نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار گروه حسابداری، دانشگاه پیام نور، تهران، ایران.
2 کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه پیام نور، تهران، ایران.
3 استادیار گروه حسابداری، دانشکده علوم اداری دانشگاه بین المللی امام رضا(ع)، مشهد، ایران.
4 مربی گروه حسابداری، دانشگاه فنی و حرفه ای، تهران، ایران.
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The management's ability to use resources, through creating a sustainable competitive advantage, is a factor in increasing intellectual capital and, as a result, increasing the value of the company, and capable managers have more motivation to invest more favorably in intellectual assets, which can also improve the company's performance. The purpose of this research is to investigate the effect of management ability on the increase of investment in intellectual capital according to the life cycle of companies listed on the Tehran Stock Exchange. The current research is applied in terms of purpose, and in terms of methodology, it is descriptive of causal (post-event) correlation. To test the hypotheses of the research, 149 companies were selected from 2012 to 2021 using the systematic elimination sampling method from among all the companies admitted to the Tehran Stock Exchange. To test the hypotheses of this research and determine the relationship between independent and dependent variables, econometric models have been used and the relevant hypotheses have been investigated using the panel multivariate regression method. The findings of the research show that management ability increases intellectual capital. Also, the CEO's job concern (the CEO's lack of influence) increases the positive effect between management ability and intellectual capital. Contrary to that, the job concern of the CEO (the decline stage of the company in the life cycle) does not have a significant effect on the relationship between management ability and the increase of intellectual capital.
Introduction
The life of companies depends on the proper performance of managers in the current business environment, and management is the most important factor in the success of companies in attracting investment and profitability. The future of companies depends on the decisions made by the management. Management guides the process of moving from the current situation to the desired situation. Managers are considered key to improving the performance of the organization and the decisions they make are influential in the success or failure of the organization (Ghanizadeh et al., 2021: 6). Considering the objectives of the research and paying close attention to the issue that if company managers have a dual role, they will have a significant influence on the board of directors and their job concerns may be less, and on the other hand, in the life cycle of the company, the management's job concerns are different; Therefore, in this research, the effect of management ability on the amount of investment on intellectual capital has been examined, and the role of the life cycle of the decline stage as a criterion influencing the manager's job concern, as well as the CEO's lack of influence in the board of directors, the second criterion of management's job concern, has been considered as a moderating variable. The main research question is whether management ability has a significant effect on increasing investment in intellectual capital. Does management job concern have a significant effect on the relationship between management ability and intellectual capital investment or not?
Methods & Material
The current research is a type of applied research in terms of classification based on the objective. Also, the current research is correlational in terms of method and nature. In this research, the aim is to investigate the effect between variables. For this purpose, according to the measurement scales of the variables, appropriate indicators are selected. The data measurement scale is relative. The research method is inductive, in which the theoretical foundations and background of the research are collected through the library, articles, and the Internet, and in the rejection or proof of the research hypotheses by applying appropriate statistical methods, inductive reasoning is used in the generalization of the results. Since the variables are not manipulated and there are no laboratory conditions, this research is a type of descriptive (non-experimental) research. To carry out the hypotheses in this research, the significance test of F in multiple regression is used using Eviuse software, and EXCEL software is used to create the required database.
Findings
To review and analyze the preliminary data, firstly, the information related to the descriptive statistics of the dependent and explanatory variables studied in this research is presented in Table 4 to obtain a general overview of the data analyzed in this research.
Sign
Mean
Middle
Maximum
Minimum
Standard deviation
Skewness
Kurtosis
Ability
0.000
-0.002
0.57
-.048
0.14
0.16
0.88
Lifecycle*Ability
0.05
0.000
1.000
0.000
0.22
4.000
14.03
Duality *Ability
0.15
0.000
1.000
0.000
0.36
1.98
1.91
Ic
5.22
4.2
55.92
-62.59
5.54
2.21
36.02
Roa
0.14
0.12
0.67
-0.58
0.15
0.54
0.97
Lev
0.56
0.56
1.82
0.03
0.2
0.15
0.73
Fs
14.64
14.38
21.33
10.17
1.69
0.84
0.96
Age
3.61
3.69
4.25
2.4
0.38
-0.58
-0.52
Sg
0.36
0.27
18.17
-0.91
0.69
12.48
287.74
Br
2.65
1.69
76.63
0.58
3.45
9.46
152.29
Sos
0.62
1.000
1.000
0.000
0.48
-0.52
-1.742
Lob
0.66
0.60
1.000
0.000
0.18
-0.22
0.15
Conclusion & Results
According to the above table, the main central index is the average, which indicates the balance point and the center of gravity of the distribution and is a good indicator to show the centrality of the data. For example, the average value for the board independence variable is equal to (0.66), which shows that most of the data are concentrated around this point. In general, dispersion parameters are a measure to determine the degree of dispersion from each other or the degree of dispersion of them compared to the average. One of the most important dispersion parameters is the standard deviation. The value of this parameter for the intellectual capital variable is equal to 5.54 and for asset return is equal to 0.15, which shows that these two variables have the highest and lowest standard deviation, respectively.
The results of the first hypothesis of the research are in line with the stated theoretical foundations and the results of the research of Nadeem et al. (2021) and Jalalian and Jamie (2019). Based on the analysis of the second hypothesis, it can be stated that the job anxiety caused by the company's urgency in the period of decline cannot significantly moderate the effect of management ability and intellectual capital. This result does not match the theoretical foundations of the research. It was stated that the life cycle of the company affects management opportunities to manage ongoing projects and reduce costs to increase intellectual capital. So, the second hypothesis is not accepted. The results of this hypothesis are related to the results of the research of Esnaashari & Naderi Nooreyni (2016) and Narayan et al. (2017). Finally, with the analysis obtained from the third hypothesis, it can be said that following the theoretical foundations, the CEO's job anxiety caused by his lack of influence on the board of directors will have a significant effect on the relationship between management ability and the amount of investment in intellectual capital, and as a result, the third hypothesis of the research is accepted. In the analysis of this result, it can be stated that more capable CEOs invest more in intellectual capital, and in this regard, it can be expected that when the CEO's job concerns are really low (due to other factors), the link between the CEO's ability and intellectual capital investments will be less strong (Yuan, et al, 2019). The results of this hypothesis are in line with the research results of Degeorge et al. (2013).
کلیدواژهها [English]
در عصر فرارقابتی امروز، سازمانها با محیطی روبهرو هستند که مشخصه آن افزایش پیچیدگی، جهانیشدن و پویایی است. با توجه به اینکه سازمانها برای استمرار و استقرار خود با چالشهای نوینی مواجهاند، برونرفت از این چالشها نیازمند توجه بیشتر به توسعه و تقویت مهارتها و تواناییهای درونی است که این کار ازطریق مبانی دانش سازمانی و سرمایه فکری صورت میگیرد و سازمانها از آنها برای رسیدن به عملکرد بهتر در دنیای کسبوکار استفاده میکنند. دانش و سرمایه فکری نیز بهعنوان استراتژیهای پایدار برای حصول و نگهداری مزیت رقابتی سازمانها تشخیص داده شدهاند (Guthrie et al., 2012). حسابداری سرمایه فکری ازجمله شاخصی است که برای دستیابی به پایداری و توسعه پایدار شرکتها نیاز است. علاقه فزایندهای به تکنیکهای جدید حسابداری سرمایه فکری بهعنوان روشی برای اندازهگیری و گزارش طیف عوامل انسانی و مبتنی بر دانش وجود دارد که ارزش اقتصادی پایدار ایجاد میکند. همچنین، سرمایه فکری بهطور گسترده بهعنوان یک منبع مهم در ایجاد ارزش و مزیت رقابتی برای شرکتها شناخته شده است؛ بهگونهایکه در عصر رقابت جهانی و اقتصاد دانش، عوامل کلیدی تعیینکنندة موفقیت رقابتی ملی و شرکتی دیگر منابع طبیعی و سرمایه سنتی نیست؛ بلکه ایجاد و استفاده از دانش جدید است (شیرمحمدی، 1402). محور وظیفه سازمانها فقط تولید خدمت یا محصول نیست؛ بلکـه بایـد ارزشافزوده خلـق کنند تا بتوانند در شرایط جدید پایدار بمانند. به همـین علـت، سرمایه فکری بهعنوان یکـی از مهمترین عوامــل ایجــاد ارزشافزوده و پایــداری، اهمیــت فزایندهای بــرای شرکتها دارد (Young Chu, 2006).
هسته مرکزی هر شرکت، مدیریت و تصمیمهای آن است و ویژگیهای رفتاری دخیل در شخصیت مدیران موجب جهتدهی به تصمیمگیری آنان میشود (جانعلیزاده و همکاران، 1403). حیات شرکتها به عملکرد مناسب مدیران در فضای کسبوکار کنونی وابسته است و مدیریت مهمترین عامل موفقیت شرکتها در جذب سرمایهگذاری و سودآوری است. آینده شرکتها در گرو تصمیماتی است که مدیریت اتخاذ میکند. مدیریت روند حرکت از وضع موجود به سوی وضعیت مطلوب را هدایت میکند. مدیران کلیدی برای ارتقای عملکرد سازمان به شمار میروند و تصمیماتی که میگیرند در شکست یا موفقیت سازمان تأثیرگذار است (غنیزاده و همکاران، 1400). با توجه به اهداف پژوهش و دقت به این مسئله که مدیران شرکتها اگر دارای نقش دوگانه باشند نفوذ چشمگیری در هیئتمدیره خواهند داشت و نگرانی شغلی آنها ممکن است کمتر باشد و همچنین با توجه به اینکه در چرخه عمر شرکت نگرانی شغلی مدیریت متفاوت است، در این پژوهش تأثیر توانایی مدیریت بر میزان سرمایهگذاری بر سرمایه فکری بررسی شده است؛ بهطوریکه نقش چرخه عمر مرحله افول بهعنوان یک معیار تأثیرگذار بر نگرانی شغلی مدیر و همچنین عدم نفوذ مدیرعامل در هیئتمدیره معیار دوم نگرانی شغلی مدیریت بهعنوان متغیر تعدیلگر مدنظر قرار گرفته است. بدین ترتیب، سؤال اصلی تحقیق این است که آیا توانایی مدیریت بر افزایش سرمایهگذاری در سرمایه فکری تأثیر معناداری دارد و آیا نگرانی شغلی مدیریت بر رابطه توانایی مدیریت و سرمایهگذاری بر سرمایه فکری تأثیر معناداری دارد یا خیر.
