اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,682
تعداد مقالات13,762
تعداد مشاهده مقاله32,193,570
تعداد دریافت فایل اصل مقاله12,745,360
پیری, پرویز, دیدار, حمزه, خدایاریگانه, سیما. (1393). بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. , 6(3), 99-118.
پرویز پیری; حمزه دیدار; سیما خدایاریگانه. "بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران". , 6, 3, 1393, 99-118.
پیری, پرویز, دیدار, حمزه, خدایاریگانه, سیما. (1393). 'بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران', , 6(3), pp. 99-118.
پیری, پرویز, دیدار, حمزه, خدایاریگانه, سیما. بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. , 1393; 6(3): 99-118.

بررسی تأثیر توانایی مدیریت بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نشریه پژوهش های حسابداری مالی
مقاله 8، دوره 6، شماره 3، آذر 1393، صفحه 99-118    اصل مقاله (930.78 K)
نویسندگان
پرویز پیری* 1؛ حمزه دیدار2؛ سیما خدایاریگانه3
1* استادیار حسابداری، دانشگاه ارومیه
2استادیار حسابداری، دانشگاه ارومیه
3کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه ارومیه
چکیده
در پژوهش حاضر، تأثیر توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی در طول چرخه عمر شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، نمونه آماری از جامعه مورد مطالعه در قلمرو زمانی 10 ساله براساس صورت‌های مالی سال‌های 1381 تا 1390 شرکت‌های بورسی انتخاب شده است. پس از اخذ نمونه آماری و جمع‌آوری داده‌ها، متغیرهای مورد آزمون محاسبه و در نهایت، تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها به‌صورت داده‌های پانلی از طریق روش آماری رگرسیون خطی چندمتغیره انجام گرفت. در نهایت، نتایج به‌دست آمده از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان داد که در دوره رشد، توانایی مدیریتی تأثیر مستقیم معناداری بر روی کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد. در عین حال، نتایج نشان داد که در دوره بلوغ و افول، توانایی‌های مدیریتی شرکت‌ها نمی‌تواند به افزایش کیفیت گزارشگری این شرکت‌ها منجر گردد. همچنین، نتایج نشان‌دهنده تأثیر مستقیم اندازه شرکت، حاشیه سود و صداقت مدیریت و تأثیر غیرمستقیم اهرم مالی بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌هاست.
 
کلیدواژه‌ها
توانایی مدیریتی؛ کیفیت گزارشگری مالی؛ چرخه عمر
اصل مقاله

نقش اصلی گزارشگری مالی، انتقال اثربخش اطلاعات مالی به افراد برون‌سازمانی به روشی معتبر و به‌موقع است که یکی از اهداف عمده آن، فراهم ساختن اطلاعات لازم برای ارزیابی عملکرد و توان سودآوری بنگاه اقتصادی است. شرط لازم برای دستیابی به این هدف، ارائه اطلاعات مالی به نحوی است که ارزیابی عملکرد گذشته را ممکن سازد و در سنجش توان سودآوری و پیش‌بینی فعالیت‌های آتی بنگاه اقتصادی مؤثر واقع گردد [2]. کیفیت گزارشگری مالی، ضوابطی است که اطلاعات مفید و سودمند را از سایر اطلاعات منفک کرده، سودمندی اطلاعات را افزایش می‌دهد [9]. بموقع بودن گزارش‌های مالی، یکی از مهم‌ترین ارکان کیفیت ارائه اطلاعات مالی شرکت‌هاست؛ زیرا بهنگام بودن اطلاعات است که می‌تواند به استفاده بهتر و مفیدتر استفاده‌کنندگان اطلاعاتی منجر شود، که محصول نهایی سیستم حسابداری مخابره می‌کند.

از سوی دیگر، در جهان پرتلاطم امروزی که سازمان‌ها و جوامع با تحولات شگرف محیطی و تکنولوژی و به تبع آن تجارت جهانی و جهانی شدن روبه‌رو هستند، توان دستیابی به سطح مطلوب و مورد انتظاری از عملکرد در هاله‌ای از ابهام فرورفته است.

در این رهگذر آنچه می­‌تواند حیات بالنده و رو به رشد سازمان‌ها را تضمین کند، وجود نظام مدیریتی مقتدر و کارآمد است. به عبارت دیگر، در صورت اقتدار و توانمندی رکن مدیریت سازمان است که می‌توان حسن عملکرد سازمان‌ها را در شرایط فعلی انتظار داشت [5]. همچنین، طبق تئوری چرخه عمر، شرکت‌ها در مراحل مختلف چرخه عمر از نظر مالی و اقتصادی دارای نمودگرها و رفتارهای خاصی هستند؛ بدین معنی‌که ویژگی‌های مالی و اقتصادی یک شرکت تحت تأثیر مرحله‌ای از چرخه عمر است که شرکت در آن قرار دارد. نتایج پژوهش‌های پیشین نیز بیانگر این است که واکنش و پاسخ بازارهای سرمایه به اطلاعات حسابداری در مراحل مختلف چرخه عمر تفاوت معناداری با هم دارند [6].

نظر به این‌که بازارهای مالی در سال‌های اخیر توجه افراد زیادی را به خود جلب کرده است، بازار سرمایه نقش مهمی در تخصیص بهینه منابع اقتصادی جامعه دارد. از سویی دیگر، گزارشگری مالی با کیفیت بالا، اتخاذ تصمیمات آگاهانه‌تر سرمایه‌گذاران را تسهیل می‌کند و در هدایت این سرمایه‌ها به فرایند تخصیص بهینه منابع کمک می‌نماید. لذا در ارائه اطلاعات مالی به بازار سرمایه، اطلاعات مالی باید از کیفیت بالایی برخوردار باشند تا برای تصمیم‌گیری‌های اقتصادی مفید واقع شوند. از سوی دیگر، گزارشگری مالی با کیفیت می‌تواند متأثر از توانایی‌های مدیریتی شرکت‌ها باشد و از آن‌جایی که ممکن است شرکت‌ها و مدیران آن‌ها در چرخه‌های مختلف عمر به‌علت تفاوت در ویژگی‌های مالی و اقتصادی شرکت، دارای توانایی‌های مدیریتی متفاوت و در نهایت، کیفیت گزارشگری مالی متفاوت باشند، به نظر می‌رسد که بررسی تأثیر توانایی‌های مدیریتی شرکت‌ها بر روی کیفیت گزارشگری مالی این شرکت‌ها در چرخه‌های مختلف عمر، لازم و ضروری بوده و گامی مفید در جهت تکمیل ادبیات ‌مربوط به این دو موضوع در محیط اقتصادی مربوط به بازار سرمایه ایران باشد.لذا با توجه به نتایج پژوهش‌های پیشین در خصوص ارتباط بین متغیرهای پژوهش حاضر و مطالب فوق، در پژوهش حاضر به دنبال پاسخ به این سؤال‌های اساسی هستیم که:

1- آیا در مراحل مختلف چرخه عمر شرکت‌ها اعم از دوره رشد، بلوغ و افول، توانایی‌های مدیریتی و کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها تفاوت معناداری با هم دارند؟

2- آیا در مراحل مختلف چرخه عمر شرکت‌ها، توانایی مدیریتی می‌تواند بر روی کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر معناداری داشته باشد؟

