1 |
124/0 |
|
|
نوسان‌پذیری جریان‌های نقدی عملیاتی |
CFV |
3696454/0- |
12/0- |
907/0 |
|
|
نوع موسسه حسابرسی |
NA |
9707026/0 |
29/1 |
196/0 |
|
|
تغییرات رشد فروش |
ΔSG |
6725884/0- |
60/1- |
110/0 |
|
|
درصد سال های گزارش زیان |
Losses |
0352476/0 |
04/2 |
042/0 |
|
|
میانگین لگاریتم طبیعی طول چرخه عملیاتی |
OpCy |
7318417/0 |
85/2 |
004/0 |
|
|
Wald chi2 |
48/18 |
Log Likelihood |
03549/223- |
||
|
معناداری Wald chi2 |
0179/0 |
LR test chibar 2 |
15/105 |
||
|
معناداری chibar 2 |
000/0 |
||||
اگر ضریب توانایی مدیریتی (MA)در مدل نگاره (2) در سطح اطمینان 95% منفی و معنادار باشد، بیانگر تاثیر توانایی مدیریتی بر تجدید ارائه صورت‌های مالی (سود و زیان) به عنوان یکی از معیارهای کیفیت سود است. برای بررسی معنادار بودن ضریب MAاز آماره z در سطح خطای 05/0 = α استفاده شده است. با توجه به اینکه فرضیه‌های آماری H0 و H1 به صورت مجانبی هستند، اگر Z مشاهده شده کوچکتر از Z نگاره باشد و سطح معناداری ضریب MAکمتر از 05/0 باشد، فرضیه H0 به نفع فرضیه H1رد می‌شود. مشاهده می‌شود که ضریب توانایی مدیریتی در این رابطه منفی است و با توجه به سطح معناداری آن که برابر با 037/0 است، می‌توان نتیجه گرفت که از نظر آماری توانایی مدیریتی بر ارائه مجدد صورت‌های مالی تاثیر دارد.
آزمون فرضیه دوم
قبل از آزمون معناداری ضرایب رگرسیون برای آزمون فرضیه پژوهش، باید از صحت معناداری کل مدل و عدم نقض فروض رگرسیون کلاسیک، اطمینان حاصل نمود. بدین منظور، برای بررسی معناداری کل مدل از آزمون F استفاده گردید. اگر احتمال آماره F کمتر از 5% باشد، بیانگر معنادار بودن مدل است. با توجه به احتمال آماره F محاسبه شده در نگاره (3) که برابر 000/0 است، مدل رگرسیونی برازش شده معنادار است.
نگاره 3. نتایج برآورد رگرسیون (7) با روش داده‌های تابلویی با اثرهای ثابت به همراه سود قبل از اقلام مترقبه یک‌سال بعد
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
عرض از مبدا |
cons |
36475/0 |
76/2 |
006/0 |
|
سود قبل از اقلام غیر مترقبه سال جاری |
Earningt |
6040735/0 |
72/7 |
000/0 |
|
سود قبل از اقلام غیر مترقبه سال جاری *دهک‌بندی توانایی مدیریتی |
Earningt*MA |
014695/0- |
47/1- |
142/0 |
|
دهک‌بندی توانایی مدیریتی |
MA |
0003903/0 |
16/0 |
876/0 |
|
اندازه شرکت |
FS |
0233139/0- |
96/1- |
051/0 |
|
نوسان‌پذیری فروش |
SV |
0064766/0- |
14/0- |
889/0 |
|
نوسان‌پذیری جریان‌های نقدی عملیاتی |
CFV |
2135337/0 |
39/2 |
018/0 |
|
نوع موسسه حسابرسی |
NA |
13395/0 |
17/0 |
864/0 |
|
تغییرات رشد فروش |
ΔSG |
0203247/0 |
91/1 |
057/0 |
|
درصد سال های گزارش زیان |
Losses |
0018428/0 |
76/1 |
080/0 |
|
میانگین لگاریتم طبیعی طول چرخه عملیاتی |
OpCy |
0013447/0- |
18/0- |
858/0 |
|
آمارهF |
40/18 |
ضریب تعیین (R2) |
6003/0 |
|
|
احتمال آماره F |
0000/0 |
|||
اگر ضریب توانایی مدیریتی (Earningt*MA)در مدل فوق در سطح اطمینان 95% مثبت و معنادار باشد، بیانگر تاثیر توانایی مدیریتی بر پایداری سود به عنوان یکی از معیارهای کیفیت سود است. برای بررسی معنادار بودن ضریب Earningt*MAاز آماره t در سطح خطای 05/0 = α استفاده شده است. با توجه به اینکه فرضیه های آماری H0 و H1 به صورت یک طرفه هستند، اگر t-Statistic< α,df t باشد و سطح معناداری ضریب Earningt*MA کمتر از 05/0 باشد، فرضیه H0 به نفع فرضیه H1رد می‌شود.
مشاهده می‌شود که ضریب متغیر Earningt*MA منفی است، در حالی‌که انتظار می‌رفت طبق پژوهش دمرجیان و همکاران (2013) مثبت باشد و توانایی مدیریتی تاثیر مثبت بر پایداری سود داشته باشد.
همچنین از آنجایی که پایداری سود هم بر کیفیت سود تاثیر مثبت دارد، لذا تاثیر توانایی مدیریتی هم بر کیفیت سود مثبت است. حال در این پژوهش هم ضریب این متغیر منفی است و هم معناداری آماره t آن از 05/0 بیشتر است. با توجه به این نتایج فرضیه دوم رد می‌شود. نتیجه آزمون این فرضیه مشابه نتایج پژوهش دمرجیان و همکاران (2013) نیست.