وجود نظام مدیریتی مقتدر و کارآمد یکی از سرمایههای انسانی است که نقش مهمی در تبدیل منابع شرکت به درآمد و خلق ثروت برای سهامداران دارد و همچنین میتواند حیات بالنده و رو به رشد سازمانها را تضمین کند. در صورت اقتدار و توانمندی رکن مدیریتی سازمانها است که میتوان حسن عملکرد و موفقیت سازمانها را در شرایط فعلی انتظار داشت. توانایی و قابلیتهای فردی ازجمله عوامل بسیار مهمی هستند که میتوانند هر فردی را به موفقیت برسانند (Kreitner & Kinicki, 2001).
کارایی و توسعه هر سازمان تا حد زیادی به استفاده صحیح از نیروی انسانی و سرمایه فکری بستگی دارد. مدیران در سازمانها، تدوینکنندگان خطمشی و صاحبان قدرت هستند و عملکرد سازمانها با قدرت آنان در ارتباط است. مدیران با بهکارگیری منابع قدرت میتوانند زمینة رشد و تعالی یا زمینة انحراف و فساد سازمان را فراهم آورند و این امر به ماهیت وجودی و چگونگی استفاده از قدرت و منابع آن بستگی دارد. 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 هستند (ایزدینیا و همکاران، 1393). برای اندازهگیری توانایی مدیریتی، پژوهشگران عمدتاً بر شاخصهایی مانند اندازه شرکت، عملکرد غیرعادی گذشته، خسارتها، دوران تصدی، تحصیلات و ... تأکید داشتند و نیز از ابزار تحلیل پوششی دادهها[1] در داخل یک صنعت خاص استفاده میکردند. تحلیل پوششی دادهها یک روش برنامهریزی خطی است که با استفاده از اطلاعات سازمانها و واحدهای تولیدی بهعنوان واحدهای تصمیمگیرنده، اقدام به ساخت مرز کارایی میکند. این مرز براساس اطلاعات در قالب نهادهها و ستاندهها و براساس نتایج برنامهریزی خطی متوالی ساخته میشود و درواقع درجه عدم کارایی هر واحد تصمیمگیرنده به میزان فاصله واحد مزبور تا مرز کارایی است (ایزدینیا و همکاران، 1393).
دمرجیان و همکاران (2012) روش جدیدی برای اندازهگیری توانایی مدیریت براساس کارایی مدیران در تبدیل منابع شرکت به درآمد در صنایع همگن معرفی کردند. آنها انتظار داشتند 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 بهصورت کاراتری مدیریت کنند. به عبارت دیگر، مدیران تواناتر میتوانند با منابع در اختیارشان بیشترین درآمد را کسب کنند و یا برعکس، منابع موردنیاز را برای کسب میزان مشخصی از درآمد، حداقل کنند (Demerjian et al., 2012). تصمیمات مدیران در دستکاری فعالیتهای واقعی برای رسیدن به اهداف سودآوری شرکت، با توجه به چشمانداز آتی شرکت و صنعت صورت میپذیرد. مدیران توانمند میتوانند بهسرعت شـناخت کافی از شرکت و صنعت کسب کنند، تقاضا برای محصول را پیشبینـی و در پـروژههـای ارزشافزوده سرمایهگذاری کنند، کارمندان خود را بهخوبی مدیریت کنند و فرصـتهای بهدستآمده را غنیمت بشمرند و تصمیمهای بهینهتری اتخاذ کنند؛ بنابراین، مدیران توانمند شـرکتهـای خود را بهصورت کاراتر اداره میکنند. مدیران توانا برای افزایش سودآوری شرکت و جلب رضایت سهامداران، برنامهریزی منظم دارند و تصـمیم بهینهتری اتخـاذ میکنند. مدیران با توانایی بالاتر، قادر به پیشبینی تغییرات در شرایط اقتصادی هستند که میتواند بر فعالیتهای شرکت تأثیرگذار باشد و بهمنظور جلب اعتماد سرمایهگذاران، اطلاعات با کیفیتتری را در اختیار آنها قرار میدهند. با کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، کارایی اطلاعاتی قیمت سهام و بهتبع آن کارایی معاملاتی سرمایهگذاران، افزایش و پس از آن، تأخیر در تعدیل قیمت سهام کاهش مییابد (فیلسرائی، 1402).
مدیران توانا بهتر میتوانند روند توسعه صنعتی و فناوری را درک کنند، نیازمندیهای متقاضیان محصولهـا و کارمنـدان را تشخیص دهند، قضاوت بهینهتری داشته باشند، تصمیمات دقیقتری برای ارتقای عملکرد شرکت اتخاذ کنند و اثر بلندمدت اقـدام خـود را از قبل پیشبینی کنند؛ بنابراین، آنها بهدنبال سودآوری بیشتر و دستیابی بـه اهـداف سـود در بلندمـدت خواهند بود. بنابراین، انتظار میرود توانایی مدیر در استفاده از منابع، ازطریق ایجاد مزیت رقابتی پایدار، عاملی برای افزایش سرمایه فکری و درنتیجه افزایش ارزش شرکت باشد و بدین ترتیب احتمال ورشکستگی شرکتها را در بازار رقابتی امروزی کاهش دهد. یافتههای تجربی زیادی (همچون Thomas J. Chemmanur & Paeglis, 2005 (Andreo, et al, 2013; نیز همراستا با دیدگاه مبتنی بر منابع[2]، نشاندهندة اهمیت توانایی مدیران در افزایش سرمایه فکری و موفقیت شرکتها است. نتایج برخی از پژوهشهای داخلی نیز همچون ممتازیان و کاظمنژاد (1395) نشان میدهند توانایی مدیران یکی از عواملی است که موجب بهبود سرمایه فکری و عملکرد مالی شرکتها میشود. بهطور خلاصه، یافتههای تجربی حاکی از آن است که توانایی مدیران موجب افزایش سرمایه فکری و عملکرد شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار شده است. همچنین انتظار میرود چرخه حیات شرکت بر فرصتهای مدیریت برای ادارة پروژههای درحال اجرا و کاهش هزینهها بهمنظور افزایش سرمایههای فکری اثرگذار باشد (Demerjian et al., 2012). یکی از استدلالهای اساسی این است که مدیران عامل توانمندتر سرمایهگذاری بیشتری در سرمایه فکری انجام میدهند. همچنین، میتوان انتظار داشت وقتی نگرانیهای شغلی مدیرعامل واقعاً کم باشد (بهدلیل عوامل دیگر)، پیوند بین توانایی مدیرعامل و سرمایهگذاریهای سرمایه فکری کمتر قوی خواهد بود. این با مطالعات قبلی مطابقت دارد (برای مثال، Yuan et al., 2019). همچنین، بیان میشود رهبری دوگانه مدیرعامل، قدرت مدیرعامل را افزایش میدهد که به آنها اجازه میدهد تأثیر بیشتری بر تصمیمگیری استراتژیک داشته باشند (Chao, Hu, Munir, & Li, 2017; Krause, Semadeni, & Cannella Jr, 2014). در ادبیات بهخوبی ثابت شده است که سیاستهای مالی یک شرکت از یک الگوی مورد انتظار در مراحل مختلف چرخه عمر شرکت بهدلیل ظرفیتها و منابع متمایز، پیروی نمیکند (Faff et al., 2016; Porter, 2008). برای مثال، رویچودوری (2006) استدلال میکند شرکتها در مراحل معرفی و رشد چرخه عمر خود سرمایهگذاری بیشتری انجام میدهند؛ درحالیکه شرکتهای بالغ بر حفظ داراییهای خود تمرکز میکنند. فاف و همکاران (2016) استدلال میکنند شرکتهای جوانتر با دسترسی محدود به بازار سرمایه بهدلیل عدم شهرت در میان تأمینکنندگان مواجهاند؛ درنتیجه، مدیرعامل شرکتهایی که در مرحله افول هستند، با نگرانی شغلی روبهرو خواهند شد که در تصمیمگیری آنها دربارة بهبود سرمایه فکری شرکت تأثیرگذار است. با توجه به مطالب گفتهشده و مبانی نظری پژوهش، فرضیههایی به شرح زیر مطرح میشوند:
فرضیه اول: توانایی مدیریت بر بهبود سرمایهگذاری در سرمایه فکری شرکت تأثیر معناداری دارد.
فرضیه دوم: نگرانی شغلی مدیرعامل (مرحله افول شرکت در چرخه عمر) بر رابطه توانایی مدیریت و سرمایه فکری تأثیر معنادار و تضعیفکننده دارد.