مروری بر مبانی نظری و پیشینه پژوهش

بازار سرمایه به عنوان موتور محرکه اقتصاد بر محور اطلاعات قرار دارد. جریان درست اطلاعات در این بازار به اتخاذ تصمیمات صحیح و منطقی از سوی مشارکت‌کنندگان منجر می‌شود و در نهایت، توسعه اقتصادی و بهبود رفاه اجتماعی را به ارمغان می‌آورد. گزارش‌های مالی از مهم‌ترین منابع اطلاعاتی است که هدف آن‌ها، فراهم کردن اطلاعات لازم برای تصمیم‌گیری‌های اقتصادی است و بخش اعظمی از نیاز اطلاعاتی بازار سرمایه را تأمین می‌کند. متأسفانه، ورشکستگی شرکت‌های عظیم، نظیر: انرون، وردکام، آدلفی، سیستم گزارشگری مالی را با بحران مواجه کرد. سیستم گزارشگری مالی به علت خدشه‌دار شدن اعتبار آن، همواره در جلب اعتماد عمومی با بحران‌هایی مواجه شد. افزایش شمار تقلب‌ها که با ورشکستگی شرکت‌های بزرگ درهم آمیخته بود، نگرانی‌هایی را درباره کیفیت گزارش‌های مالی به همراه داشت. حرفه حسابداری و حسابرسی در راستای چاره‌جویی در این خصوص، به تدبیر راهکارهایی همت گمارد. تغییر رویکرد تدوین استانداردهای حسابداری از استانداردهای مبتنی بر قواعد به استانداردهای مبتنی بر اصول، تأکید بر استقلال حسابرسان و حاکمیت شرکتی برای حمایت از منافع سهامداران جزء و تنظیم مقررات انتظامی حرفه حسابداری و حسابرسی، از جمله تدابیر اتخاذ‌ شده برای جلب اعتماد عمومی بود [10]. مبانی نظری حسابداری مالی به عنوان یک منشور، اهداف و مقاصد گزارشگری مالی، ویژگی‌های کیفی اطلاعات مالی و معیارهای شناخت و اندازه‌گیری در گزارش‌های مالی را تعیین می‌کند و به‌عنوان راهنمای تدوین استانداردهای حسابداری و گزارشگری مالی محسوب می‌شود؛ زیرا تدوین استانداردهای حسابداری بدون بهره‌‌مندی از مبانی نظری، در محیط پیچیده و چالش برانگیز امروز، بی‌محتوا، سلیقه‌ای، متناقض و غیرقابل دفاع خواهد بود. از زمان تدوین مبانی نظری گزارشگری مالی و استانداردهای حسابداری، پژوهش‌های متعددی درباره کیفیت اطلاعات مالی گزارش شده از طریق سیستم حسابداری انجام شده است. نتایج پژوهش‌های انجام شده توسط گلوستن و میلگرام (1985)، امیهود و مندلسون (1986)، دیاموند و ورکچیا (1991) و ایسلی و اوهارا (2003) نشان می‌دهد که افزایش کیفیت اطلاعات مالی به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و در نتیجه، کاهش هزینه حقوق صاحبان سهام منجر می‌شود (کوهن، 2004). همچنین، پژوهش‌های انجام شده توسط هیلی، هاتون و پالپو (1999) بیانگر آن است که بهبود کیفیت گزارشگری مالی موجب افزایش درجه نقدشوندگی سهام و بهبود عملکرد سهام می‌شود.

ورکچیا و لئوز (2004) نشان دادند که کیفیت پایین گزارشگری مالی به ایجاد ریسک اطلاعات و افزایش هزینه سرمایه منجر می‌شود [3].

از سویی دیگر، مدیران نمایندگانی هستند که از سوی مالکان واحدهای اقتصادی به‌منظور مدیریت منابع آن‌ها در جهت کسب حداکثر رفاه منصوب می‌شوند. این ارتباط بین مالکان و نمایندگان، رابطه نمایندگی نامیده می‌شود. به عبارت دیگر، رابطه نمایندگی قراردادی است که به موجب آن، افراد و گروه‌های مختلف، فرد یا گروهی را به عنوان مباشر یا نماینده خود انتخاب می‌کنند و او را در جایگاه مسؤول ارائه مجموعه‌ای از خدمات مشخص قرار می‌دهند. در راستای انجام وظایف نمایندگی، مدیران باید در مورد نحوه به‌کارگیری منابع اقتصادی تحت کنترل خود، در مقابل مالکان پاسخگو باشند که در این میان، گزارشگری مالی از ابزارهای مهم پاسخگویی محسوب می‌شود [10].

اخیراً پژوهش‌های متعددی تأثیر مدیران خاص در شرکت‌ها را بررسی کرده‌اند. این پژوهش‌ها می‌کوشند تا تأثیر مدیران؛ به‌ویژه مدیران اجرایی را در شیوه‌های سازماندهی، سرمایه‌گذاری، حسابداری و مالی شرکت‌ها را درک کنند. لیوز و مک وی در سال 2012، چگونگی تأثیر توانایی مدیریتی بر تحریفات عمدی صورت‌های مالی (مدیریت سود) را بررسی کردند. آن‌ها دریافتند که به‌طور متوسط مدیران با توانایی بالاتر به احتمال بیشتری (کمتری) از مدیریت سودهای تعهدی (واقعی) استفاده می‌کنند. همچنین، آن‌ها دریافتند که پیامدهای منفی مدیریت سود در میان مدیران با توانایی بیشتر کاهش می‌یابد؛ به‌ویژه آن‌ها شواهدی مبنی بر این‌که مدیران توانمند، سود را با موفقیت بیشتری مدیریت می‌کنند، یافتند [25].

در مدیریت مالی نیز تعداد زیادی از پژوهش‌ها، اهمیت مدیران در تصمیم‌گیری‌های گوناگون شرکت و عملکرد بعد از آن را اثبات می‌کنند (برای مثال، گراهام و همکاران 2011، جیان و لی 2011، ملمندیر و همکاران 2011، کاپلن و همکاران (2011). بمبر و همکاران (2010) نشان دادند که مدیران منحصر به فرد ترجیهات (الویت‌ها) افشای مختلفی دارند [8].

دایرنگ و همکاران (2010) نشان دادند که برخی از مدیران (مدیران خاص) موقعیت‌های مالیاتی تهاجمی بیشتری را به دلیل تحت ‌تأثیر قرار دادن نرخ‌های مالیاتی مؤثر شرکت خود ایجاد می‌کنند [18].

جی و همکاران در سال 2011 در مقاله‌ای با عنوان «تمرکز ویژه بر انتخاب‌های گزارش‌های مالی»، نشان دادند که سبک‌های فردی مدیران، جریان‌های نقدی حسابداری را تحت نفوذ خود قرار می‌دهند.

برخی از جریان‌های نقدی، تهاجمی‌تر از دیگران هستند و این بر سود گزارش شده شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد. بنابراین، کیفیت سود می‌تواند به دلیل جریان‌های نقدی منحصر به فرد به‌کار گرفته شده متفاوت باشد. دمرجیان و همکاران (2013) با بررسی بیشتر اثبات کردند که کیفیت سود به‌صورت مثبت با توانایی مدیریتی در ارتباط است. بنابراین، نه تنها مدیران منحصر به فرد بر گزارشگری مالی شرکت‌ها تأثیر می‌گذارند، بلکه این تأثیر سیستماتیک نیز هست.

دمرجیان و همکاران نتیجه گرفتند که مدیران بهتر نسبت به مدیران بدتر، قضاوت‌ها و برآوردهای بهتری را انجام می‌دهند [16]. آندرئو و همکاران در سال 2013، رابطه بین توانایی‌های مدیریتی و عملکرد شرکت‌ها را در طول دوره بحران جهانی در سال 2008 بررسی کردند. نتایج گویای این است که رابطه بین توانایی و عملکرد شرکت کاملاَ مثبت است.

در زمانی که توانایی امری کافی محسوب نمی‌شد، شرکت‌های دارای قابلیت و توانایی مدیریتی برتر، بیشترین سرمایه‌گذاری در طول دوره بحران را انجام دادند که نتیجه آن خلق سوددهی بالا و عرضه اوراق بهادار بیشتر بوده است. همچنین، توانایی مدیریتی رابطه منفی با عدم تقارن اطلاعاتی دارد. در کل، نتایج بررسی‌ها نشان داد که توانایی مدیریتی، عملکرد شرکت را تقویت کرده، عدم سرمایه‌گذاری را کاهش می‌دهد، سوددهی و ظرفیت استقراض را بهبود بخشیده، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد [24].

در خصوص چرخه عمر شرکت‌ها نیز پژوهش‌های متعددی در داخل و خارج از کشور انجام شده است.

کرمی و عمرانی (1389)، تأثیر چرخه عمر شرکت بر میزان مربوط بودن معیارهای ریسک و بازده را بررسی کرده، نشان دادند که میزان مربوط بودن معیارهای ریسک و عملکرد و نیز توان توضیحی افزاینده معیارهای ریسک در مراحل مختلف چرخه عمر (رشد، بلوغ، افول) تفاوت معناداری با یکدیگر دارند. نتایج حاصل از آزمون آماری نشان می‌دهد که توان توضیحی افزاینده معیارهای ریسک در مرحله رشد، دارای بیشترین مقدار و در مرحله بلوغ دارای کمترین مقدار است.

اّستا و قیطاسی (1391) اثر چرخه عمر واحد تجاری بر اقلام تعهدی اختیاری را بررسی کرده، نشان دادند که میزان استفاده از اقلام تعهدی اختیاری در مراحل مختلف چرخه عمر شرکت‌ها متفاوت است؛ به‌طوری‌که میزان استفاده از اقلام تعهدی اختیاری در مرحله رشد، نسبت به مرحله بلوغ و افول بیشتر و میزان استفاده از این اقلام در مرحله بلوغ نسبت به مرحله افول کمتر است [1].

رضایی و شفیعی (1392) روند تدریجی رابطه متغیرهای حسابداری و قیمت سهام در چرخه عمر شرکت را بررسی کرده، نشان دادند که در بررسی ارتباط ارزشی متغیرهای حسابداری، ارزش دفتری هر سهم نسبت به جریان نقدی عملیاتی هر سهم ارزش مربوط‌تری دارد. همچنین، بازده شرکت و سرعت گردش دارایی‌ها نسبت به سایر ویژگی‌ها از بیشترین اثر بر متغیرهای حسابداری در تشریح روند تدریجی قیمت سهام برخوردار است. در مرحله رشد و افول، ارزش دفتری هر سهم و جریان نقدی عملیاتی هر سهم ارتباط ارزشی یکسانی را نشان می‌دهند. برای مرحله بلوغ چرخه عمر، ارزش دفتری هر سهم نسبت به جریان نقدی عملیاتی هر سهم، ارزش مربوط‌تری را ارائه می‌کند. این نتیجه نشان‌دهنده روند قوسی متغیرهای حسابداری در مراحل چرخه عمر است [4].