نتیجه‌گیری
در این پژوهش به بررسی تاثیر توانایی مدیریتی بر دو معیار کیفیت سود، از جمله ارائه مجدد صورت‌های مالی کمتر و پایداری سود پرداخته شد.
در حالی‌که ادبیات تجربی در زمینه کیفیت سود به‌طور وسیعی بر روی ویژگی‌های یک شرکت خاص مانند: اندازه شرکت و هیأت مدیره مستقل (دیچو و دیچا، 2002؛ کلین، 2002) پرداخته‌اند، در این پژوهش به اثرات یک مدیر خاص با استفاده از معیار توانایی مدیریتی که یک معیار جدید ارائه شده توسط دمرجیان (2012) است، بر کیفیت سود پرداخته شد.
از بین دو فرضیه مطرح شده در این پژوهش، فرضیه اول مبنی بر اینکه توانایی مدیریتی بر ارائه مجدد صورت‌های مالی (سود و زیان) تاثیر دارد، رد نشد و نتایج پژوهش نشان داد که توانایی مدیریتی تاثیر منفی بر ارائه مجدد صورت‌های مالی دارد؛ به این معنی‌که مدیران تواناتر کمتر ارائه مجدد صورت‌های مالی خواهند داشت و در نهایت کیفیت سود بالاتری دارند. در حالی‌که فرضیه دوم مبنی بر اینکه توانایی مدیریتی بر پایداری سود تاثیر دارد، از نظر آماری پذیرفته نشد و طبق نتایج به‌دست آمده در این پژوهش نمی‌توان به این نتیجه رسید که توانایی مدیریتی بر پایداری سود و در نهایت بر کیفیت سود تاثیر مثبت دارد. البته، طبق نظر دمرجیان و همکاران (2013) شاید دلیل اینکه توانایی مدیریتی بر پایداری سود تاثیر با اهمیتی ندارد، این است که ممکن است در بیشتر موارد، کیفیت سود، ناشی از ویژگی‌های ذاتی شرکت باشد که مدیریت نمی تواند بر آن‌ها تاثیر داشته باشد. در این موارد بین توانایی مدیریتی و کیفیت سود رابطه‌ای وجود نخواهد داشت. همچنین، ممکن است افزایش کیفیت سود که ناشی از مداخله یک مدیر تواناست، از هزینه دوره تصدی این مدیر فراتر نباشد. در این مورد هم نمی‌توان بین کیفیت سود و توانایی مدیریتی رابطه‌ای یافت.
محدودیتها
محدودیت پژوهش حاضر به شرح زیر قابل ذکراست:
الف- پژوهش حاضر با استفاده از داده‌های 62 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی سال‌های 1381 تا 1387 انجام شده است و در بر گیرنده همه طبقات صنایع موجود در بورس اوارق بهادار تهران نیست. بنابراین، به هنگام تعمیم نتایج حاصل از این پژوهش به سایر شرکت‌ها و صنایع باید این مساله را مد نظر قرار داد.
ب- داده‌های استخراج شده از صورت‌های مالی شرکت‌ها از بابت تورم تعدیل نگردیدهاند. در صورت تعدیل اطلاعات مذکور ممکن است نتایجی متفاوت از نتایج فعلی حاصل شود.
پیشنهادهای پژوهش
در این پژوهش، پیشنهادهایی به شرح زیر ارائه می شود:
پیشنهادهای کاربردی
از آنجایی که عوامل بسیاری مانند اندازه شرکت، صنعت یا چرخه عمر شرکت با کیفیت سود رابطه دارند، بنابراین ممکن است بهبود کیفیت سود با تغییر این خصوصیات با صرفه نباشد. در مقابل، می‌توان نتیجه گرفت در صورت وجود مجموعه‌ای از چالش‌های مربوط به برآورد سود که ناشی از تصمیمات عملیاتی شرکت است، مدیران تواناتر در مقایسه با شرکت‌های مشابه در محیط‌های اقتصادی مشابه، بهتر می‌توانند با این پیچیدگی‌ها برخورد کنند و ارائه مجدد صورت‌های مالی کمتری داشته باشند و در نتیجه سود با کیفیت بالاتری گزارش کنند.
این نتیجه گیری برای اعضای هیأت مدیره هنگامی که هزینه و منفعت مدیران را ارزیابی می کنند، مهم است، به دلیل اینکه توانایی مدیریتی نه تنها بر عملکرد شرکت تاثیر می گذارد، بلکه بر روی ارائه مجدد صورت های مالی کمتر که معیاری از کیفیت سود بالاتر است و همچنین بر روی قیمت سهام نیز تاثیر دارد.
همچنین، سرمایه‌گذاران و تحلیلگران مالی نیز می‌توانند هنگام تصمیم‌گیری درباره خرید و ارزیابی سهام شرکت‌ها به ارزیابی توانایی مدیران در کنار ارزیابی ویژگی‌های شرکت به منظور بررسی کیفیت سود بپردازند. هرچه در دوران تصدی یک مدیر، صورت‌های مالی تجدید ارائه شده کمتری گزارش شوند، این مدیر از توانایی بالاتری برخوردار است و کیفیت سود گزارش شده توسط وی بالاتر خواهد بود.
پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آتی
الف- برای بررسی تاثیر توانایی مدیریتی بر کیفیت سود می‌توان از معیارهای دیگر کیفیت سود مانند کیفیت اقلام تعهدی نیز استفاده کرد.
ب- می‌توان برای افزایش قابلیت اطمینان نتایج، پژوهش را در دوره‌های زمانی طولانیتر و صنایع دیگر انجام داد.
ج- می‌توان برای بررسی تاثیر توانایی مدیریتی بر پایداری سود، سود را به دو جزء تعهدی و نقدی، تقسیم نمود.
)