فرضیه سوم: نگرانی شغلی مدیرعامل (عدم نفوذ مدیرعامل) بر رابطه توانایی مدیریت و سرمایه فکری تأثیر معنادار و تضعیفکننده دارد.
3- پیشینه تجربی
3-1- پیشینه داخلی
جانعلیزاده و همکاران (1403) نقش تأمین مالی توسط مدیران عامل خودشیفته را در کارایی سرمایهگذاری شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج نشان دادند خودشیفتگی مدیرعامل تأثیر معناداری بر سرمایهگذاری بیشازحد شرکت ندارد. خودشیفتگی مدیرعامل تأثیر معناداری بر سرمایهگذاری کمتر از حد شرکت ندارد. خودشیفتگی مدیرعامل تأثیر منفی و معناداری بر کارایی سرمایهگذاری شرکت دارد. تأمین مالی توسط مدیران عامل خودشیفته تأثیر معناداری بر سرمایهگذاری بیشازحد شرکت ندارد. تأمین مالی توسط مدیران عامل خودشیفته تأثیر معناداری بر سرمایهگذاری کمتر از حد شرکت ندارد. تأمین مالی توسط مدیران عامل خودشیفته تأثیر منفی و معناداری بر کارایی سرمایهگذاری شرکت دارد.
عزیزی و همکاران (1403) اثر توانایی مدیران بر رابطه بین کیفیت اطلاعات حسابداری و رفتار و عملکرد معاملاتی سرمایهگذاران را بررسی کردند. بهمنظور دستیابی به هدف پژوهش، تعداد 105 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران آزمون شدند. یافتهها حاکی از تأثیر معنادار توانایی مدیران بر رابطه بین نسبتهای مالی (نسبت جاری، نسبت آنی، نسبت سود ناخالص و نسبت سود هر سهم) و رفتار و عملکرد معاملاتی سرمایهگذاران بوده است.
ماندگاری و دموری (1402) در بررسی تأثیر انعطافپذیری مالی، کارایی مدیریتی و چرخه عمر بر عملکرد مالی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران نشان دادند انعطافپذیری مالی و کارایی مدیریتی تأثیر مثبت و معنیداری بر عملکرد مالی شرکتها دارد. همچنین، پس از تفکیک شرکتها به مراحل مختلف چرخه عمر، کارایی مدیریت در مرحله افول چرخه عمر شرکتها بیشترین تأثیر را بر عملکرد دارد؛ درحالیکه در مرحله رشد و سپس بلوغ، کارایی مدیریت دارای کمترین تأثیر است. بیشترین تأثیر انعطافپذیری مالی بر عملکرد مالی شرکت بهترتیب در مراحل بلوغ، افول و رشد است. بررسی تأثیر همزمان و تعاملی انعطافپذیری مالی و کارایی مدیریت بر عملکرد مالی شرکت نشان میدهد که اگر تأثیر یکی از آنها ضعیف باشد و دیگری مؤثر و کارا باشد، در این صورت همانند چتری دیگری را پوشش میدهد.
بنابیقدیم و همکاران (1401) تأثیر سرمایۀ فکری بر گزارشگری عملکرد پایداری تجاری و استراتژی کسبوکار را بررسی کردند. نتایج نشان دادند ضریب ارزشافزوده فکری و عناصر آن دارای تأثیر مثبتی بر گزارشگری عملکرد پایداری شرکتها دارند و نیز ضریب سرمایۀ فکری و کارایی سرمایه ساختاری و فیزیکی تأثیر مثبتی بر استراتژی آیندهنگرانه دارند؛ اما کارایی سرمایه انسانی تأثیری بر استراتژی کسبوکار ندارد که در راستای شفافیت اطلاعاتی بیشتر، لزوم آگاهسازی و استانداردگذاری گزارش سرمایۀ فکری در گزارشهای مالی را میطلبد.
دربندی فراهانی و همکاران (1401) مطلوبیت سنجش و گزارشگری ابعاد سرمایه فکری بر ابعاد حسابداری پایداری با تعدیلگری مدیریت دانش سازمانی را بررسی کردند. نتایج نشان دادند سنجش و افشای ابعاد سرمایه فکری برای ابعاد حسابداری پایداری مالی دارای مطلوبیت نهایی مثبت و معنادار است و با ورود متغیر مدیریت دانش سازمانی برای غلبه بر موانع و چالشهای شناسایی سرمایه فکری، مطلوبیت نهایی و شدت رابطه مستقیم موجود افزایش یافته است و شرکتها میتوانند به سطح بالاتری از کیفیت گزارشگری پایداری دست یابند.
سعیدی و بیات (1400) در بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر رابطه بین کیفیت حاکمیت شرکتی و عملکرد سرمایه فکری نشان دادند که افزایش کیفیت حاکمیت شرکتی منجر به بهبود عملکرد سرمایه فکری شرکت میشود و توانایی مدیریت نیز این رابطه را تشدید میکند.
نیکبخت و همکاران (1399) تأثیر پیچیدگی شرکت بر ارتباط بین توانایی مدیریت و عدم شفافیت اطلاعات را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان میدهند بین توانایی مدیریت و عدم شفافیت اطلاعات شرکت رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد. همچنین، پیچیدگی شرکت بر ارتباط بین توانایی مدیریت و عدم شفافیت اطلاعات تأثیر منفی میگذارد. بهطور کلی، نتایج نشان دادند هرچه توانایی مدیریت افزایش یابد، عدم شفافیت اطلاعات کاهش مییابد؛ بهطوریکه این کاهش نشاندهندة شفافیت شرکتی است. با وجود این، پیچیدگی در محیط شرکت بر توانایی مدیران در پردازش اطلاعات تأثیر میگذارد و شفافیت اطلاعات را کاهش میدهد.
خواجوی و قدیریانآرانی (1397) نقش سرمایه فکری در پیشبینی بحران مالی را مطالعه کردند. یافتههای پژوهش نشان دادند دقت الگوهای پیشبینی با حضور کارایی سرمایه به کار گرفتهشده تفاوت معنیداری با دقت الگوهای مبتنی بر نسبتهای مالی ندارد. با وجود این، دقت الگوهای پیشبینی با حضور ضریب ارزشافزوده فکری، کارایی سرمایه انسانی و کارایی سرمایه ساختاری بهطور معنیداری بیشتر از الگوهای مبتنی بر نسبتهای مالی در روشهای طبقهبندیکنندة تجمیعی بوستینگ و بگینگ است. به بیان دیگر، افزودن سرمایه فکری، سرمایه انسانی و سرمایه ساختاری به الگوهای پیشبینی بحران مالی، دقت آنها را افزایش میدهد.
رضایی و همکاران (1392) در بررسی تأثیر سرمایه فکری بر ارزش بازار شرکتها در مراحل مختلف چرخه حیات نشان دادند که سرمایه فکری در مرحله رشد تأثیر بیشتری نسبت به مرحله بلوغ دارد. از میان اجزای سرمایه فکری نیز سرمایه ساختاری در مرحله رشد و سرمایه انسانی در مرحله بلوغ بیشترین تأثیر را بر ارزش بازار شرکتها میگذارند.
3-2- پیشینه خارجی
پرادیپ بانرجی، سومیا جی دب (2023) نشان میدهند مدیران به دستیابی به عملکرد بیشتر شرکت ازطریق اثرات میانجیگری قابل مشاهده افزایش CAPEX و استفاده بهینه از سرمایه در گردش کمک میکنند. مدیران با توانایی بالاتر در پی بهینهسازی عملکرد شرکت هستند که آنها را تشویق میکند در سطوح بالاتر CAPEX شرکت کنند و با سرمایهگذاری کوتاهمدت در سرمایه در گردش معامله کنند.
اولوهانا (2023) نتایج عوامل تعیینکنندة کارایی سرمایه فکری بانکها را بررسی کردند. نشان دادند تنها ۸.۳۳ درصد از بانکهای تجاری از ظرفیت بهینه در استفاده از سرمایه فکری خود برخوردار هستند؛ درحالیکه ۹۱.۶۷ درصد ناکارآمد هستند. اندازه بانک و سهام مدیران بهطور مثبت بر کارایی سرمایه فکری تأثیر میگذارد؛ درحالیکه تمرکز بازار و تمرکز مالکیت دستیابی به کارایی سرمایه فکری بهینه را محدود میکند.
هائو (2022) در تحقیقی با عنوان «تجربه مدیرعامل، اعتمادبهنفس بیشازحد مدیریتی و کارایی سرمایهگذاری: شواهدی از یک آزمایش تجربی در چین»، تأثیر تجربیات اولیه و حرفهای مدیران عامل بر کارایی سرمایهگذاری شرکتی در اقتصاد چین را بررسی کردند. نتایج نشان دادند مدیران عاملی که اصلاحات اقتصادی را در اوایل کار خود تجربه کردهاند، نسبت به افرادی که در دوران اقتصاد برنامهریزیشده کار کردهاند، اعتمادبهنفس بیشتری دارند و تمایل به سرمایهگذاری بیشازحد دارند. علاوه بر این، مدیران عاملی که تمام تخصص خود را در بخشهای تجاری داشتهاند، نسبت به مدیرانی که تجربه طولانیمدت مدیریت دولتی قبل از خدمت بهعنوان مدیران شرکت دارند، سطح اعتمادبهنفس و سرمایهگذاری بیشازحد بیشتری را نشان میدهند.