روش‌شناسی پژوهش

فرضیه‌های پژوهش

1. کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها در طول چرخه‌های عمر شرکت تفاوت معناداری با هم دارند.

2. توانایی مدیریتی شرکت‌ها در طول چرخه‌های عمر شرکت تفاوت معناداری با هم دارند.

3. در دوره رشد، توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی تأثیر معناداری دارد.

2-1. در دوره بلوغ، توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی تأثیر معناداری دارد.

2-2. در دوره افول، توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی تأثیر معناداری دارد.

روش پژوهش

جامعه آماری این پژوهش شامل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است؛ ولی از آنجایی که حجم جامعه آماری زیاد بوده و همچنین، وجود برخی ناهمگنی‌ها و عدم اطلاعات در دسترس در بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران موجب گردید تا از بین جامعه آماری نمونه‌ای انتخاب گردد. تعداد نمونه آماری شامل 92 شرکت است، که از طریق نمونه‌گیری ساده با در نظر گرفتن شرط در دسترس بودن اطلاعات مالی برای دوره مورد آزمون، از بین شرکت‌های موجود در جامعه مورد مطالعه در دوره زمانی 10 ساله بین سال‌های 1381 تا 1390 انتخاب شدند. نظر به این‌که این پژوهش به دنبال مطالعه تأثیر دو یا چند متغیر در جامعه شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است، برای آزمون فرضیه‌ها از روش‌های آماری تجزیه واریانس یک‌طرفه، تحلیل همبستگی و رگرسیون خطی چند متغیره استفاده شده است.

متغیرهای پژوهش و نحوه محاسبه متغیرها

در پژوهش حاضر، توانایی مدیریتی شرکت‌ها به‌عنوان متغیر مستقل و کیفیت گزارشگری مالی به‌عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده است، که در طی چرخه عمر شرکت‌ها اعم از دوره رشد، بلوغ و افول آزمون می‌شوند. همچنین متغیرهای اهرم مالی، اندازه شرکت، سرمایه‌بر بودن فعالیت شرکت، فرصت‌های رشد، حاشیه سودآوری، محافظه‌کاری مدیریت و صداقت مدیریت، به عنوان متغیرهای کنترلی استفاده شدند، که نحوه محاسبه هر یک از متغیرهای فوق در زیر تشریح می‌گردد:

نحوه طبقه‌بندی شرکت‌ها به مراحل چرخه عمر شرکت

در پژوهش حاضر، برای تفکیک شرکت‌ها به مراحل مختلف چرخه عمرشان، از مدل آنتونی و رامش (1992) استفاده شده است. نحوه تفکیک شرکت‌ها در این مدل به شرح زیر است:

1. ابتدا مقادیر مربوط به متغیرهای رشد فروش، مخارج سرمایه‌ای، نسبت سود تقسیمی و سن شرکت به ترتیبی که بعداً تبیین می‌شود، محاسبه می‌شود.

2. سپس متغیرهای محاسبه شده از طریق کم‌کردن از میانگین نمونه و تقسیم بر انحراف معیار آن استانداردسازی شده، به طور جداگانه، سال ـ شرکت‌های مربوط به هر صنعت که در نمونه بوده‌اند، به‌صورت صعودی مرتب می‌شوند.

3. متغیرهای مرتب شده در مرحله قبلی را به پنجک‌های آماری تقسیم کرده و با توجه به جدول زیر به هر پنجک اعدادی بین 1 تا 5 داده می‌شود.

4. در نهایت، برای هر سال ـ شرکت یک نمره مرکب به دست می‌آید که با توجه به شرایط زیر در یکی از مراحل رشد، بلوغ و افول قرار می‌گیرد:

الف) در صورتی‌که مجموع نمره‌ها بین 16 و 20 باشد، در مرحله رشد قرار دارد.

ب) در صورتی‌که مجموع نمره‌ها بین 9 و 15 باشد، در مرحله بلوغ قرار دارد.

ج) در صورتی‌که مجموع نمره‌ها بین 4 و 8 باشد، در مرحله افول قرار دارد.

شایان ذکر است که به خاطر غیربورسی بودن شرکت‌های نوظهور و عدم معامله سهام این شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران، چرخه عمر به صورت سه مرحله‌ای، شامل: مراحل رشد، بلوغ و افول در نظر گرفته شده و از مرحله ظهور چشم ‌پوشی شده است.

نگاره 1. روش‌شناسی پارک و چن (پارک و چن،2006)

چندک

سن شرکت

رشد فروش

مخارج

سرمایه‌ای

سود

تقسیمی

چندک اول

5

1

1

5 (1)

چندک دوم

4

2

2

4 (2)

چندک سوم

3

3

3

3

چندک چهارم

2

4

4

2

چندک پنجم

1

5

5

1

شایان ذکر است که در شرکت‌های در مرحله رشد به علت وجود فرصت‌های رشد و سرمایه‌گذاری بالا در دارایی‌های سرمایه‌ای و در شرکت‌های در مرحله افول به علت مشکلات نقدینگی، میزان سود تقسیمی نسبتاً پایین است. از طرف دیگر، پایین بودن سود تقسیمی گویای آن است که شرکت در مرحله رشد یا افول قرار دارد. بنابراین، در صورتی‌که در هر شرکت مجموع نمره‌های سه متغیر رشد فروش، مخارج سرمایه‌ای و سن، کمتر از 7 باشد و نمره سود تقسیمی 4 (یا 5) باشد، به جای آن از نمره 2 (یا 1) استفاده می کنیم [6].

تعریف عملیاتی متغیرهای اشاره شده در جدول فوق به شرح زیر است:

SGit = (Sit - Sit-1) / Sit-1

DPRit = (DPSit/EPSit)*100

CEit = (ارزش بازار شرکت / اضافات (کاهش) دارایی‌های ثابت طی دوره)*100

SG: رشد فروش

EPS: سود هر سهم

DPS: سود تقسیمی هر سهم

S: درآمد فروش

CE: مخارج سرمایه‌ای

DPR: نسبت سود تقسیمی

AGE: تفاوت سال تأسیس شرکت و سال مورد نظر

اندازه‌گیری توانایی مدیریتی

متغیر مستقل این پژوهش، توانایی مدیران است. برای اندازه‌گیری توانایی مدیران از تحلیل پوششی داده‌ها (DEA)، طراحی شده توسط دمیرجیان (2013) استفاده می‌شود. متغیرهای ورودی این تحلیل عبارتند از: بهای تمام شده کالای فروش رفته، هزینه‌های عمومی اداری و خرید خالص، اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات، خالص اجاره‌های عملیاتی، خالص هزینه‌های تحقیق و توسعه، سرقفلی خریداری شده و سایر دارایی‌های نامشهود و متغیر خروجی پژوهش میزان فروش است. شایان ذکر است از آن‌جایی که هزینه‌های تحقیق و توسعه در صورت‌های مالی شناسایی نمی‌گردد، لذا اثر آن از مدل حذف شده است. DEA یک مرز کارایی را برای شرکت‌ها فراهم می‌کند. اندازه کارایی (ө) که DEA تولید می‌کند، یک عدد بین صفر و یک است.

شرکت‌هایی 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. برای اندازه‌گیری کارایی شرکت‌ها از رابطه زیر که توسط دمیرجیان و همکاران طراحی شده، استفاده می‌شود: [25].

 

 

کارایی شرکت‌ها متأثر از دو عامل ویژگی‌های شرکتی و توانایی مدیران است. پس اندازه کارایی که با استفاده از رابطه بالا حاصل می‌شود، در برگیرنده هر دو عامل ویژگی‌های شرکتی و توانایی مدیران شرکت‌هاست؛ ولی هدف پژوهش حاضر تنها بررسی تأثیر توانایی مدیران بر کیفیت گزارشگری مالی است.

به همین علت، ابتدا از یک رگرسیون که ارتباط کارایی شرکت‌ها را با عوامل شرکتی نشان می‌دهد، استفاده می‌شود:

Firm Efficiency= α0 + α1Ln (Total Assets) + α2Market Share + α3Positive Free Cash Flow + α4Ln (Age) + α5Foreign Currency Indicatore + є

 

خطاهای باقیمانده حاصل از مدل، نشان‌دهنده امتیاز توانایی مدیران است (دمیرجیان،2012). در رابطه بالا:

Firm Efficincy: نشان‌دهنده کارایی شرکت است که با استفاده از رابطه تحلیل پوششی داده‌ها به‌دست می‌آید.