دینو (2022) به بررسی مروری سیستماتیک بر ادبیات مدیریت سرمایه فکری، فناوری و نوآوری میپردازد. نتایج روابط معنادار تجربی اثباتشدهای را تأیید میکنند که بین گرایش فناوری، مدیریت سرمایه فکری و عملکرد نوآوری وجود دارد.
جین و همکاران (2022) در تحقیقی نقش تعدیلی توانایی مدیریت را بر ارتباط بین تمرکز مشتری و عملکرد بررسی کردند. نتایج نشان دادند بین تمرکز مشتری و عملکرد ارتباط منفی وجود دارد و توانایی مدیریت به تعدیل ارتباط فوق منجر میشود.
ندیم و همکاران (2021) در پژوهش خود استدلال میکنند توانایی مدیریتی مدیران عاملی که با نگرانیهای شغلی مختلف روبهرو هستند، میتواند تغییرات چشمگیری را در سرمایهگذاری شرکتها در سرمایه فکری (IC) یک تصمیم استراتژیک شرکتی مهم و محرک مزیت رقابتی توضیح دهد. نتایج آنها نشان دادند توانایی مدیریتی مدیران عامل با سرمایهگذاری در انسان، نوآوری و سرمایه رابطهای رابطه مثبت و معناداری دارد. این رابطه زمانی ضعیفتر میشود که مدیران عامل واقعاً با نگرانیهای شغلی کمتری روبهرو هستند. علاوه بر این، این رابطه در شرکتها در مرحله معرفی (نزول) چرخه عمرشان کمتر (بیشتر) مشخص است.
پژوهش حاضر ازنظر طبقهبندی بر مبنای هدف، از نوع پژوهشهای کاربردی است. همچنین پژوهش حاضر، ازنظر روش و ماهیت از نوع پژوهش همبستگی است. در این پژوهش، هدف بررسی تأثیر بین متغیرهاست. برای این منظور، برحسب مقیاسهای اندازهگیری متغیرها، شاخصهای مناسبی اختیار میشود. مقیاس اندازهگیری دادهها مقیاس نسبی است. روش پژوهش بهصورت استقرایی است که در آن مبانی نظری و پیشینه پژوهش از راه کتابخانه، مقاله و اینترنت جمعآوری شده و در رد یا اثبات فرضیههای پژوهش با بهکارگیری روشهای آماری مناسب، از استدلال استقرایی در تعمیم نتایج استفاده شده است. این پژوهش از آنجا که در آن متغیرها دستکاریشده نیستند و شرایط آزمایشگاهی وجود ندارد، از نوع پژوهشهای توصیفی (غیرتجربی) است. برای انجام فرضیهها در این پژوهش از آزمون معنیداری F در رگرسیون چندگانه با نرمافزار ایویوز و برای ایجاد پایگاه دادههای موردنیاز از نرمافزار EXCEL استفاده میشود.
جامعه آماری این تحقیق شامل تمام شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. در این تحقیق برای اینکه نمونه آماری یک نماینده مناسب از جامعه آماری مدنظر باشد، از روش حذف سیستماتیک استفاده شده است. همچنین، با توجه به قلمرو مکانی تحقیق که بورس اوراق بهادار تهران در نظر گرفته شده است و با توجه به ماهیت تحقیق میان شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران، شرکتهای عضو سازمان بورس اوراق بهادار تهران که شرایط ذیل را داشته باشند، بهعنوان جامعه تحقیق انتخاب شدهاند:
1- شرکتهای نمونه آماری از سال 1390 تا 1400 بهطور کامل در بورس اوراق بهادار تهران فعال هستند؛ زیرا اطلاعات شرکتهایی که در این بازه زمانی فعالیت نداشته باشند به کار پژوهش ما نمیآیند.
2- بهدلیل قابلیت مقایسهپذیری پژوهش دوره مالی شرکتهای مذکور پایان اسفندماه باشد و تغییر دوره مالی نداشته باشند.
3- حذف بانکها، بیمهها، شرکتهای سرمایهگذاری و لیزینگ از جامعه آماری؛ زیرا نوع فعالیت بانکها، بیمهها، شرکتهای سرمایهگذاری و لیزینگها متفاوت و درواقع تولیدی نیست.
4- در طول دوره مالی وقفه بیش از سه ماه نداشته باشند.
5- تمام دادههای موردنیاز شرکتهای مذکور باید در دسترس باشند.
بعد از مدنظر قرار دادن تمام معیارهای بالا، تعداد 149 شرکت بهعنوان نمونه آماری برای آزمون فرضیههای پژوهش انتخاب شدهاند.
4-1- مدلها و متغیرهای پژوهش
با توجه به پژوهش Nadeem, et al (2021) مدلهای پژوهش بهصورت زیر هستند:
مدل آزمون فرضیه اول
IC it = α0 + α2 Ability + it β3 Fs it + β4 Br it + β5 Roa it + β6 Sg it + β7 Iob it + β8 Age it + β9 It it + β10 Sos it + ε it
مدل آزمون فرضیه دوم
IC it = α0 + α2 Ability + β3 DUALITY it + α2 Ability * DUALITY + it β3 Fs it + β4 Br it + β5 Roa it + β6 Sg it + β7 Iob it + β8 Age it + β9 It it + β10 Sos it + ε it
مدل آزمون فرضیه سوم
IC it = α0 + α2 Ability + β3 lifecycle it + α2 Ability * lifecycle + it β3 Fs it + β4 Br it + β5 Roa it + β6 Sg it + β7 Iob it + β8 Age it + β9 It it + β10 Sos it + ε it
متغیر وابسته
سرمایه فکری: در این پژوهش برای اندازهگیری سرمایه فکری از مدل Pulic (2004) پیروی میشود:
روش ضریب ارزشافزوده فکری: اولینبار پالیک در سال 1988، روش ضریب ارزشافزوده فکری را برای عموم مطرح کرد که ازجمله روشهای مستقیم است. این روش، برای کنترل مؤثر و ارزیابی کارایی افزودن ارزش توسط تمامی منابع شرکت و اجزای منابع اصلی آن طراحی شده است که بر افزایش ارزش و نه کنترل بهای تمامشده تمرکز دارد.
گام نخست در مدل پالیک محاسبه ارزشافزوده برای شرکت است.
OP: سود عملیاتی
EC: مخارج کارکنان (مخارج حقوق و دستمزد)
D: استهلاک داراییهای مشهود
A: استهلاک داراییهای نامشهود
در گام بعدی، کارایی سرمایه انسانی بدین صورت محاسبه میشود:
HCE: ضریب کارایی سرمایه انسانی
VA: ارزشافزوده
HC: سرمایه انسانی شرکت
کارایی سرمایه انسانی نشان میدهد چه مقدار ارزشافزوده توسط یک واحد پولی سرمایهگذاریشده در نیروی انسانی ایجاد میشود. ارزشافزوده (مجموع ستادهها منهای دادهها) حاصل جمع سود عملیاتی، مخارج کارکنان و استهلاک داراییهای شرکت است و سرمایه انسانی شرکت، معادل مخارج حقوق و دستمزد در نظر گرفته میشود.
حال در گام بعدی، کارایی سرمایه ساختاری بدین صورت محاسبه میشود:
SCE: ضریب کارایی سرمایه ساختاری برای شرکت
SC = VA - HC
کارایی سرمایه ساختاری، سهم سرمایه ساختاری در ایجاد ارزش در شرکت است که میزان سرمایه ساختاری موردنیاز برای ایجاد یک واحد پولی ارزشافزوده را اندازهگیری میکند و سرمایه ساختاری، حاصل کسر سرمایه انسانی از ارزشافزوده است. بهمنظور دستیابی به بینشی کامل درزمینة کارایی منابع خلقکنندة ارزش، ضروری است که سرمایه مالی و فیزیکی را لحاظ کنیم. سرمایه فکری بهتنهایی قادر به خلق ارزش نیست؛ بنابراین در گام بعدی، کارایی سرمایه به کار گرفتهشده بدین صورت محاسبه میشود:
CEE: ضریب کارایی سرمایه به کار گرفتهشده برای شرکت
CA: سرمایه به کار گرفتهشده
کارایی سرمایه به کار گرفتهشده، شاخصی برای ارزشافزوده ایجادشده توسط یک واحد سرمایه فیزیکی و مالی شرکت است؛ یعنی سرمایه به کار گرفتهشده (سرمایه فیزیکی و مالی) برابر با ارزش دفتری خالص داراییهای شرکت است. در گام آخر، بهمنظور محاسبه کارایی کلی ایجاد ارزش، ضریب ارزشافزوده فکری، سه شاخص کارایی محاسبهشده باید باهم جمع شوند:
VAIC: ضریب ارزشافزوده فکری
ضریب ارزشافزوده فکری، کارایی کلی یک شرکت را در ایجاد ارزش نشان میدهد (دستگیر و همکاران، 1393).
متغیر مستقل
توانایی مدیریت: برای سنجش توانایی مدیران از مدل Demerjian, et al (2012) استفاده خواهد شد. پس از انجام آزمون رگرسیون، کارایی مدیریت ازطریق مقدار باقیمانده () در هر سال - شرکت ازطریق باقیمانده مدل رگرسیونی محاسبهشده و باقیمانده مثبت به معنای کارایی زیاد و باقیمانده منفی به معنای کارایی کمتر مدیریت است.
تحلیل پوششی برای اندازهگیری کارایی مدیریت:
Demerjian, et al (2012) توانایی مدیران را با استفاده از یکسری تحلیل پوششی دادهها محاسبه کردند و این تحلیل دادهها مبتنی بر یکسری بهینهسازی با استفاده از برنامهریزی خطی است که به آن روش ناپارامتریک نیز میگویند. در پژوهش حاضر بهمنظور اندازهگیری توانایی مدیریت از مدل Demerjian, et al (2012) استفاده شد. برای اندازهگیری کارایی شرکت از تحلیل پوششی داده ازطریق رابطه 1 استفاده میشود.
رابطه 1:
جدول 1: تعریف متغیرهای بهکاررفته در رابطه (1)
Table 1: Definition of variables used in relation(1)
|
ورود به مدل |
متغیر |
نماد |
تعریف عملیاتی |
|
متغیر خروجی |
فروش |
Sales |
میزان فروش شرکت |
|
متغیرهای ورودی |
بهای تمامشده |
CoGS |
میزان بهای تمامشده کالای فروشرفته |
|
خالص دارایی ثابت |
NetPPE |
خالص اموال، ماشینآلات و تجهیزات |
|
|
هزینه اداری و فروش |
SG&A |
هزینه اداری و فروش شرکت |
|
|
هزینه اجاره عملیاتی |
OpsLease |
هزینههای تحقیق و توسعه و اطلاعات مرتبط با اجارهها در صورتهای مالی شناسایی نمیشوند؛ ازاینرو، اثر این دو متغیر در مدلها حذفشده است (حسنی و مرفوع، 1396). |
|
|
هزینه تحقیق و توسعه |
R & D |
||
|
|
دارایی نامشهود |
Intan |
خالص داراییهای نامشهود |
منبع: Demerjian, et al (2012)
مقدار محاسبهشده برای کارایی شرکت در محدوده صفر تا یک قرار خواهد گرفت. شرکتهایی که نمره کارایی آنها کمتر از یک است، زیر مرز کارایی هستند و باید با کاهش هزینهها یا افزایش درآمدها به مرز کارایی دست پیدا کنند. هدف از محاسبه کارایی شرکت، سنجش توانایی مدیریت است و با توجه به اینکه در محاسبات مربوط به کارایی، ویژگیهای ذاتی شرکت نیز دخالت دارند، نمیتوان توانایی مدیریت را بهدرستی اندازهگیری کرد؛ زیرا متأثر از این ویژگیها، بیشتر یا کمتر از مقدار واقعی محاسبه میشود. Demerjian, et al (2012)، بهمنظور کنترل اثر ویژگیهای ذاتی شرکت در الگویی که ارائه کردند، کارایی شرکت را به 2 بخش جدا یعنی کارایی براساس ویژگیهای ذاتی شرکت و کارایی مدیریت تقسیم کردهاند. آنها این کار را با استفاده از کنترل 5 ویژگی شرکت (اندازه شرکت، سهم بازار شرکت، جریان نقدی شرکت، عمر پذیرش شرکت در بورس و فروش خارجی (صادرات)) انجام دادهاند. هرکدام از 5 متغیر که ویژگیهای ذاتی شرکت هستند، به مدیریت کمک میکنند تا تصمیمات بهتری اتخاذ کند یا در جهت عکس عمل میکنند و توانایی مدیریت را محدود میکنند. این 5 ویژگی در الگوی ارائهشده توسط Demerjian, et al (2012) کنترل شدهاند:
که در آن:
: اندازه شرکت j در سال t و برابر با لگاریتم طبیعی مجموع داراییهای شرکت است.
: سهم بازار شرکت، شرکت j در سال t و برابر با نسبت فروش شرکت به فروش کل صنعت است.
: افزایش در جریان نقد عملیاتی شرکت j شرکت t را نشان میدهد که در صورت مثبتبودن جریان نقد عملیاتی، برابر با 1 و در صورت منفیبودن برابر با صفر در نظر گرفته شده است.
: عمر شرکت j در سال t و برابر با لگاریتم طبیعی تعداد این سالها است.
: صادرات شرکت j در سال t و برای شرکتهایی که صادرات داشتهاند، برابر با 1 و در غیر این صورت، صفر در نظر گرفته شده است.
: باقیمانده این الگو، نشاندهندة میزان توانایی مدیریت است.
4-2- متغیرهای تعدیلگر
نگرانی شغلی (چرخه عمر افول شرکت): در این پژوهش برای اندازهگیری چرخه عمر شرکت از روش
Anthony & Ramesh (1992) پیروی میشود. آنها در پژوهش خود بهمنظور تفکیک شرکتها بـه مراحل چرخه عمر از چهار متغیر رشد فروش، مخارج سرمایهای، نسبت سود تقسیمی و سن (عمر) شرکت استفاده کردند.
جدول 2: نحوه محاسبه متغیرهای چرخه عمر شرکت
Table 2: manner calculate company life cycle variables
سن شرکت |
سود تقسیمی |
مخارج سرمایهای |
رشد فروش |
متغیر پنجک |
|
5 |
5 |
1 |
1 |
پنجک اول |
|
4 |
4 |
2 |
2 |
پنجک دوم |
|
3 |
3 |
3 |
3 |
پنجک سوم |
|
2 |
2 |
4 |
4 |
پنجک چهارم |
|
1 |
1 |
5 |
5 |
پنجک پنجم |
منبع: Anthony & Ramesh (1992)
پس از پنجکبندی نوبت به امتیازبندی میرسد:
1- اگر امتیاز بین 3 تا 6 باشد، شرکت در مرحله افول است.
2- اگر امتیاز بین 7 تا 10 باشد، شرکت در مرحله بلوغ است.
3- اگر امتیاز بین 11 تا 15 باشد، شرکت در مرحله رشد است.
درنهایت، به شرکتهایی که در مرحله افول (یکی از شرایط نگرانی شغلی مدیرعامل) هستند، عدد 1 و در غیر این صورت، صفر تعلق میگیرد.
نگرانی شغلی (عدم نفوذ مدیرعامل در هیئتمدیره شرکت): طبق پژوهش Nadeem, et al (2021) اگر مدیرعامل، رئیس، نایبرئیس یا عضو هیئتمدیره شرکت باشد، دارای نفوذ و قدرت است و نگرانی شغلی کمتری دارد؛ درنتیجه، اگر مدیرعامل عضو هیئتمدیره باشد، عدد صفر و در غیر این صورت، عدد 1 قرار داده میشود.
4-3- متغیرهای کنترلی پژوهش
بازده داراییها: سود خالص تقسیم بر کل داراییها.
اهرم مالی: کل بدهیها تقسیم بر کل داراییها.
اندازه شرکت: لگاریتم طبیعی کل داراییها.
سن شرکت: لگاریتم طبیعی تاریخ تأسیس شرکت.
رشد فروش: فروش منهای فروش سال قبل تقسیم بر فروش سال قبل.
رشد شرکت: نسبت ارزش بازار به دفتری داراییها و معیار اندازهگیری رشد شرکت است.
ساختار مالکیت دولتی: اگر سهامدار عمده شرکت یک نهاد دولتی باشد، عدد 1 و در غیر این صورت، صفر.
استقلال هیئتمدیره: نسبت مدیران غیرموظف به کل اعضای هیئتمدیره.
جدول 3: متغیرهای پژوهش
Table 3: Research variables
|
نام متغیر |
نماد |
|
توانایی مدیریت |
Ability |
|
متغیر نگرانی شغلی ناشی از چرخه عمر |
Lifecycle*Ability |
|
نگرانی شغلی مدیرعامل |
Duality *Ability |
|
سرمایه فکری |
Ic |
|
بازده داراییها |
Roa |
|
اهرم مالی |
Lev |
|
اندازه شرکت |
Fs |
|
سن شرکت |
Age |
|
رشد فروش |
Sg |
|
رشد شرکت |
Br |
|
ساختار مالکیت دولتی |
Sos |
|
استقلال هیئتمدیره |
Lob |
منبع: یافتههای تحقیق
بهمنظور بررسی و تجزیه و تحلیل اولیه دادهها، ابتدا اطلاعات مربوط به آمارههای توصیفی متغیرهای وابسته و توضیحی مطالعهشده در این پژوهش در جدول 4 ارائه شده است تا شمایی کلی از دادههایی به دست آید که در این پژوهش تحلیل شدهاند.
جدول 4: آمار توصیفی متغیرهای کمی پژوهش
|
نماد |
میانگین |
میانه |
بیشترین |
کمترین |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
|
Ability |
0.000 |
0.002- |
0.57 |
0.48- |
0.14 |
0.16 |
0.88 |
|
Lifecycle*Ability |
0.05 |
0.000 |
1.000 |
0.000 |
0.22 |
4.000 |
14.03 |
|
Duality *Ability |
0.15 |
0.000 |
1.000 |
0.000 |
0.36 |
1.98 |
1.91 |
|
Ic |
5.22 |
4.20 |
55.92 |
62.59- |
5.54 |
2.21 |
36.02 |
|
Roa |
0.14 |
0.12 |
0.67 |
0.58- |
0.15 |
0.54 |
0.97 |
|
Lev |
0.56 |
0.56 |
1.82 |
0.03 |
0.20 |
0.15 |
0.73 |
|
Fs |
14.64 |
14.38 |
21.33 |
10.17 |
1.69 |
0.84 |
0.96 |
|
Age |
3.61 |
3.69 |
4.25 |
2.40 |
0.38 |
0.58- |
0.52- |
|
Sg |
0.36 |
0.27 |
18.17 |
0.91- |
0.69 |
12.48 |
287.64 |
|
Br |
2.65 |
1.69 |
76.63 |
0.58 |
3.45 |
9.46 |
152.29 |
|
Sos |
0.62 |
1.00 |
1.000 |
0.000 |
0.48 |
0.52- |
1.74- |
|
Lob |
0.66 |
0.60 |
1.000 |
0.000 |
0.18 |
0.22- |
0.15 |
Table 4: Descriptive statistics of research quantitative variables
با توجه به جدول فوق، اصلیترین شاخص مرکزی، میانگین است که نقطه تعادل و مرکز ثقل توزیع را نشان میدهد و شاخص خوبی برای نشاندادن مرکزیت دادههاست؛ برای مثال، مقدار میانگین برای متغیر استقلال هیئتمدیره برابر با 66/0 است که نشان میدهد بیشتر دادهها حول این نقطه تمرکز یافتهاند. بهطور کلی پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی از یکدیگر یا میزان پراکندگی آنها نسبت به میانگین است. از مهمترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. مقدار این پارامتر برای متغیر سرمایه فکری برابر با 54/5 و برای بازده دارایی برابر با 15/0 است که نشان میدهد این دو متغیر بهترتیب دارای بیشترین و کمترین انحراف معیار هستند.