Total Assets: نشان‌دهنده جمع دارایی‌هاست 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 آزاد مثبت است. اگر شرکتی جریان نقدی مثبت داشته باشد، شاخص جریان‌های نقدی آزاد برابر یک و در غیر این صورت برابر صفر خواهد بود. جریان‌های نقدی آزاد به شرح زیر محاسبه می‌شود:

 

FCF= (OP – TAXP – CIP – DPP)\ TA

 

FCF: جریان‌های نقدی آزاد

CIP: هزینه بهره پرداختنی

TAXP: مالیات پرداختنی

OP: سود عملیاتی قبل از استهلاک

DPP: سودهای تقسیمی پرداختنی

TA: جمع کل دارایی ها

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

اندازه‌گیری کیفیت گزارشگری مالی

در پژوهش حاضر، دقت اطلاعات مالی به عنوان معیار اندازه‌گیری کیفیت آن در نظر گرفته می‌شود. برای اندازه‌گیری میزان دقت اطلاعات مالی به‌صورت تجربی، از پسماندهای معادله رگرسیون پیش‌بینی جریان‌های نقدی آینده با استفاده از اجزای تشکیل دهنده سود عملیاتی حسابداری یک دوره قبل استفاده می‌گردد: [11].

CFOi,t+1= α0+ β1 CFOi,t+ β2∆ARi,t+ β3∆INVi,t + β4∆APi,t + β5DEPRi,t + β6OTHERi,t + εi,t+1

CFO= جریان نقدی حاصل از عملیات

∆AP= تغییر در حساب‌های پرداختنی و بدهی‌های معوق

∆AR= تغییر در حساب‌های دریافتنی

DEPR= هزینه استهلاک دارایی‌های ثابت مشهود و نامشهود

∆INV= تغییر در موجودی‌ها

OTHER= خالص سایر اقلام تعهدی که به‌صورت زیر محاسبه می‌شود:

OTHER=OP-(CFO+∆AR+∆INV-∆AP- DEPR)

OP= سود عملیاتی

ε: مقدار خطا که فرض می‌شود، دارای میانگین صفر و واریانس ثابت باشد.

معیار تجربی اندازه‌گیری کیفیت گزارشگری مالی، قدر مطلق پسماندها؛ یعنی RES = | εi,t+1| است.

هرقدر پسماندها کوچک‌تر باشد، بیانگر دقت اطلاعات مالی و کیفیت بالای گزارشگری مالی است.

نحوه محاسبه متغیرهای کنترلی

1. اهرم مالی: در پژوهش حاضر برای محاسبه اهرم مالی شرکت‌ها از نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها استفاده می‌شود.

FLi,t = TLi,t / TAi,t

TL: مجموع بدهی‌ها

TA: مجموع دارایی‌ها

2. اندازه شرکت: در پژوهش حاضر برای محاسبه اندازه شرکت از لگاریتم طبیعی کل دارایی‌های شرکت در پایان سال مالی استفاده خواهد شد.

SIZEј,t = log(ASSETBVј,t)

 

3. سرمایه‌بر بودن فعالیت شرکت: در پژوهش حاضر میزان سرمایه‌بر بودن شرکت‌ها به شرح زیر محاسبه می‌گردد:

CAINi,t = NFAi,t / TAi,t

 

NFA: خالص دارایی‌های ثابت مشهود

TA: مجموع دارایی‌ها

4. فرصت‌های رشد: در پژوهش حاضر برای اندازه‌گیری فرصت‌های رشد از مدل زیر استفاده می‌گردد:

GROPi,t = Pricet / Epst

Price: قیمت بازار سهام

Eps: سود هر سهم

5. حاشیه سودآوری: در پژوهش حاضر حاشیه سودآوری به شرح زیر محاسبه می‌گردد:

PROFi,t = (SALEi,t– COGSi,t) / SALEi,t

SALE: فروش

COGS: بهای تمام شده فروش

6. محافظه‌کاری مدیریت: در پژوهش حاضر برای محاسبه محافظه‌کاری مدیریت از مدل گیولی و هاین (2007) استفاده شده است. گیولی و هاین با تکیه بر یک تعریف خاص، اقلام تعهدی غیر عملیاتی (اختیاری) را برای انداز‌گیری محافظه‌کاری به‌کار گرفتند. جمع اقلام تعهدی و اقلام تعهدی اختیاری (غیرعملیاتی) این‌گونه محاسبه می‌شود: [10]

 

ACCit= (NIit+DEPit) – CFOit

OACCit= Δ (ARit+ Iit +Pit) – Δ (APit + TPit)

NOACCit= ACCit – OACCit

ACC = جمع اقلام تعهدی

I = موجودی مواد و کالا

OACC = اقلام تعهدی عملیاتی

NI = سود خالص قبل از اقلام غیرمترقبه

AR = حساب‌‌های دریافتنی

TP = مالیات‌های پرداختنی

DEP = هزینه استهلاک

P = پیش‌پرداخت‌ها

NOACC = اقلام تعهدی غیرعملیاتی

CFO = جریان نقدی عملیاتی

AP = حساب‌های پرداختنی

یافته‌های گیولی و هاین ناشی از آن بود که با گذشت هر سال، اقلام تعهدی غیرعملیاتی نسبت به سال قبل به‌صورت معنی‌دار منفی‌تر (کوچکتر) شده است‌. بنابراین، هرچه قدر اقلام تعهدی غیرعملیاتی (NOACC) کمتر باشد، محافظه‌کاری بالا خواهد بود.

 

آمار استنباطی

آزمون فرضیه اول و دوم

از آنجایی که در فرضیه اول و دوم، به مقایسه میانگین‌های چند جامعه (بیش از دو جامعه) پرداخته می‌شود، لذا برای مقایسه میانگین چند جامعه؛ یعنی تأثیر یک متغیر مستقل گروه‌بندی شده مثل چرخه‌های عمر شرکت‌ها (رشد، بلوغ و افول) بر یک متغیر کمی وابسته مثل کیفیت گزارشگری مالی یا توانایی مدیریتی، نمی‌توان از رگرسیون استفاده کرد و برای آزمون این فرضیه‌ها ‌باید از آزمون مقایسه میانگین‌های چند جامعه (ANOVA) استفاده نمود. بنابراین، برای آزمون فرضیه اول و دوم از تجزیه واریانس یک‌طرفه استفاده شده که نتایج آزمون به شرح زیر است:

 

 

نگاره 3. تجزیه واریانس(ANOVA)

 

فرضیه 1

مجموع مربعات

درجه آزادی

میانگین مربعات

F  آماره

سطح معناداری

بین گروهی

576/4

2

288/2

621/2

073/0

درون گروهی

154/720

825

873/0

 

 

جمع

730/724

827

 

 

 

فرضیه 2

مجموع مربعات

درجه آزادی

میانگین مربعات

F آماره

سطح معناداری

بین گروهی

471/0

2

236/0

236/0

790/0

درون گروهی

534/822

825

997/0

 

 

جمع

006/823

827

 

 

 

 

نگاره 4. نتایج آزمون پس از تجزیه Tukeyو LSDبرای فرضیه‌های اول و دوم

فرضیه 1

 

میانگین اختلاف

انحراف استاندارد اشتباه

سطح معناداری

95% فاصله اطمینان

 

حد پایین

حد بالا

Tukey HSD

 

بلوغ

رشد

19232/0

20111/0

08559/0

12748/0

064/0

256/0

0086/0-

0982/0-

3933/0

5004/0

بلوغ

افول

19232/0-

08559/0

064/0

3933/0-

0086/0

رشد

00879/0

10890/0

996/0

2469/0-

2645/0

رشد

افول

20111/0-

12748/0

256/0

5004/0-

0982/0

بلوغ

00879/0-

10890/0

996/0

2645/0-

2469/0

LSD

افول

بلوغ

19232/0*

08559/0

025/0

0243/0

3603/0

رشد

20111/0

12748/0

115/0

0491/0-

4513/0

بلوغ

افول

19232/0-*

08559/0

025/0

3603/0-

0243/0-

رشد

00879/0

10890/0

936/0

2050/0-

2225/0

رشد

افول

20111/0-

12748/0

115/0

4513/0-

0491/0

بلوغ

00879/0-

10890/0

936/0

2225/0-

2050/0
                 

 

 

فرضیه 2

I گروه

J گروه

میانگین اختلاف

انحراف استاندارد اشتباه

سطح معناداری

95% فاصله اطمینان

 