در آمار، عامل تورم واریانس[3] شدت همخطی چندگانه را در تحلیل رگرسیون کمترین مربعات معمولی ارزیابی میکند. درواقع، یک شاخص معرفی میشود که بیان میکند چه مقدار از تغییرات مربوط به ضرایب برآوردشده بابت همخطی افزایش یافته است. برای بررسی شدت همخطی بین متغیرهای مستقل و کنترلی تحقیق از عامل تورم واریانس[4] استفاده شده است. جدول 5 نتایج آزمون همخطی VIF را نشان میدهد.
جدول 5: آزمون همخطی مدل پژوهش
Table 5: Colinearity test of the research model
|
نماد متغیر |
VIF |
TOLERANCE |
|
Lifecycle |
1.095 |
0.913 |
|
Duality |
1.334 |
0.750 |
|
Lifecycle*Ability |
1.046 |
0.956 |
|
Duality *Ability |
1.067 |
0.937 |
|
Ic |
1.497 |
0.668 |
|
Roa |
2.136 |
0.468 |
|
Lev |
1.845 |
0.542 |
|
Fs |
1.220 |
0.820 |
|
Age |
1.153 |
0.686 |
|
Sg |
1.146 |
0.872 |
|
Br |
1.144 |
0.874 |
|
Sos |
1.195 |
0.837 |
|
Lob |
1.401 |
0.714 |
منبع: یافتههای تحقیق
همانطور که در جدول بالا نیز نشان داده شده است، با توجه به آماره بهدستآمده، VIF برای تمامی متغیرهای مدل کمتر از 10 محاسبه شده است؛ ازاینرو، همخطی بین هیچکدام از متغیرهای مدل وجود ندارد؛ بنابراین، مشکلی برای همخطی در رگرسیون مدنظر وجود ندارد.
5-2- آزمون فرضیههای پژوهش (یافتههای استنباطی)
در این قسمت، دادهها با استفاده از آمار استنباطی تحلیل میشوند. تحلیل دادهها با استفاده از روش دادههای ترکیبی و با رویکرد پنل دیتا صورت میگیرد. ابتدا متغیرها ازنظر مانابودن بررسی میشوند. سپس با استفاده از آزمون چاو آزمون میشود که آیا باید از پانل با اثرات استفاده کرد یا بدون اثرات. برای آزمون روش پانل و اینکه از روش اثرات ثابت استفاده شود یا از آزمون اثرات تصادفی، از آزمون هاسمن استفاده خواهد شد؛ درنهایت، پس از برآورد مدل با الگوی تعیینشده، مفروضات رگرسیون بررسی میشوند و مدل بهصورت نهایی برازش میشود.
مهمترین بحث در بهکارگیری روشهای اقتصادسنجی، بررسی روشهایی است که از عدم کاذب بودن رگرسیون برآوردی اطمینان حاصل شود. عدم کاذب بودن رگرسیون برآوردی را به روشهای متفاوتی بررسی میکنند. عمدتاً نامانایی متغیرها یا به عبارتی تصادفیبودن سری زمانی متغیرها، به کاذبشدن رگرسیون برآوردی منجر میشود. پیش از برآورد مدل، لازم است ایستایی تمام متغیرهای استفادهشده در تخمینها آزمون شود؛ زیرا ناایستایی متغیرها، چه دربارة دادههای سری زمانی و چه دادههای پانل، باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب میشود. برخلاف آنچه دربارة دادههای سری زمانی مطرح است، دربارة دادههای پانلی نمیتوان برای آزمون ایستایی از آزمونهای دیکی - فولر و دیکی فولر تعمیمیافته (ADF)[5] بهره جست؛ بلکه لازم است به نحوی ایستایی جمعی متغیرها آزمون شود. برای این منظور، باید از آزمون لوین، Levin, Lee and Chu استفاده شود. همانگونه که از جدول زیر، جدول 6 مشاهده میشود، تمام متغیرها براساس روش لوین مورداستفاده شده است و سطح معنیداری آنها کمتر از 5 درصد بوده است؛ بنابراین، فرضیه صفر آزمون مبنی بر وجود ریشه واحد رد میشود و براساس این، متغیرهای استفادهشده در این پژوهش در سطح مانا هستند. گفتنی است با توجه به اینکه متغیرها در سطح، مانا هستند، نیازی به آزمون همانباشتگی برای آنها نخواهد بود.
جدول 6: نتایج آزمون مانایی و ریشه واحد متغیرهای پژوهش به روش لوین
Table 6: Results of Manai test and unit root of research variables using Levine's method
|
نماد |
آماره آزمون |
مقدار احتمال |
نتیجه |
|
Ability |
17.985- |
0.000 |
مانا است |
|
Lifecycle*Ability |
61.918- |
0.000 |
مانا است |
|
Duality *Ability |
34.961 |
0.000 |
مانا است |
|
Lifecycle |
6.102- |
0.000 |
مانا است |
|
Ic |
10.922- |
0.000 |
مانا است |
|
Roa |
10.967- |
0.000 |
مانا است |
|
Lev |
12.700- |
0.000 |
مانا است |
|
Fs |
11.106- |
0.000 |
مانا است |
|
Age |
92.466- |
0.000 |
مانا است |
|
Sg |
15.696- |
0.000 |
مانا است |
|
Br |
16.188- |
0.000 |
مانا است |
|
Sos |
3.195- |
0.000 |
مانا است |
|
Lob |
10.558- |
0.000 |
مانا است |
|
Duality |
4.132- |
0.000 |
مانا است |
5-2-2- آزمون ناهمسانی واریانس
با توجه به تأثیر مهم ناهمسانی واریانس بر برآورد، انحراف معیار و استنباط آماری، لازم است قبل از پرداختن به هرگونه تخمین وجود یا عدم وجود ناهمسانی واریانس تحقق یابد. نتایج حاصل از آزمون ناهمسانی واریانس در جدول 6 آورده شدهاند. بررسی آماره آزمون انجامشده برای مدلهای پژوهش نشان میدهد مقدار احتمال محاسبهشده کمتر از 5 صدم است و فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانس جملات اخلال پذیرفته نمیشود؛ بنابراین، از روش حداقل مربعات تعمیمیافته استفاده میشود.
|
مدل رگرسیون |
آماره وایت |
مقدار احتمال |
نتیجه آزمون |
|
مدل فرضیه اول پژوهش |
13.591 |
0.000 |
ناهمسانی واریانس |
|
مدل فرضیه دوم پژوهش |
10.499 |
0.000 |
ناهمسانی واریانس |
|
مدل فرضیه سوم پژوهش |
14.045 |
0.000 |
ناهمسانی واریانس |
جدول 7: نتایج حاصل از ناهمسانی واریانس
Table 7: The results of variance heterogeneity
منبع: یافتههای تحقیق
5-3- تعیین مدل مناسب برای تخمین
با توجه به ادبیات تحقیق موجود و نیز ماهیت فرضیههای تحقیق در این پژوهش از دادههای ترکیبی استفاده شده است. بهمنظور تعیین مدل مناسب برای آزمون فرضیات از آزمونهای چاو (آزمون F لیمر) استفاده شده است.
اولین آزمون برای تشخیص انتخاب بین پولینگ و پنلبودن فرضیههای تحقیق، آزمون F لیمر بوده است؛ بنابراین، باید فرض الگوی مقدار ثابت مشترک را بیازماییم که همان همگنبودن مقاطع مختلف مطالعهشده است. برای آزمون این فرض از آزمون F لیمر استفاده شده است. در صورت رد روش تلفیقی، محقق باید از دادههای تابلویی استفاده کند و برای تعیین نوع دادههای تابلویی (انتخاب الگوی اثرات ثابت یا الگوی اثرات تصادفی) از آزمون هاسمن استفاده میشود.
الف) آزمون F لیمر
نتایج مربوط به آزمون F، برای مدل رگرسیونی تحقیق حاضر در جدول 8 نشان داده شدهاند. بنا بر مباحث بسط دادهشده در بخش نظری، مدل تجربی بر مبنای روش اثرات تصادفی تابلویی برآورد شده است.