حد پایین

حد بالا

Tukey HSD

افول

بلوغ

رشد

05402/0

08365/0

09147/0

13624/0

825/0

813/0

1608/0-

2362/0-

2688/0

4035/0

بلوغ

افول

05402/0-

09147/0

825/0

2688/0-

1608/0

رشد

02963/0

11638/0

965/0

2436/0-

3029/0

رشد

افول

08365/0-

13624/0

813/0

4035/0-

2362/0

بلوغ

02963/0-

11638/0

965/0

3029/0-

2436/0

LSD

افول

بلوغ

05402/0

09147/0

555/0

1255/0-

2336/0

رشد

08365/0

13624/0

539/0

1838/0-

3511/0

بلوغ

افول

05402/0-

09147/0

555/0

2336/0-

1255/0

رشد

02963/0

11638/0

799/0

1988/0-

2581/0

رشد

افول

08365/0-

13624/0

539/0

3511/0-

1838/0

بلوغ

02963/0-

11638/0

799/0

2581/0-

1988/0
                 

 

در نگاره (3) ، با توجه به میزان sig که بزرگ‌تر از 5% سطح معناداری است، فرضیه H0 مبنی بر تساوی میانگین‌های بین دو جامعه رد نمی‌شود. به عبارتی دیگر، تفاوت معناداری بین میانگین جوامع؛ یعنی کیفیت گزارشگری مالی و توانایی مدیریتی در طی چرخه عمر شرکت‌ها وجود ندارد. در ادامه، برای تأیید بیشتر نتایج آزمون تحلیل واریانس از آزمون پس از تجزیه Tukey و LSD برای نشان‌دادن تفاوت معنادار بین کیفیت گزارشگری مالی و توانایی مدیریتی در طی چرخه‌های عمر مختلف به‌صورت دو به دو استفاده گردید که نتایج آن در نگاره (4) نشان داده شده است.

 

نگاره 5. کیفیت گزارشگری مالی

 

گروه‌های

تعداد

آلفا = 05/0

Tukey HSDa,b

 

رشد

84

2985/0

افول

595

3073/0

بلوغ

149

4996/0

Sig.

 

154/0

 

نگاره 6. توانایی مدیریتی

 

گروه‌های

تعداد

آلفا = 05/0

Tukey HSDa,b

 

رشد

84

0363/0-

افول

595

0067/0-

بلوغ

149

0473/0

Sig.

 

752/0

در نگاره (4)، تفاوت‌های معنادار با علامت * مشخص می‌گردد. علاوه بر آن، در ستون Sig، چنانچه مقدار Sig کوچکتر از 5% سطح اهمیت باشد، می‌توان نتیجه گرفت که آن دو گروه تفاوت معناداری باهم دارند؛ ولی با توجه به دو ستون مذکور می‌توان نتیجه گرفت که هیچ یک از گروه‌های دوتایی فوق، در هر دو روش Tukey و LSD تفاوت معناداری با هم ندارند. به‌عبارتی دیگر، می‌توان بیان نمود که کیفیت گزارشگری مالی و توانایی مدیریتی در سه دوره عمر؛ یعنی دوره رشد، بلوغ و افول تفاوت معناداری با هم ندارند، بنابراین، فرضیه‌های 1 و 2 پژوهش مبنی بر تفاوت معنادار کیفیت گزارشگری مالی و توانایی مدیریتی در طی چرخه عمر شرکت‌ها پذیرفته نمی‌شود.

آزمون فرضیه سوم، چهارم و پنجم

برای آزمون فرضیه‌های اول، دوم و سوم از آزمون رگرسیون خطی چند متغیره استفاده خواهد شد. قبل از اجرای آزمون رگرسیون خطی چند متغیره باید یک‌سری پیش‌فرض‌هایی را مورد آزمون قرار داد که به شرح زیر است:

مفروضات مدل رگرسیون خطی

1. آزمون ناهمسانی واریانس‌ها

نگاره 7. آزمون ناهمسانی واریانس‌ها

ضریب احتمال

آماره آزمون

آزمون

000/0

47/3279

آزمون  F

با توجه به نتایج آزمون F و ضرایب احتمال آزمون فوق می‌توان بیان نمود از آنجایی که آماره آزمون از مقدار بحرانی (5%) کوچک‌تر است، بنابراین، فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس‌ها رد خواهد شد. به عبارت دیگر، در این حالت ناهمسانی واریانس‌ها وجود دارد. بنابراین، برای رفع ناهمسانی واریانس‌ها از آزمون حداقل مربعات تعمیم‌یافته تخمینی EGLS در مدل نهایی رگرسیون استفاده خواهد شد.

2. آزمون خودهمبستگی

نگاره 8. آزمون خودهمبستگی

ضریب احتمال

آماره آزمون

آزمون

000/0

795/10

آزمون  F

با توجه به نتایج آزمون F و ضرایب احتمال آزمون‌های فوق می‌توان بیان نمود از آنجایی که آماره آزمون از مقدار بحرانی (5%) کوچک‌تر است، بنابراین، فرض صفر مبنی بر عدم وجود خودهمبستگی رد خواهد شد، به عبارت دیگر در این حالت خودهمبستگی وجود دارد. بنابراین، برای رفع خودهمبستگی بین متغیرها، اگر مدل اثرها ثابت (Fix) باشد، از پارامتر (AR1) یا (AR2) هرکدام که بهتر بتوانند پارامترهای مدل دارای اثرهای ثابت را تخمین بزنند، استفاده می‌گردد؛ ولی چنان‌چه مدل اثرها تصادفی باشد، از روش تصادفی برای رفع خودهمبستگی بین متغیرها استفاده می‌گردد.

3. آزمون هم‌خطی بین متغیرهای مستقل

در پژوهش حاضر برای بررسی هم‌خطی بین متغیرهای مستقل از آزمون همبستگی بین متغیرهای مستقل استفاده خواهد شد. برای پذیرش عدم هم‌خطی بین متغیرهای مستقل، باید همبستگی معنادار شدیدی بین متغیرهای مستقل وجود نداشته باشد. نتایج آزمون هم‌خطی بین متغیرهای مستقل در نگاره زیر نشان داده شده است:

 

نگاره 9. آزمون هم‌خطی بین متغیرها

NOACC

PROF

GROP

CAIN

FL

FS

ABILITY

  

 

 

 

 

 

 

 

1

همبستگی

ABILITY

---

میزان احتمال

 

 

 

 

 

1

096826/0- 

همبستگی

FS

---

 005300/0

میزان احتمال

 

 

 

 

1

088534/0 

041586/0 

همبستگی

FL

---

 010800/0

232000/0

میزان احتمال

 

 

 

1

126935/0- 

 120106/0-

161720/0- 

همبستگی

CAIN

---

000300/0 

000500/0 

000000/0 

میزان احتمال

 

 

1

164297/0 

 082675/0

205014/0- 

 034782/0

همبستگی

GROP

000000/0 

017300/0 

000000/0 

 317500/0

میزان احتمال

 

1

099483/0 

 191411/0

 363420/0-

046868/0- 

016247/0- 

همبستگی

PROF

 004200/0

 000000/0

000000/0 

177900/0 

 640600/0

میزان احتمال

1

 427280/0-

 041349/0-

 036079/0

 144231/0

198957/0 

 114032/0-

همبستگی

NOACC

 

---

219400/0 

 234600/0

299800/0 

 000000/0

000000/0 

001000/0 

میزان احتمال

 
                       

 

با توجه به ضرایب احتمال و میزان همبستگی بین متغیرهای مستقل در نگاره فوق می‌توان نتیجه گرفت که همبستگی معنادار شدیدی بین متغیرهای مستقل وجود ندارد. بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت که هم‌خطی بین متغیرهای مستقل وجود ندارد.

4. آزمون پایایی لیون، لین و چوی (LLC)

به‌کارگیری روش‌های معمول اقتصادسنجی در برآورد مدل بر این فرض استوار است که متغیرهای مدل پایا هستند. اگر متغیرهای مدل ناپایا یا دارای ریشه واحد باشند، در این صورت آزمون‌های T و F معمول از اعتبار لازم برخوردار نخواهند بود و رگرسیون به‌دست آمده رگرسیون کاذب خواهد بود. نتایج آزمون پایایی لیون، لین و چوی برای تک تک متغیرها در نگاره (10) زیر ارائه شده است. از آن‌جایی که میزان P-Value به‌دست آمده برای تک تک متغیرها به‌غیر از محافظه‌کاری کمتر از 5% ضریب احتمال است، بنابراین، نتایج آزمون لیون، لین و چوی نشان‌دهنده پایایی تمام متغیرهای مدل رگرسیون به‌غیر از محافظه‌کاری(NOACC) است که به‌منظور بررسی پایایی بلندمدت این متغیر در ادامه از آزمون هم‌انباشتگی کائو استفاده می‌شود.