جدول 8: نتایج حاصل از آزمون F لیمر
Table 8: The results of Limer's F test
|
مدل رگرسیون |
آماره F |
مقدار احتمال |
نتیجه آزمون |
|
|
پذیرش فرض صفر |
مدل پانل |
|||
|
مدل فرضیه اول پژوهش |
6.470 |
0.000 |
رد فرض صفر |
مدل پانل |
|
مدل فرضیه دوم پژوهش |
6.444 |
0.000 |
رد فرض صفر |
مدل پانل |
|
مدل فرضیه سوم پژوهش |
6.733 |
0.000 |
رد فرض صفر |
مدل پانل |
منبع: یافتههای تحقیق
جدول بالا نتایج آزمون F لیمر را به تصویر میکشد. با توجه به اینکه میزان احتمال بهدستآمده تمامی مدلهای پژوهش کمتر از 05/0 است، فرض صفر این مدلها، مربوط به پولینگبودن رد میشود و مدل پانل به مدل پولینگ ارجحیت دارد؛ بنابراین، از آزمون هاسمن برای انتخاب بهترین روش تخمین از میان روشهای اثرات ثابت و اثرات تصادفی استفاده میشود.
ب) آزمون هاسمن
براساس نتایج آزمون F لیمر، ماهیت پانلبودن دادهها برای تمامی مدلهای پژوهش تأیید شد؛ آنگاه با استفاده از آزمون هاسمن برای انتخاب بهترین روش تخمین از میان روشهای اثرات ثابت و اثرات تصادفی تصمیمگیری میشود. چون سطح احتمال کمتر از 05/0 است، برای برآورد مدل روش اثرات ثابت به روش اثرات تصادفی در تمامی مدلها ارجحیت دارد.
جدول 9: نتایج حاصل از آزمون هاسمن
Table 9: The results of the Hausman test
|
آماره کایاسکوئر |
مقدار احتمال |
نتیجه آزمون |
||
|
رد فرض صفر |
مدل پانل |
|||
|
مدل فرضیه اول |
25.34 |
0.001 |
رد فرض صفر |
اثرات ثابت |
|
مدل فرضیه دوم |
23.98 |
0.002 |
رد فرض صفر |
اثرات ثابت |
|
مدل فرضیه سوم |
29.63 |
0.001 |
رد فرض صفر |
اثرات ثابت |
منبع: یافتههای تحقیق
5-3-1- تخمین مدل پژوهش و آزمون فرضیهها
در این قسمت از پژوهش با توجه به آزمونهای انجامشده و همچنین بررسی آزمونهای پیشرگرسیون برای مدلهای پژوهش و مشخصشدن روش تخمین، به تخمین مدلها و آزمون فرضیههای تحقیق پرداخته خواهد شد.
مقدار احتمال آماره F (کمتر از 05/0) مدل بیانکنندة معنیداری کلی ضرایب است و آماره دوربین واتسون با عدد 54/1 نشاندهندة نبود خودهمبستگی بین اجزای اخلال است. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیلشده مدل زیر بهترتیب عبارتاند از 81 درصد و 79 درصد؛ بنابراین، میتوان نتیجه گرفت در معادله رگرسیونی مزبور، 79 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترل تبیین میشوند.
جدول 10: نتایج حاصل از تخمین مدل پژوهش به روش پانل (اثرات ثابت)
|
IC it = α0 + α1 ability it + α2 Fs it + a3Br it + a4Roa it + a5 Sg it + a6Iob it + a7Age it + a8Sos it + ε it متغیر وابسته: سرمایه فکری |
|||||
|
|
نماد متغیر |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره T |
مقدار احتمال |
|
|
Ability |
2.280 |
0.430 |
5.298 |
0.000 |
|
|
Fs |
1.138 |
0.072 |
15.676 |
0.000 |
|
|
Br |
0.039- |
0.015 |
2.522- |
0.011 |
|
|
Roa |
10.427 |
0.385 |
27.048 |
0.000 |
|
|
Sg |
0.266 |
0.148 |
1.802 |
0.071 |
|
|
Lob |
0.190- |
0.305 |
0.623- |
0.533 |
|
|
AGE |
10.587- |
0.970 |
10.912- |
0.000 |
|
|
Sos |
0.320 |
0.118 |
2.711 |
0.006 |
|
|
C |
25.179 |
2.859 |
8.804 |
0.000 |
|
ضریب تعیین |
0.814 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
0.795 |
||||
|
آماره F |
41.834 |
||||
|
سطح احتمال |
0.000 |
||||
|
آماره دوربین واتسون |
1.54 |
||||
Table 10: The results of the estimation of the research model using the panel method (fixed effects)
منبع: یافتههای تحقیق
با توجه به نتایج جدول بالا، عرض از مبدأ مدل معادل 179/25 درصد است که در سطح اطمینان 99 درصد معنیدار است. سطح معنیداری توانایی مدیریت کمتر از 5 درصد و ضریب آن مثبت است؛ بنابراین، بین توانایی مدیریت و سرمایه فکری شرکت در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار مستقیمی وجود دارد و بیانکنندة تأیید فرضیه اول پژوهش است. بین متغیرهای کنترلی پژوهش سطح معنیداری متغیرهای اندازه شرکت، بازده داراییها و ساختار مالکیت دولتی کمتر از 5 درصد و ضریب آنها مثبت است؛ بنابراین، بین متغیرهای مذکور و سرمایه فکری در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار مستقیمی وجود دارد. به عبارتی، متغیرهای اندازه شرکت، بازده داراییها و ساختار مالکیت دولتی موجب افزایش سرمایه فکری شرکت میشوند. برخلاف آن، سطح معنیداری متغیرهای رشد شرکت و عمر شرکت کمتر از 5 درصد و ضریب آنها منفی است؛ بنابراین، بین متغیرهای مذکور و سرمایه فکری در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار معکوسی وجود دارد. به عبارتی، متغیرهای رشد شرکت و عمر شرکت موجب کاهش سرمایه فکری شرکت میشوند. همچنین، سطح معنیداری متغیرهای رشد فروش و استقلال هیئتمدیره شرکت بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، بین متغیرهای رشد فروش و استقلال هیئتمدیره با سرمایه فکری شرکت رابطه معنیداری وجود ندارد.
5-3-1-2- نتایج مدل دوم
مقدار احتمال آماره F (کمتر از 05/0) مدل بیانکنندة معنیداری کلی ضرایب است و آماره دوربین واتسون با عدد 54/1 نشاندهندة نبود خودهمبستگی بین اجزای اخلال است. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیلشده مدل زیر بهترتیب عبارتاند از 81 درصد و 79 درصد؛ بنابراین، میتوان نتیجه گرفت در معادله رگرسیونی مزبور، 79 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترل تبیین میشوند.
جدول 11: نتایج حاصل از تخمین مدل فرضیه دوم به روش پانل (اثرات ثابت)
Table 11: The results of estimating the second hypothesis model using the panel method (fixed effects)
|
IC it = α0 + α1 Ability + + a1lifecycle it + α1 Ability * lifecycle + it a1Fs it + a2 Br it + a3Roa it + a4 Sg it + a5Iob it + a6 Age it + a7Sos it + ε it |
|||||
|
متغیر وابسته: سرمایه فکری |
|||||
|
|
نماد متغیر |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره T |
مقدار احتمال |
|
|
Ability |
2.327 |
0.451 |
5.156 |
0.000 |
|
|
Lifecycle |
0.159- |
0.118 |
1.343- |
0.179 |
|
|
Lifecycle*Ability |
0.717- |
0.556 |
1.290- |
0.197 |
|
|
Fs |
1.140 |
0.070 |
16.106 |
0.000 |
|
|
Br |
0.038- |
0.015 |
2.496- |
0.012 |
|
|
Roa |
10.413 |
0.382 |
27.239 |
0.0000 |
|
|
Sg |
0.262 |
0.144 |
1.814 |
0.069 |
|
|
Lob |
0.191- |
0.304 |
0.627- |
0.530 |
|
|
AGE |
10.574- |
0.954 |
11.081- |
0.000 |
|
|
Sos |
0.335 |
0.121 |
2.755 |
0.005 |
|
|
C |
25.096 |
2.814 |
8.916 |
0.000 |
|
ضریب تعیین |
0.815 |
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
0.795 |
||||
|
آماره F |
41.425 |
||||
|
سطح احتمال |
0.000 |
||||
|
آماره دوربین واتسون |
1.54 |
||||
منبع: یافتههای تحقیق
با توجه به نتایج جدول بالا، عرض از مبدأ مدل معادل 096/25 درصد است که در سطح اطمینان 99 درصد معنیدار است. سطح معنیداری توانایی مدیریت کمتر از 5 درصد و ضریب آن مثبت است؛ بنابراین، بین توانایی مدیریت و سرمایه فکری شرکت در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار مستقیمی وجود دارد. سطح معنیداری چرخه عمر بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، بین چرخه عمر و سرمایه فکری رابطه معنیداری وجود ندارد. سطح معنیداری نگرانی شغلی ناشی از چرخه عمر بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، فرضیه دوم رد میشود و نگرانی شغلی مدیرعامل (مرحله افول شرکت در چرخه عمر) بر رابطه توانایی مدیریت و سرمایه فکری تأثیر معناداری ندارد. بین متغیرهای کنترلی پژوهش سطح معنیداری متغیرهای اندازه شرکت، بازده داراییها و ساختار مالکیت دولتی کمتر از 5 درصد و ضریب آنها مثبت است؛ بنابراین، بین متغیرهای مذکور و سرمایه فکری در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار مستقیمی وجود دارد. به عبارتی، متغیرهای اندازه شرکت، بازده داراییها و ساختار مالکیت دولتی موجب افزایش سرمایه فکری شرکت میشوند. برخلاف آن، سطح معنیداری متغیرهای رشد شرکت و عمر شرکت کمتر از 5 درصد و ضریب آنها منفی است؛ بنابراین، بین متغیرهای مذکور و سرمایه فکری در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار معکوسی وجود دارد. به عبارتی، متغیرهای رشد شرکت و عمر شرکت موجب کاهش سرمایه فکری شرکت میشوند. همچنین، سطح معنیداری متغیرهای رشد فروش و استقلال هیئتمدیره شرکت بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، بین متغیرهای رشد فروش و استقلال هیئتمدیره با سرمایه فکری شرکت رابطه معنیداری وجود ندارد.