نگاره 10. آزمون پایایی لیون، لین و چو

P (Value)

آماره F

متغیرها

0/000

3216/32-

Ability

0/000

5415/5-

FRQ

0/000

34045/7-

FS

0/000

8613/11-

FL

0/000

1469/9-

CAIN

0/000

2411/8-

GROP

0/000

46528/7-

PROF

0/9999

87652/3

NOACC

5. آزمون هم‌انباشتگی(پایایی بلندمدت) کائو

برای بررسی وجود یا عدم رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل از آزمون هم‌انباشتگی کائو [1] استفاده شد. شایان ذکر است، از آنجایی که در این پژوهش در آزمون‌های مربوط به داده‌های پانلی، مدل اولیه رگرسیون خطی بدون درنظر گرفتن چرخه‌های عمر شرکت استفاده می‌شود و مدل اولیه رگرسیون خطی نیز در هر سه فرضیه یکی است، بنابراین برای آزمون هم‌انباشتگی کائو مدل اولیه رگرسیون خطی آزمون می‌شود، که نتایج آن به شرح زیر است:‌

نگاره 11. آزمون پایایی بلندمدت کائو

ضریب احتمال

آماره t

آزمون

0/0101

322814/2

آزمون  ADF

از آن‌جایی که میزان P-Value به‌دست آمده کمتر از 5% ضریب احتمال است، بنابراین، نتایج آزمون پایایی بلندمدت کائو نشان‌دهنده پایایی بلندمدت متغیرهاست. بنابراین، مشکلی در استفاده از رگرسیون وجود ندارد. در ادامه آزمون F لیمر برای انتخاب مدل Pooled یا Panel اجرا می‌گردد.

6. انتخاب نوع مدل از طریق آزمون F لیمر

پس از تأیید پایایی متغیرهای پژوهش در مراحل قبل، به انتخاب نوع مدل از طریق آزمون F لیمر پرداخته می‌شود. در واقع، آزمون F لیمر مشخص می‌کند که مدل مورد استفاده تلفیقی (Panel) است یا ترکیبی (Pooled). چنان‌چه آماره Cross- Section F کمتر از 5% سطح معناداری باشد، نوع مدل انتخابی تلفیقی (Panel) و چنان‌چه بیشتر از 5% سطح معناداری باشد، نوع مدل انتخابی ترکیبی (Pooled) خواهد بود. نتایج آزمون F لیمر به شرح زیر است:

نگاره 12. آزمون F لیمر

ضریب احتمال

آماره

آزمون

000/0

468601/8

Cross-Section F

000/0

243370/597

Cross-Section Chi- Square

از آن‌جایی که میزان P-Value به‌دست آمده کمتر از 5% ضریب احتمال است، بنابراین، نتایج آزمون F لیمر، نشان‌دهنده انتخاب مدل تلفیقی (Panel) است. لذا از آنجایی که مدل تلفیقی (Panel) انتخاب گردید، باید در مرحله بعد، از طریق آزمون هاسمن، الگوی مناسب؛ یعنی اثرهای ثابت (FEM) یا اثرهای تصادفی (REM) انتخاب گردد.

7. انتخاب الگوی مناسب از طریق آزمون هاسمن

چنان‌چه در مرحله قبل، نتایج آزمون F لیمر نشان‌دهنده استفاده از مدل تلفیقی (Panel) باشد، باید از طریق آزمون هاسمن الگوی مناسب انتخاب گردد. چنان‌چه آماره Cross- Section Random کمتر از 5% سطح معناداری باشد، الگوی اثرهای ثابت (FEM) و چنان‌چه بیشتر از 5% سطح معناداری باشد، الگوی اثرهای تصادفی (REM) انتخاب می‌گردد. نتایج آزمون هاسمن به شرح زیر است:

 

نگاره 13. آزمون هاسمن

ضریب احتمال

آماره

آزمون

000/0

409933/76

Cross-Section Random

از آن‌جایی که میزان P-Value به‌دست آمده کمتر از 5% ضریب احتمال است، بنابراین، نتایج آزمون هاسمن، نشان‌دهنده انتخاب الگوی اثرهای ثابت است.

مدل اولیه رگرسیون بدون در نظر گرفتن اثرهای چرخه عمر

با توجه به نتایج به‌دست آمده از آزمون مدل اولیه رگرسیون که در نگاره زیر نشان داده شده است، از آنجایی که ضریب احتمال آماره F کمتر از 5% است، لذا مدل کلی رگرسیون معنادار است. از سویی دیگر، از آنجایی که در آزمون خودهمبستگی طبق نگاره (8)، خودهمبستگی بین متغیرها تأیید شده بود، و با توجه به این‌که طبق نگاره (13)، الگوی اثرهای ثابت پذیرفته شده بود، لذا برای رفع خودهمبستگی بین متغیرها از AR(1) استفاده گردید. با توجه به آماره دوربین - واتسون که مابین 5/1 و 5/2 است، می‌توان بیان نمود که مشکل خودهمبستگی بین متغیرها رفع شده است. با توجه به میزان ضریب تعیین، می‌توان بیان نمود که حدود 39% از تغییرات متغیر وابسته (کیفیت گزارشگری مالی) تحت کنترل متغیرهای مستقل و کنترلی پژوهش است. همچنین، با توجه به ضریب احتمال آماره t می‌توان بیان نمود، هرچند که تأثیر توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها از نظر آماری معنادار است؛ ولی تأثیر آن بسیار ضعیف است. همچنین، از بین متغیرهای کنترلی اندازه شرکت تأثیر مثبت 1.5 درصدی، اهرم مالی تأثیر منفی 3 درصدی و سرمایه‌بری شرکت‌ها تأثیر مثبت 7 درصدی و سودآوری تأثیر منفی 10 درصدی معنادار بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارند.

 

نگاره 14. نتایج مدل اولیه رگرسیون

ضریب اهمیت: 5%

         ارزش احتمال : 95%

  

متغیر وابسته: FRQ

Method: Panel EGLS (Cross-section weights)

 

متغیرها

ضرایب

t  آماره

ضریب احتمال

ABILITY

0028/0

9031/1

0475/0

FS

0168/0

4348/2

0152/0

FL

0303/0-

0421/2-

0416/0

CAIN

0685/0

1276/4

0000/0

GROP

0001/0-

9959/0-

3197/0

PROF

1048/0-

5099/4-

0000/0

NOACC

0000/0

1455/1

2524/0

C

1604/0

7034/1

0890/0

AR(1)

1322/0-

8455/2-

0046/0

R-squared

391532/0

F-statistic

1338/4

Adjusted R-squared

296818/0

Prob(F-statistic)

000000/0

Durbin-Watson stat

08455/2

 

 

FRQi,t = α0+ β1 Abilityi,t + β2 FSi,t + β3 FLi,t + β4 CAINi,t + β5 GROPi,t + β6 PROFi,t +       β7 NOACC i,t + εi,t

FRQi,t = 0/1604 + 0/0028 Abilityi,t  + 0/0168 FSi,t - 0/0303 FLi,t + 0/0685 CAINi,t - 0/1048 PROFi,t -0/1322+ εi,t
         


مدل نهایی رگرسیون با در نظر گرفتن اثرهای چرخه عمر

با توجه به نتایج به‌دست آمده از آزمون مدل نهایی رگرسیون که در نگاره زیر نشان داده شده است، از آنجایی که ضریب احتمال آماره F کمتر از 5% است، لذا مدل کلی رگرسیون معنادار است. از سویی دیگر، نظر به این‌که در آزمون خودهمبستگی طبق نگاره (8)، خودهمبستگی بین متغیرها تأیید شده بود، و با توجه به این‌که طبق نگاره (13)، الگوی اثرهای ثابت پذیرفته‌شده بود، لذا برای رفع خودهمبستگی بین متغیرها از AR(1) استفاده گردید.

با توجه به آماره دوربین - واتسون که مابین 5/1 و 5/2 است، می‌توان بیان کرد که مشکل خودهمبستگی بین متغیرها رفع شده است. با توجه به میزان ضریب تعیین، می‌توان بیان نمود که حدود 42% از تغییرات متغیر وابسته (کیفیت گزارشگری مالی) تحت کنترل متغیرهای مستقل و کنترلی پژوهش است.

 

نگاره 15. نتایج مدل نهایی رگرسیون

ضریب اهمیت: 5%

ارزش احتمال : 95%

  

متغیر وابسته: FRQ

Method: Panel EGLS (Cross-section weights)

  

متغیرها

ضرایب

t  آماره

ضریب احتمال

D1ABILITY

0150/0-

0385/0-

2994/0

D1FS

0223/0

5211/2

0119/0

D1FL

0514/0-

1082/2-

0354/0

D1CAIN

0053/0-

1208/0-

9039/0

D1GROP

0008/0-

5350/4-

0000/0

D1PROF

1018/0-

5659/1-

1179/0

D1NOACC

0000/0

7506/0-

4532/0

D2ABILITY

0005/0-

2115/0-

8326/0

D2FS

0199/0

1987/2

0283/0

D2FL

0364/0-

4110/1-

1588/0

D2CAIN

0798/0

6700/2

0078/0

D2GROP

0001/0-

8193/0-

4130/0

D2PROF

0958/0-

8445/3-

0001/0

D2NOACC

0000/0

4009/3

0007/0

D3ABILITY

0121/0

2097/2

0275/0

D3FS

0227/0

3117/2

0211/0

D3FL

0120/0

2801/0

7795/0

D3CAIN

0021/0

0657/0

9476/0

D3GROP

0004/0-

9740/1-

0488/0

D3PROF

1552/0-

1374/4-

0000/0

D3NOACC

0000/0

8600/2-

0044/0

C

1071/0

8637/0

3881/0

AR(1)

1036/0-

7831/1-

0751/0

R-squared

4203/0

F-statistic

9909/3

Adjusted R-squared

3150/0

Prob(F-statistic)

0000/0

Durbin-Watson stat

1180/2

    

 

همچنین، با توجه به ضریب احتمال آماره t می‌توان بیان نمود که:

در دوره رشد توانایی مدیریتی تأثیر معناداری بر روی کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها ندارد. لذا فرضیه سوم مبنی بر تأثیر معنادار توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها در دوره رشد تأیید نمی‌شود.