مقدار احتمال آماره F (کمتر از 5 صدم) مدل بیانکنندة معنیداری کلی ضرایب است و آماره دوربین واتسون با عدد 54/1 نشاندهندة نبود خودهمبستگی بین اجزای اخلال است. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیلشده مدل زیر بهترتیب عبارتاند از 80 درصد و 78 درصد؛ بنابراین، میتوان نتیجه گرفت در معادله رگرسیونی مزبور، 78 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل و کنترل تبیین میشوند.
جدول 12: نتایج حاصل از تخمین مدل فرضیه سوم به روش پانل (اثرات ثابت)
Table 12: The results of estimating the third hypothesis model using the panel method (fixed effects)
|
IC it = α0 + α1Ability + + a2 DUALITY it + α3Ability * DUALITY + it a4Fs it + a5 Br it + a6Roa it + a7Sg it + a8Iob it + a9 Age it + a10 Sos it + ε it |
||||||
|
متغیر وابسته: سرمایه فکری |
||||||
|
|
نماد متغیر |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آماره T |
مقدار احتمال |
|
|
|
Ability |
1.684 |
0.345 |
4.871 |
0.000 |
|
|
|
Duality |
0.470 |
0.190 |
2.463 |
0.013 |
|
|
|
Duality *Ability |
3.510 |
1.304 |
2.690 |
0.007 |
|
|
|
Fs |
1.054 |
0.059 |
17.597 |
0.000 |
|
|
|
Br |
0.021- |
0.014 |
1.553- |
0.1250 |
|
|
|
Roa |
9.810 |
0.325 |
30.174 |
0.000 |
|
|
|
Sg |
0.215 |
0.142 |
1.514 |
0.130 |
|
|
|
Lob |
0.260- |
0.243 |
1.068- |
0.285 |
|
|
|
AGE |
10.294- |
0.960 |
10.718- |
0.000 |
|
|
|
Sos |
0.394 |
0.135 |
2.915 |
0.003 |
|
|
|
C |
25.330 |
2.945 |
8.599 |
0.000 |
|
|
ضریب تعیین |
0.808 |
|||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
0.788 |
|||||
|
آماره F |
39.576 |
|||||
|
سطح احتمال |
0.000 |
|||||
|
آماره دوربین واتسون |
1.55 |
|||||
منبع: یافتههای تحقیق
با توجه به نتایج جدول بالا، عرض از مبدأ مدل معادل 330/25 است که اگر سطح اطمینان 99 درصدی ملاک است، سطح خطا 1 درصد است؛ نه 5 درصد؛ بنابراین، بین توانایی مدیریت و سرمایه فکری شرکت در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار مستقیمی وجود دارد. سطح معنیداری نفوذ مدیرعامل مدیریت کمتر از 5 درصد و ضریب آن مثبت است؛ بنابراین، بین نفوذ مدیرعامل و سرمایه فکری شرکت در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار مستقیمی وجود دارد. سطح معنیداری تأثیر نفوذ مدیرعامل * توانایی مدیریت کمتر از 5 درصد و ضریب آن مثبت است؛ بنابراین، فرضیه سوم تأیید میشود و نگرانی شغلی مدیرعامل (عدم نفوذ مدیرعامل) بر رابطه توانایی مدیریت و افزایش سرمایه فکری تأثیر معنادار و تضعیفکننده دارد. بین متغیرهای کنترلی پژوهش سطح معنیداری متغیرهای اندازه شرکت، بازده داراییها و ساختار مالکیت دولتی کمتر از 5 درصد و ضریب آنها مثبت است؛ بنابراین، بین متغیرهای مذکور و سرمایه فکری در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار مستقیمی وجود دارد. به عبارتی، متغیرهای اندازه شرکت، بازده داراییها و ساختار مالکیت دولتی موجب افزایش سرمایه فکری شرکت میشوند. برخلاف آن، سطح معنیداری متغیرهای رشد شرکت و عمر شرکت کمتر از 5 درصد و ضریب آنها منفی است؛ بنابراین، بین متغیرهای مذکور و سرمایه فکری در سطح اطمینان 99 درصد، رابطه معنیدار معکوسی وجود دارد. به عبارتی، متغیرهای رشد شرکت و عمر شرکت موجب کاهش سرمایه فکری شرکت میشوند. همچنین، سطح معنیداری متغیرهای رشد فروش و استقلال هیئتمدیره شرکت بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین، بین متغیرهای رشد فروش و استقلال هیئتمدیره با سرمایه فکری شرکت رابطه معنیداری وجود ندارد.
دانش و سرمایه فکری بهعنوان استراتژیهای پایدار برای حصول و نگهداری مزیت رقابتی سازمانها تشخیص داده شده است. در مقابل حیات یک شرکت به عملکرد مناسب مدیران در فضای کاری وابسته است که مهمترین عامل موفقیت شرکتها در جذب سرمایهگذاری و سودآوری، مدیریت یک شرکت است. با توجه به اهداف پژوهش و دقت به این مسئله که مدیران شرکتها در صورت داشتن نقش دوگانه، نفوذ چشمگیری در هیئتمدیره خواهند داشت و نگرانی شغلی آنها ممکن است کمتر باشد و همچنین با توجه به اینکه در چرخه عمر مختلف شرکت نگرانی شغلی مدیریت متفاوت است، در این پژوهش تأثیر توانایی مدیرعامل بر میزان سرمایهگذاری بر سرمایه فکری بررسی میشود. در این پژوهش نقش نگرانی شغلی مدیرعامل بهعنوان معیار تعدیلگر مدنظر قرار گرفته است و سؤال اصلی تحقیق اینگونه بیان شد که آیا توانایی مدیریت بر سرمایهگذاری در سرمایه فکری تأثیر معناداری دارد و آیا نگرانی شغلی مدیریت بر رابطه توانایی مدیریت و سرمایهگذاری بر سرمایه فکری تأثیر معناداری دارد یا خیر. براساس تحلیل انجامشده میتوان بیان کرد توانایی مدیریت باعث افزایش سرمایه فکری خواهد شد و نگرانی شغلی این ارتباط را تعدیل میکند؛ بنابراین، بر طبق تحلیل فرضیه اول میتوان بیان کرد توانایی مدیریت باعث افزایش معنادار سرمایهگذاری در سرمایه فکری شرکت میشود؛ درنتیجه، فرضیه اول تحقیق پذیرفته شد. در تحلیل نتایج میتوان بیان کرد توانایی مدیران یکی از عواملی است که موجب بهبود سرمایه فکری و عملکرد مالی شرکتها میشود. نتایج فرضیه اول پژوهش با مبانی نظری بیانشده و نتایج حاصل از پژوهش Nadeem,et al (2021)، جلالیان و جامعی (1399)، همراستا هستند. براساس تحلیل فرضیه دوم میتوان بیان کرد نگران شغلی ناشی از حضور شرکت در چرخه عمر افول نمیتواند بهطور معناداری تأثیر توانایی مدیریت و سرمایه فکری را تعدیل کند که این نتایج با مبانی نظری تحقیق مطابقت ندارند؛ زیرا بیان شده بود چرخه حیات شرکت بر فرصتهای مدیریت برای ادارة پروژههای درحال اجرا و کاهش هزینهها بهمنظور افزایش سرمایههای فکری اثرگذار است؛ درنتیجه، فرضیه دوم پذیرفته نمیشود. نتایج حاصل از این فرضیه با نتایج پژوهش اثنی عشری (1396)، Deepa Narayan, et al (2017) مرتبط هستند. درنهایت، با تحلیل بهدستآمده از فرضیه سوم میتوان عنوان کرد مطابق با مبانی نظری نگرانی شغلی مدیرعامل ناشی از عدم نفوذ وی در هیئتمدیره تأثیر معناداری بر رابطه توانایی مدیریت و میزان سرمایهگذاری در سرمایه فکری خواهد داشت و درنتیجه فرضیه سوم تحقیق پذیرفته میشود. در تحلیل این نتیجه میتوان بیان کرد مدیران عامل توانمندتر سرمایهگذاری بیشتری در سرمایه فکری انجام میدهند و در همین راستا میتوان انتظار داشت وقتی نگرانیهای شغلی مدیرعامل واقعاً کم باشد (بهدلیل عوامل دیگر)، پیوند بین توانایی مدیرعامل و سرمایهگذاریهای سرمایه فکری کمتر قوی خواهد بود (Yuan, et al,2019). نتایج حاصل از این فرضیه با نتایج پژوهش F Degeorge, et al (2013) در یک راستا هستند.
با توجه به یافتههای پژوهش میتوان پیشنهادهای زیر را مطرح کرد:
با توجه به اهمیت سرمایه فکری پژوهشهای زیر به پژوهشگران آتی پیشنهاد داده میشوند:
[1] DEA
[2] A resource-based perspective
[3] variance inflation factor
[4] Tolerance
[5] Augmented Dicky Fuller
)