از بین متغیرهای کنترلی نیز اندازه شرکت تأثیر مثبت 2 درصدی، اهرم مالی تأثیر منفی 5 درصدی و فرصت‌های رشد تأثیر منفی بسیار ضعیف نزدیک به صفر بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارند.

در دوره بلوغ توانایی مدیریتی تأثیر معناداری بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها ندارد. لذا فرضیه چهارم مبنی بر تأثیر معنادار توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها در دوره بلوغ تأیید نمی‌شود. از بین متغیرهای کنترلی نیر اندازه شرکت تأثیر مثبت 2 درصدی، سرمایه‌بری تأثیر مثبت 8 درصدی، حاشیه سودآوری تأثیر منفی 9 درصدی و محافظه‌کاری تأثیر مثبت بسیار ضعیف نزدیک به صفر معنادار بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارند.

در دوره افول توانایی مدیریتی تأثیر معناداری بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارد. لذا فرضیه پنجم مبنی بر تأثیر معنادار توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها در دوره افول تأیید می‌شود؛ ولی تأثیر آن بسیار ضعیف است.

از متغیرهای کنترلی، اندازه شرکت تأثیر مثبت 2درصدی، فرصت‌های رشد تأثیر منفی بسیار ضعیف نزدیک به صفر، حاشیه سودآوری تأثیر منفی 5/15 درصدی و محافظه‌کاری تأثیر مثبت نزدیک به صفر معنادار بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارند.

 

تفسیر نتایج و نتیجه‌گیری

در راستای پژوهش‌های قبلی صورت گرفته در سایر نقاط جهان که به برخی از آن‌ها در بخش ادبیات پژوهش اشاره شد (آندرنو و همکاران، 2013؛ دمرجیان و همکاران، 2013؛ لیوز و مک‌وی، 2012؛ جی و همکاران، 2011؛ دایرنگ و همکاران، 2010)، در پژوهش حاضر نیز تأثیر متغیرهایی همچون: توانایی مدیریتی، اندازه شرکت، اهرم مالی، حاشیه سودآوری، سرمایه‌بری شرکت، فرصت‌های رشد و محافظه‌کاری مدیریت بر روی کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ارزیابی شد که نتایج آن، همان‌طور‌ که در بخش‌های قبلی به تفصیل تشریح شد، نشان داد که اولاً در طی چرخه‌های مختلف عمر شرکت، توانایی‌های مدیریتی و کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها تفاوت معناداری با هم ندارند؛ یعنی چرخه‌های مختلف عمر شرکت‌ها به استفاده از مدیران با توانایی‌های متفاوت منجر نمی‌گردد.

همچنین، چرخه‌های مختلف عمر شرکت‌ها انگیزه‌ای برای ارائه گزارش‌های مالی با کیفیت‌های مختلف ایجاد نمی‌کند.

ثانیاً نتایج نشان داد که تنها در دوره افول، توانایی مدیریتی بر کیفیت گزارشگری مالی تأثیر مثبت معناداری دارد که این امر شاید به این علت صورت گیرد که در این مرحله واحد تجاری از نظر مالی درهم ریخته و بی‌نظم است و کسی اطلاع کاملی از آنچه باید انجام شود، ندارد. همچنین، نقصان انعطاف‌پذیری که از مرحله تکامل شروع شده بود، گسترش می‌یابد، در نتیجه از قابلیت اجرا و حصول نتایج نیز کاسته می‌شود. به تدریج که از سودمندی سازمان در بهره‌گیری از فرصت‌های بلندمدت کم می‌شود، قابلیت واکنش در برابر نیازهای کوتاه مدت نیز از دست می‌رود. دنبال کردن اهداف کوتاه مدت با کسب نتایج نسبتاً مطمئن و خط مشی میانه روی در تصمیم‌گیری‌ها آشکار می‌شود. واحدهای تجاری در مرحله افول، عمدتاً سعی در افزایش سود از طریق درآمد فروش دارند، نه از طریق حذف هزینه‌ها. البته، در صورتی که واقعاً مجبور به کاهش هزینه باشند، آن هم در حدّ بسیار کم، اقدام به کاهش هزینه می‌نمایند. افزایش قیمت‌ها در شرایطی که سهم بازار در حال کاهش است، مانند پاشیدن بنزین روی آتش است.

چنین عملی فقط شتاب حرکت را در لغزش به سمت دوره بعدی افول زیادتر می‌کند. واحدهای تجاری در این مرحله معمولاً محافظه‌کار و غیر قابل تغییرند؛ زیرا در داخل سازمان هیچ درخواستی در راستای حمایت از سرمایه‌گذاری وجود ندارد. از آنجا که تقاضای سرمایه‌گذاری و تبعاً نقدینگی در داخل ناچیز است، به دنبال پیدا کردن فرصت‌های رشد و سرمایه‌گذاری در داخل از واحد خود هستند. لذا در این دوران، شرکت‌ها برای مدیریت کارآمد منابع و مصارف خود، نیازمند مدیرانی با توانایی‌های مدیریتی بالا هستند که بتواند با مدیریت کارآمد خود شرکت را از این بحران نجات دهد. بنابراین، موارد فوق‌الذکر شاید بتوانند تأثیر توانایی مدیریتی بر روی کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره افول را توجیه نمایند.

تأثیر منفی اهرم مالی: نتایج نشان داد که در دوره رشد، اهرم مالی تأثیر منفی بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارد؛ یعنی با افزایش اهرم مالی، کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها کاهش می‌یابد. این بدان معناست که مدیران شرکت‌هایی که دارای اهرم مالی بالا و به عبارتی دارای بدهی بالا هستند، تحت فشار مالی، توجهی به کیفیت گزارشگری مالی خود ندارند.

تأثیر منفی حاشیه سودآوری: نتایج نشان داد که در دوره بلوغ و افول، حاشیه سودآوری تأثیر منفی بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارد؛ یعنی با افزایش میزان سودآوری شرکت‌ها، کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها کاهش می‌یابد. این بدان معناست که به موازات افزایش سودآوری شرکت‌ها، مدیران در راستای دستیابی به اهداف خاص خود، اقدام به مدیریت یا دستکاری سود می‌نمایند که این امر به نوبه خود به کاهش کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها منجر می‌گردد.

تأثیر مثبت محافظه‌کاری مدیریت: نتایج نشان داد که در دوره بلوغ و افول، محافظه‌کاری مدیریت تأثیر مثبت بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارد؛ یعنی با افزایش میزان محافظه‌کاری مدیریت، کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها نیز افزایش می‌یابد. این بدان معناست که مطابق با مبانی نظری گزارشگری مالی، محافظه‌کاری مدیران در تهیه گزارش‌های مالی به افزایش کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها منجر خواهد شد.

تأثیر مثبت اندازه شرکت: نتایج نشان داد که در هر سه دوره رشد، بلوغ و افول، اندازه شرکت تأثیر مثبت بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها دارد؛ یعنی به موازات بزرگ‌تر شدن شرکت‌ها، کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها نیز افزایش می‌یابد. این بدان معناست که شرکت‌های بزرگ‌تر که دارای امکانات، نیروی انسانی و منابع مالی بیشتری هستند، تمرکز بیشتری بر روی کیفیت گزارشگری مالی خود معطوف می‌کنند.

 

تطبیق نتایج

دمرجیان و دیگران (2006) به این نتیجه دست یافتند که کیفیت سود (میزان ارتباط اقلام تعهدی با جریان‌های نقدی) با افزایش توانایی مدیریتی بهبود می‌یابد [17]. حال، چنان‌چه کیفیت سود به عنوان جزئی از کیفیت گزارشگری مالی در نظر گرفته شود، در این‌صورت می‌توان گفت که نتایج پژوهش حاضر فقط در دوره افول با نتایج پژوهش فوق هم راستا بوده و در چرخه‌های رشد و بلوغ مغایر با نتایج پژوهش فوق است.

پنمن و ژنگ (2002) به صورت تجربی نشان دادند که محافظه‌کاری در حسابداری به کاهش کیفیت گزارش‌های مالی منجر می‌شود. در این خصوص، نتایج پژوهش حاضر مغایر با نتایج پژوهش فوق است (فان، ژانگ، 2005) [19].

کوهن (2004) بین اندازه شرکت و کیفیت گزارشگری مالی رابطه مثبت یافت [15]. مایرز و اسکینر (2002) شواهد تجربی را به‌دست آورند؛ مبنی بر این‌که شرکت‌های بزرگ، گزارش‌های مالی دقیق ارائه نمی‌دهند. نلسون و دیگران (2002) نشان می‌دهند که شرکت‌های بزرگ از قدرت چانه‌زنی بیشتری برخوردارند و حسابرسان با احتمال زیادی از پایین بودن کیفیت گزارش‌های مالی آن‌ها چشم‌پوشی می‌کنند (کیم و همکاران، 2003) [22].

نوروش و دیگران (1385) بین اندازه شرکت و کیفیت اقلام تعهدی رابطه‌ای مشاهده نکردند [10].

بنابراین، پژوهش حاضر هم‌راستا با پژوهش کوهن (2004) و مغایر با پژوهش‌های مایرز و اسکینر(2002)، نلسون و همکاران (2002) و نوروش و همکاران (1385) است.

کوهن (2004) بین سرمایه‌بر بودن فعالیت شرکت و کیفیت گزارشگری مالی رابطه مثبت مشاهده نمود و در تحلیل این رابطه بیان می‌کند که شرکت‌های سرمایه‌بر به دلیل وجود موانع ورود، از گزارش اطلاعات مالی دقیق و شفاف احساس نگرانی نمی‌کنند و گزارش‌های مالی آن‌ها از کیفیت بالاتری برخوردار است [15]. نتایج پژوهش حاضر فقط در دوره بلوغ هم‌راستا با نتایج پژوهش فوق بوده؛ ولی در دوره رشد و افول مغایر با نتایج پژوهش کوهن (2004) است.

گراهام، هاروی و رج‌گوپال (2005) دریافتند شرکت‌هایی که در آستانه تخطی از شرایط قراردادها (دارای اهرم بالا یا غیرسودآور) هستند، اهمیت بیشتری به روش‌های حسابداری می‌دهند. آن‌ها همچنین نشان دادند که فرضیه اثرگذاری قراردادهای بدهی بر کیفیت اطلاعات مالی در شرکت‌های خصوصی به میزان قوی‌تری پشتیبانی می‌شود [21].

کوهن (2004) به این نتیجه رسید، شرکت‌هایی که از اهرم بالاتری برخوردارند، با احتمال زیادی اطلاعات مالی را با کیفیت بالاتر ارائه می‌کنند [15]. نتایج پژوهش حاضر در این خصوص، مغایر با نتایج هر دو پژوهش فوق است.

کوهن (2004) بین فرصت‌های رشد و کیفیت گزارشگری مالی رابطه معناداری مشاهده نکرد [15].

نتایج پژوهش فوق در هر سه دوره چرخه عمر مطابق با نتایج پژوهش فوق است.

مطالعات تجربی لنگ و لاندهولم (1993) نشان می‌دهد که عملکرد شرکت با کیفیت گزارشگری مالی و افشا رابطه مثبت دارد [23]. پیوتراسکی (2003) به این نتیجه رسید که بالابودن حاشیه سودآوری موجب کاهش کیفیت گزارشگری مالی می‌شود [24]. کوهن بین حاشیه سودآوری و کیفیت گزارشگری مالی رابطه منفی پیدا کرد [15]. نتایج پژوهش حاضر با نتایج پژوهش لنگ و لاندهولم (1993) مغایر و با نتایج پژوهش پیوتراسکی (2003) و کوهن (2004) موافق است.

 


[1] Kao

مراجع

 

1- اّستا، سهراب و روح اله قیطاسی. (1391). اثر چرخه عمر واحد تجاری بر اقلام تعهدی اختیاری، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، سال چهارم، ش 1، صص 104-89.

2- برادران حسن‌زاده، رسول و یونس بادآور نهندی. (1388). ارزیابی کیفیت سودآوری شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران (مورد صنایع شیمیایی ودارویی)، فصلنامه حسابداری مالی، سال اول، ش 8، صص 158-144.

3- بولو، قاسم. (1386). هزینه حقوق صاحبان سهام و ویژگی‌های سود، رساله دکتری، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران.

4- رضایی، فرزین و هادی شفیعی دیزجی. (1392). بررسی روند تدریجی رابطه متغیرهای حسابداری و قیمت سهام در چرخه عمر شرکت: تحلیل بیز سلسله مراتبی، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، سال پنجم، ش 2، ص 126-109.

5- فرهی بوزنجانی، برزو. (1384). معرفی الگوی توسعه توانایی‌های مدیریتی مورد نیاز مدیران، دانش مدیریت، ش 68، صص 92-73.

6- کرمی، غلامرضا و حامد عمرانی. (1389). تأثیر چرخه عمر شرکت و محافظه‌کاری بر ارزش شرکت، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 59، صص 96-79.

7- کرمی، غلامرضا و حامد عمرانی. (1389). تأثیر چرخه عمر شرکت بر میزان مربوط بودن معیارهای ریسک و عملکرد، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، سال دوم، ش 3، صص 64-49.

8- مهرانی، ساسان و مهدی محمد آبادی. (1388). روش‌های اندازه‌گیری محافظه‌کاری، ماهنامه حسابدار، سال بیست و سوم، ش 206، صص 63-58.

9- نوروش، ایرج. (1377). بررسی رابطه بین کیفیت گزارشگری مالی و تعداد حسابداران آموزش دیده در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 24 و 25، صص 33-8.

10- نوروش، ایرج، ناظمی، امین و مهدی حیدری. (1385). کیفیت اقلام تعهدی و سود با تأکید بر نقش خطای برآوردی اقلام تعهدی، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 43، صص 160-135.

11- نیکومرام، هاشم و یونس بادآور نهندی. (1388). تبیین و ارائه الگویی برای تعیین و ارزیابی عوامل مؤثر بر انتخاب کیفیت گزارش‌گری مالی در ایران، فراسویمدیریت، ش 8، صص 187-141.

12- Bamber, L. J. Jiang, & I.Wang. (2010). What’s my style? The influence of top managers on voluntary corporate financial disclosure, The Accounting Review, Vol 85, No 4, Pp 1131-1162.

13- Barth, M. E., D., Cram, and K., Nelson. (2001). Accruals and the Prediction of Future Cash Flows, The Accounting Review, Vol 76, No 1, Pp 27-58.

14- Brett Cantrell, (2012), Bank Managerial Ability and Accounting: Do Better Managers Report Higher Quality Loan Loss Reserves and Fair Values?, McCombs School of Business, The University of Texas at Austin

15- Cohen, A. D., (2004), Financial Reporting Quality Choice: Determinants and Consequences, A Dissertation, Department of Accounting and Information Management, Kellogg School of Management, Northwestern University.

16- Demerjian, P., B. Lev, M. Lewis, and S. McVay. (2013). Managerial ability and earnings quality, The Accounting Review, Vol 88, No 2, Pp 463-498

17- Demerjian, P., B., Lev, and S., McVay. (2006). “Managerial Ability and Earnings Quality”, AAA Annual Meeting, University of Michigan

18- Dyreng, S., M. Hanlon and E. Maydew. (2010). The effects of executives on corporate tax avoidance, The Accounting Review, Vol85, No 4, Pp 1163-1189.

19- Fan, Q., and X. Zhang. (2005). “Conservatism and Accounting Information Quality”, Working Paper, University of California.

20- Ge, W., D. Matsumoto and J. Zhang. (2011). Do CFOs have style? An empirical investigation of the effect of individual CFOs on accounting practices, Contemporary Accounting Research, Vol 28, No 4, Pp 1141-1179.

21- Graham, R. J., C. R., Harvey, and S., Rajgopal. (2005). “The Economic Implications of Corporate Financial Reporting”, Journal of Accounting & Economics, Vol 40, Pp 3–73.

22- Kim, Y., C. Liu, and S. G., Rhee. (2003). “The Effects of Firm Size on Earnings Management,” Working Paper, University of Hawaii

23- Mark Lang, Russell Lundholm. (1993). Cross-sectional Determinants of Analyst Rating of Corporate Disclosures, Journal of Accounting Research, Vol 31, No 2, Pp 246-271

24- Panayiotis C. Andreou, Daphna Ehrlich and Christodoulos Louca. (2013). Managerial Ability and Firm Performance: Evidence from the Global Financial Crisis, Preliminary and Incomplete. Available in: www.efmaefm.org. Pp 148-188.

25- Peter Demerjian, Melissa Lewis, Sarah McVay. (2012). Managerial Ability and Eearnings Management,Available in: www.olin.wustl.edu.Pp 258-302.

 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 5,288
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 3,271


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب