Employee Quality and Quality Forecast Management Earnings

Gholizadeh, Mohammad Hassan; Rezaei Pitenoei (Ph.D), Yasser; Gholamrezapoor, Mohammad

doi:10.22108/amf.2019.115319.1377

Employee Quality and Quality Forecast Management Earnings

Document Type : Research Paper

Authors

¹ Associate professor of Management, University of Guilan, Rasht, Iran.

² Assistant Professor of Accounting, University of Guilan, Rasht, Iran.

³ MA in Accounting, University of Guilan, Rasht, Iran

10.22108/amf.2019.115319.1377

Abstract

Objective:The results of recent studies propound the view that employees play a pivotal role in the corporate operations as it is assumed that highly educated employees provide managers with more informative information; which in turn, the increased quality of the managers' information will lead to an improved earnings prediction. The present study sets out to investigate the association between the employee quality and the quality of the managers` earnings forecast in the firms listed in Tehran Stock Exchange, during the period 2013-2017.
Method: In doing so, the education level is adopted as the proxy for employee quality. Besides, the management earnings forecast errors and accuracy indices are employed to measure the quality of managers` earnings forecast. The research hypotheses are built upon a sample of 84 listed firms and then tested using the multivariate regression model, based on panel data.
Results:The findings reveal that there is a significant negative correlation between employee quality and earnings forecast error. Furthermore, there is a significant positive correlation between employee quality and earnings prediction accuracy. In other words, the quality of the company's employee improves the quality of the managers` earnings forecast.

Keywords

20.1001.1.23831170.1398.7.3.7.9

Main Subjects

‍Corporate Governance

Full Text

مقدمه.

از ابزارهای تعامل مدیران شرکت‌ها با بازار، ارائۀ اطلاعات دربارۀ پیش‌بینی سود شرکت است که براساس آن شرکت‌ها بر رفتار بازار تأثیر می‌گذارند (حیدرپور و خواجه‌محمود، 2014؛ هایرست^{^[1]}، کونسی^{^[2]} و میلر^{^[3]}، 1999). سودهای پیش‌بینی‌شده ازطرف مدیران، در ارزشیابی شرکت‌ها معیار بااهمیتی به شمار می‌آید (نمازی و شمس‌الدینی، 2008)؛ بنابراین، باید انتظار داشت مدیران شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس، در پیش‌بینی‌های خود نهایت دقت را به عمل آورند. مطابق دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعات ثبت شده نزد سازمان بورس اوراق بهادار تهران مصوب 1386، شرکتی که اوراق بهادار آن در بورس پذیرفته شده است، موظف است اطلاعات موضوع دستورالعمل ذکرشده را در مهلت مقرر براساس فرم‌های مدنظر سازمان به‌صورت الکترونیکی یا کاغذی در سربرگ رسمی خود به سازمان ارسال و همزمان برای اطلاع عموم منتشر کند. ازجمله این اطلاعات، پیش‌بینی عملکرد سالانۀ شرکت براساس عملکرد واقعی 3، 6 و 9 ماهه است که حداکثر 30 روز پس از پایان مقاطع سه‌ماهه باید افشا شود[4]. این پیش‌بینی‌ها برای فعالان بازار سرمایه مهم است؛ زیرا براساس آنها قادرند ضمن پیش‌بینی وضعیت سودآوری شرکت، دربارۀ خرید یا فروش سهام تصمیم‌گیری کنند.

پژوهش‌های پیشین تأثیر احتمالی ویژگی‌های شخصیتی مدیران اجرایی (اعم از مدیرعامل یا مدیر ارشد مالی) مانند سن، تحصیلات، تخصص مالی و حقوقی و ریسک‌گریز بودن مدیرعامل و مدیر ارشد مالی بر افشای داوطلبانه (بامبر^{^[5]}، جیانگ^{^[6]} و وانگ^{^[7]}، 2010)، کیفیت سود (دمرجیان^{^[8]}، لِو^{^[9]}، لویس^{^[10]} و مک‌وای^{^[11]}، 2013) و سوءگزارشگری مالی (آیر^{^[12]}، کمپریکس^{^[13]}،گانلوک^{^[14]} و لی^{^[15]}، 2005؛ گی^{^[16]}، ماتسوموتو^{^[17]} و ژانگ^{^[18]}، 2011) را بررسی کرده‌اند؛ اما تأثیر احتمالی ویژگی‌های کارکنان شرکت بر برونداد گزارشگری مالی را نادیده گرفته‌اند. براساس نظریۀ سیستمی یا درونداد - فرایند - برونداد^{^[19]}، کیفیت کارکنان نظیر سطح تحصیلات آنها اهمیت بسزایی در کیفیت برونداد گزارشگری مالی و بهبود کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت شرکت دارد. کارکنان باکیفیت از دو راه سبب بهبود محیط گزارشگری مالی شرکت می‌شوند: اول اینکه آنها قادرند با دادن اطلاعات باکیفیت به مدیران سبب بهبود برونداد گزارشگری مالی ازجمله سود پیش‌بینی‌شده شوند. دوم اینکه می‌توانند به‌خوبی سوءگزارشگری مالی عمدی در شرکت را حتی پیش از تبدیل آن به تحریف جدی شناسایی و افشا کنند. معیار انتخاب‌شده برای کیفیت کارکنان - سطح تحصیلات آنها - در هر دو مجرای ذکرشده تأثیرگذار است؛ یعنی کارکنان تحصیل‌کرده قادرند اطلاعات بهتری به مقامات بالاتر خود ارائه دهند (یعنی خطاهای کمتر) که این مسئله سبب افزایش کیفیت برونداد گزارشگری مالی شرکت می‌شود (کال^{^[20]}، کمپبل^{^[21]}، دالیوال^{^[22]} و موون^{^[23]}، 2017). به‌علاوه آنها بهتر از سایر کارکنان قادر به شناسایی معاملات غیرعادی و درنتیجه، اطلاع آن به مدیریت شرکت پیش از تبدیل آن به مشکل جدی‌ترند (گلاسر^{^[24]} و ساکس^{^[25]}، 2006)؛ بنابراین، انتظار می‌رود کیفیت کارکنان سازمان نقش مهمی در برونداد گزارشگری مالی داشته باشد و سبب بهبود کیفیت پیش‌بینی سود به‌وسیلۀ مدیریت شود. با وجود این، این موضوع در بیشتر مطالعات داخلی نادیده انگاشته شده و با وجود ظرفیت‌‌ها و سرمایۀ انسانی مناسب در ایران که ازجمله کشورهای در حال توسعه است، خلأ مطالعاتی و بی‌توجهی به کیفیت کارکنان در گزارش‌های مالی شرکت‌ها مشهود است که این امر، انگیزه‌ای برای انجام پژوهش حاضر است. این مقاله نخستین مطالعه در ایران است که هدف آن بررسی رابطۀ بین ویژگی‌های کارکنان به‌جز مدیران ارشد اجرایی و بروندادهای افشاست و سعی دارد تأثیر کیفیت کارکنان بر خطا و دقت پیش‌بینی سود به‌وسیلۀ مدیریت شرکت را بررسی کند. پرسش اصلی پژوهش آن است که آیا بین کیفیت کارکنان و کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت شرکت رابطۀ معناداری وجود دارد یا خیر و در صورت مثبت‌بودن پاسخ، نوع رابطه چگونه است. انتظار می‌رود نتایج بتواند دستاوردها و ارزش افزودۀ علمی به شرح زیر داشته باشد:

اول اینکه نتایج پژوهش بتواند موجب بسط مبانی نظری پژوهش‌های گذشته در حوزۀ سرمایۀ انسانی و کیفیت کارکنان در کشورهای در حال توسعه نظیر بازار سرمایۀ ایران شود. دوم اینکه اگرچه مدیران درنهایت مسئولیت کیفیت گزارشگری مالی شرکت را بر عهده دارند، نیروی کار علاوه بر مشارکت در تهیۀ اطلاعات حسابداری، نقشی غیرمستقیم در گزارشگری مالی با ارائۀ اطلاعات خام ضروری برای تهیۀ گزارشگری مالی بر عهده دارد؛ بنابراین، شواهد پژوهش نشان خواهد داد کیفیت کارکنان تا چه اندازه ممکن است بر دقت و خطای سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت شرکت اثرگذار باشد. این موضوع موجب درک بهتر سرمایه‌گذاران و قانون‌گذاران بازار سرمایه از تأثیر کیفیت کارکنان بر بهبود کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت شرکت‌ها می‌شود و در امر تصمیم‌گیری آنان راهگشاست. درنهایت، نتایج پژوهش ایده‌های جدیدی برای انجام پژوهش‌های بعدی در حوزۀ ویژگی‌های شخصیتی کارکنان شرکت‌ها پیشنهاد می‌کند. در ادامه مبانی نظری، روش‌شناسی، نتایج به‌دست‌آمده از آزمون فرضیه‌ها، یافته‌ها، نتایج و پیشنهادهای پژوهش ارائه می‌شوند.

مبانی نظری.

براساس نظریۀ مدیریت عالیِ همبریک^{^[26]} و ماسون^{^[27]} (1984)، تفاوت‌های مقطعی موجود در تحصیلات مدیران سبب شکل‌گیری ارزش‌ها و سوگیری‌های شناختی آنها می‌شود و بر سبک مدیریتی آنها تأثیر می‌گذارد. علاوه بر این، پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد مدیران دارای تحصیلات در رشتۀ مدیریت اجرایی، سبک‌های متفاوتی در زمینۀ انطباق، سنت، عقلانیت و اخلاقیات در مقایسه با سایر همتایان خود دارند (چن^{^[28]}، 2004؛ گینتیس^{^[29]} و خورانا^{^[30]}، 2008). در همین زمینه بامبر و همکاران (2010) دریافتند مدیران عامل و مدیران ارشد مالی دارای تحصیلات در زمینۀ مدیریت اجرایی، پیش‌بینی‌های صحیح‌تر منطبق با این حقیقت را انجام می‌دهند که تحصیلات مدیران ارشد با برونداد گزارشگری رابطه دارد. گان^{^[31]} (2013) با استناد به نظریۀ اقتصاد شهری معتقد است عمق سرمایۀ انسانی در یک منطقۀ جغرافیایی که براساس میزان تحصیلات سنجیده می‌شود، سبب بروز سرریز دانش و درنهایت پیامدهای مثبت اقتصادی می‌شود (مورتی^{^[32]}، 2004؛ گلاسر و گاتلیب^{^[33]}، 2009). او دریافت تحلیلگران فروش با تحصیلات بالا در مناطق آماری کلانشهری، پیش‌بینی‌های سود دقیق‌تر و مطلوب‌تری نسبت به تحلیلگرانِ دارای سطح تحصیلات پایین‌تر واقع در همین مناطق انجام می‌دهند.

بک^{^[34]}، فرانسیس^{^[35]} و گان (2017) نوعی متفاوت از واسطه‌گری بازار سرمایه یعنی حسابرس شرکت را بررسی کردند. آنها برای سنجش سرمایۀ انسانی حسابرس از معیار سطح تحصیلات شهری استفاده کردند که شرکت حسابرسی در آن واقع است. درنهایت، ضمن اشاره به وجود رابطۀ مثبت بین سطح تحصیلات در منطقۀ آماری کلانشهری محل استقرار شرکت حسابرسی و کیفیت اقلام تعهدی شرکت‌های صاحبکار، بیان کردند که حسابرسان فعال در مناطق دارای سطح تحصیلات بسیار بالا، حسابرسی باکیفیت‌تری نیز ارائه می‌دهند؛ ولی معتقدند تحصیلات کارکنان شرکت صاحبکار نیز ممکن است سبب افزایش کیفیت برونداد گزارشگری مالی شود.

با وجود اینکه پژوهش‌های اخیر نقش مدیران در فرایند گزارشگری مالی را بررسی کرده‌اند (برگسترسر^{^[36]} و فیلیپان^{^[37]}، 2006؛ هنس^{^[38]}، لئون^{^[39]} و میلر، 2008؛ بامبر و همکاران، 2010؛ فنگ^{^[40]}، گه، لوو^{^[41]} و شولین^{^[42]}، 2011)، اطلاعات چندانی دربارۀ تأثیر سایر کارکنان شرکت بر کیفیت افشای داوطلبانه و اجباری در دست نیست. اگرچه مدیران ارشد مالی مسئول نهایی کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌اند، کارکنان شرکت نیز با ارائۀ اطلاعات خام به مدیران تأثیری غیرمستقیم بر گزارشگری مالی شرکت دارند (کال و همکاران، 2017). نتایج مطالعات اخیر نشان می‌دهد کارکنان نقش بسیار مهمی در فعالیت‌های شرکت ایفا می‌کنند. برای مثال لیو^{^[43]}، لین^{^[44]} و شوو^{^[45]} (2017) تأثیر نظارت خارجی بر رابطۀ کیفیت کارکنان با اثربخشی کنترل‌های داخلی شرکت‌های چینی را بررسی کردند. یافته‌های آنها نشان می‌دهد کیفیت کارکنان سبب بهبود اثربخشی کنترل‌های داخلی شرکت‌ها می‌‌شود و تأثیر مثبت کیفیت کارکنان بر اثربخشی کنترل‌های داخلی در شرکت‌های دارای نظارت خارجی قوی‌تر به‌مراتب از سایر شرکت‌ها بیشتر است. گو^{^[46]}، هوانگ^{^[47]}، ژانگ و ژو^{^[48]} (2016) با بررسی ارتباط بین کیفیت کارکنان با ضعف‌های کنترل‌های داخلی و تجدید ارائۀ صورت‌های مالی شرکت‌ها، نشان دادند شرکت‌های دارای کارکنان باکیفیت، ضعف‌های کنترل‌های داخلی و تجدید ارائۀ کمتری دارند. رضائی‌پیته‌نوئی، صفری‌گرایلی و غلامرضاپور (2019) با مطالعه دربارۀ رابطۀ بین کیفیت کارکنان با اثربخشی کنترل‌های داخلی شرکت و اثر تعدیل‌کنندگی نظارت خارجی بر این رابطه، دریافتند کیفیت کارکنان شرکت، اثربخشی کنترل‌های داخلی را بهبود می‌بخشد و در شرکت‌های با نظارت خارجی قوی‌تر، کیفیت کارکنان تأثیر بیشتری بر اثربخشی کنترل‌های داخلی دارد. کال و همکاران (2017) تأثیر کیفیت کارکنان بر پیامدهای گزارشگری مالی را برای نمونه‌ای متشکل از 34090 شرکت - سال مشاهده در بازار سرمایۀ آمریکا طی سال‌های 2005 تا 2012 بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد کیفیت کارکنان شرکت موجب افزایش کیفیت اقلام تعهدی، کاهش ضعف‌های کنترل‌های داخلی، کاهش تجدید ارائۀ صورت‌های مالی و بهبود پیش‌بینی سودهای انجام‌‎شده از جانب مدیریت می‌شود.

گلاداشتین^{^[49]} (1984) ضمن معرفی نظریۀ درونداد - فرایند - برونداد اذعان داشت که ترکیب گروه، ساختار گروه، منابع موجود و ساختار سازمانی چهار مؤلفۀ اصلی و تعیین‌کنندۀ اثربخشی گروه محسوب می‌شوند. براساس مطالعات انجام‌شده کیفیت کارکنان نظیر سطح تحصیلات آنها اهمیت فراوانی دارد. برای مثال، مرچنت^{^[50]} و راکنس^{^[51]} (1994) و اوفالن^{^[52]} و باترفیلد^{^[53]} (2005) بیان کردند که کارمندان تحصیل‌کرده به دو صورت می‌توانند سبب بهبود کیفیت گزارشگری مالی شوند. نخست، آنها اطلاعات باکیفیتی (با میزان خطای کم) به‌منزلۀ ورودی برای نظام حسابداری فراهم می‌کنند و به‌طور معمول در فرایند جمع‌آوری و تولید داده‌هایی که در آینده طی فرایندی دیگر به اطلاعات مالی تبدیل و در گزارش‌های مالی مختلف قید می‌شوند، مرتکب خطاهای غیرعمدی بسیار ناچیزی می‌شوند. درصورتی که خطاهای کمتری وارد نظام حسابداری شود، گزارشگری مالی نهایی کیفیت زیادی خواهد داشت. دوم، کارکنان تحصیل‌کرده علاوه بر داشتن تعداد خطاهای کمتر، بیشتر از سایر کارکنان قادر به شناسایی موارد غیرعادی یا تقلب در معاملات و قراردادها هستند که این سبب بهبود اطلاعات واصله به مدیران پیش از انجام هرگونه تحریف می‌شود. در این مطالعه عقیده بر این نیست که کارکنان شرکت باید دانش کاربردی دربارۀ اصول کلی پذیرفته‌‎شدۀ حسابداری برای بهبود برونداد گزارشگری داشته باشند. کارکنان خارج از حوزۀ حسابداری نیز اطلاعاتی برای مدیران ارشد فراهم می‌کنند تا براساس آنها تصمیمات گزارشگری نهایی گرفته شود. کارمند ناآگاه نسبت به جزئیات اصول کلی پذیرفته‌شدۀ حسابداری که درک مناسبی از وقوع اشتباه دارد، می‌تواند موضوع را به اطلاع مقام بالاتری برساند که ازنظر دانش مالی از او بالاتر است و آگاهی مناسبی از اصول حسابداری دارد.

درواقع، پژوهش‌های گذشته نشان می‌دهد وقتی کارکنان تحصیل‌کرده به وجود فساد مظنون می‌شوند، بیشتر از کارکنان با تحصیلات پایین اقدامات پیشگیرانه انجام می‌دهند (گلاسر و ساکس، 2006)؛ بنابراین، حتی زمانی که کارکنان غیرحسابداری نیز تحصیل‌کرده‌تر باشند، برونداد گزارشگری مالی شرکت باکیفیت‌تر خواهد بود؛ به عبارت دیگر، کارکنان تحصیل‌کرده‌ اطلاعات بهتری در اختیار مدیران ارشد می‌‌گذارند و افزایش کیفیت اطلاعات مدیران سبب افزایش کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ آنها می‌شود. علاوه بر این کارکنان تحصیل‌کرده‌ ضمن ایفای نقش نظارتی در شرکت، سبب کاهش هرگونه سوگیری رو به بالا در پیش‌بینی مدیران از سود می‌شوند که به‌طور ذاتی در برآوردهای همۀ مدیران از عملکرد آتی شرکت وجود دارد؛ بنابراین، براساس نظریۀ درونداد - فرایند - برونداد و نظریۀ مدیریت عالی، انتظار می‌رود بین تحصیلات بالای کارکنان و کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت که با خطای پیش‌بینی سود کمتر (انحراف معیار کمتر سودهای پیش‌بینی‌شده) ودقت پیش‌بینی سود بیشتر باشد (قدر مطلق خطای پبش‌بینی پایین‌تر باشد)، رابطۀ معناداری وجود داشته باشد. با توجه به مطالب ذکرشده فرضیه‌های پژوهش به‌صورت زیر تدوین می‌شوند:

فرضیۀ اول: بین کیفیت کارکنان و خطای سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت رابطۀ معنادار وجود دارد.

فرضیۀ دوم: بین کیفیت کارکنان و دقت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت رابطۀ معنادار وجود دارد.

روش پژوهش.

نمونۀ آماری این پژوهش را شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1392 تا 1396 تشکیل می‌دهند که ویژگی‌های زیر را داشته باشند: تاریخ پذیرش آنها در سازمان بورس اوراق بهادار قبل از سال 1392 باشد و تا پایان سال 1396 نیز در فهرست شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس باشند. برای افزایش قابلیت مقایسه، سال مالی آنها به پایان اسفندماه منتهی باشد. طی سال‌های ذکرشده تغییر فعالیت یا تغییر سال مالی نداده باشند. جزء شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری مالی نباشند (شرکت‌های سرمایه‌گذاری به‌دلیل تفاوت ماهیت فعالیت با بقیۀ شرکت‌ها در نمونۀ آماری منظور نشدند). سطح تحصیلات کارکنان در گزارش فعالیت هیئت مدیرۀ شرکت افشا شده باشد.

پس از اعمال محدودیت‌های ذکرشده تعداد
84 شرکت برای نمونه انتخاب شدند. داده‌های لازم با مراجعه به صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی همراه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران موجود در سامانۀ کدال، پایگاه اینترنتی سازمان بورس اوراق بهادار تهران و نرم‌افزار ره‌آورد نوین استخراج شد. برای تجزیه و تحلیل نهایی داده‌ها نیز از نرم‌افزارهای اقتصادسنجی Eviews و Stata استفاده شده است.

برای آزمون فرضیه‌های‌ پژوهش از الگو‌های رگرسیون چندمتغیرۀ زیر برگرفته از پژوهش کال و همکاران (2017) استفاده شده است:

(1)	STDFOREC_i,t = β₀+ β₁EDUC_i,t+ β₂SIZE_i,t+ β₃LEV_i,t+ β₄LOSS_i,t+ β₅AGE_i,t+ β₆BTM_i,t+ β₇BIG_i,t+ε_i,t
(2)	AFA_i,t = β₀+ β₁EDUC_i,t+ β₂SIZE_i,t+ β₃LEV_i,t+ β₄LOSS_i,t+ β₅AGE_i,t+ β₆BTM_i,t+ β₇BIG_i,t+ε_i,t

که در این الگو‌ها STDFOREC_i,t، خطای سود پیش‌بینی‎‌شدۀ شرکت i در سالt ؛ APA_i,t، دقت پیش‌بینی سود مدیریت شرکت i در سالt ؛ EDUC_i,t، کیفیت کارکنان شرکت i در سالt ؛ SIZE_i,t، اندازۀ شرکت، معادل لگاریتم لگاریتم فروش خالص سالیانۀ شرکت i در سالt ؛ LEV_i,t، اهرم مالی شرکت i در سالt ؛ LOSS_i,t، زیان شرکت i در سالt ؛ Age_i,t، سن شرکت i در سال t؛ BTM_i,t، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت i در سالt ؛ BIG_i,t، اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی شرکت i در سال t وε_i,t ، جزء خطای الگوی رگرسیون است. در ادامه متغیرهای پژوهش‌ معرفی می‌شوند.

متغیر وابستۀ پژوهش، کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت است که برای اندازه‌گیری آن خطای سود پیش‌بینی‌شده و دقت پیش‌بینی سود مدیریت محاسبه می‌شود. STDFOREC_i,_t، خطای سود پیش‌بینی‌شدۀ شرکت iدر سال t است. هر چقدر این شاخص کمتر باشد دقت بالاتری از پیش‌بینی سود مدیریت را نشان می‌دهد؛ یعنی هر چقدر مدیریت شرکت پیش‌بینی دقیق‌تری انجام دهد، مقدار STDFOREC_i,t، کمتر و به صفر نزدیک‌تر می‌شود. این شاخص در پژوهش‌های آلمیدا^{^[54]} و دالمیسو^{^[55]}(2015)، جامعی و رستمیان (2016) و فخاری و حسن‌نتاج‌کردی (2018) همانند رابطۀ 3 محاسبه می‌شود.

(3)

در رابطۀ 3 STD(FORECAST)انحراف معیار سودهای پیش‌بینی‌شدۀ هر سهم برای دوره‌های 3‌ماهه، 6‌ماهه، 9‌ماهه و 12‌ماهه و قیمت سهام سال قبل است.AFA_i,t، دقت پیش‌بینی سود مدیریت است. این شاخص هر چقدر بیشتر باشد نشان‌دهندۀ دقت بالاتری از پیش‌بینی سود مدیریت است؛ یعنی هر چقدر مدیریت شرکت پیش‌بینی دقیق‌تری انجام دهد، مقدار AFA_i,t بیشتر و به صفر نزدیک‌تر می‌‌شود. این شاخص همانند پژوهش آلمیدا و دالمیسو (2015) و فخاری و حسن‌نتاج‌کردی (1397) همانند رابطۀ 4 محاسبه می‌شود:

(4)

در رابطۀ 4EPSF_t ، پیش‌بینی سود سالیانۀ هر سهم در سال t و EPSA، سود واقعی هر سهم در سال t و قیمت سهام سال قبل است.

متغیر مستقل پژوهش، کیفیت کارکنان شرکت است که برای اندازه‌گیری آن مطابق با پژوهش کال و همکاران (2017) از متوسط سطح تحصیلات کارکنان شرکت استفاده شده است. به این ترتیب که ابتدا برای هر شرکت تعداد کل کارکنان آن محاسبه شد؛ سپس به کارکنان زیر دیپلم رتبۀ 1، دیپلم رتبۀ 2، کاردانی رتبۀ 3، کارشناسی رتبۀ 4، کارشناسی‌ارشد رتبۀ 5 و دکتری رتبۀ 6 اختصاص داده شد. درنهایت ازطریق میانگین موزون، متوسط سطح تحصیلات کارکنان هر شرکت محاسبه شد. برای مثال تعداد کارکنان شرکت ایران‌خودرو در سال 1396 برابر با 20769 نفر است که از این تعداد 878 نفر مدرک تحصیلی زیر دیپلم، 13946 نفر دیپلم، 2364 نفر کاردانی، 2578 نفر کارشناسی، 929 نفر کارشناسی‌ارشد و 74 نفر دکتری دارند. در این صورت متوسط سطح تحصیلات کارکنان این شرکت در سال 1396 برابر با 468/2 است که به‌صورت زیر محاسبه شده است:

متوسط سطح تحصیلات کارکنان شرکت ایران ‌خودرو در سال 1396=

متغیرهای کنترلی شامل سن شرکت، اندازۀ شرکت، اهرم مالی، زیان شرکت، اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی و نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار است. سن شرکت براساس فاصلۀ زمانی بین تاریخ تأسیس شرکت تا پایان دورۀ زمانی پژوهش و اندازۀ شرکت - متغیر کنترلی پژوهش - ازطریق لگاریتم فروش خالص سالیانۀ شرکت اندازه‌گیری می‌شود. نسبت کل بدهی به کل دارایی‌ها به‌منزلۀ ابزاری برای اندازه‌‎گیری اهرم مالی به کار می‌رود. زیان شرکت متغیری مجازی است؛ در صورتی‌ که شرکت در سال مدنظر زیان داشته باشد برابر عدد 1 و در غیر این صورت برابر صفر است. اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی متغیری مجازی است؛ در صورتی ‌که حسابرس شرکت در سال جاری سازمان حسابرسی باشد مقدار آن عدد 1 و در غیر این صورت صفر خواهد بود. نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار نیز متغیر کنترلی در نظر گرفته شده است. از نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام برای اندازه‌گیری این متغیر استفاده می‌شود.

یافته‌ها.

جدول (1) تحلیل توصیفی متغیرهای آزمون‌شده شامل برخی شاخص‌های مرکزی و پراکندگی را برای نمونه‌ای متشکل از 420 شرکت - سال مشاهده در فاصلۀ زمانی سال‌های 1396-1392 نشان می‌دهد.

جدول (1) تحلیل توصیفی متغیرهای پژوهش

متغیر	نماد متغیر	میانگین	میانه	حداقل	حداکثر	انحراف معیار
خطای سود پیش‌بینی‌شده	STDFOREC	042/0	023/0	0	693/0	075/0
دقت پیش‌بینی سود مدیریت	AFA	097/0-	053/0-	836/1-	0	161/0
کیفیت کارکنان	EDUC	556/2	528/2	432/1	880/3	432/0
اندازۀ شرکت	SIZE	346/14	176/14	069/9	808/19	652/1
اهرم مالی	LEV	619/0	613/0	065/0	188/2	249/0
سن شرکت	AGE	738/38	41	14	65	764/12
نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار	BTM	415/0	409/0	827/2-	630/1	461/0

جدول (2) درصد فراوانی و نما (مد) برای متغیرهای مجازی

مد	درصد فراوانی 0	درصد فراوانی 1	نماد متغیر	متغیر
0	76/89%	24/10%	LOSS	زیان شرکت
0	52/79%	48/20%	BIG	اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی

همان‌گونه که در این جدول ملاحظه می‌شود، متغیر خطای پیش‌بینی سود در محدودۀ صفر تا 693/0 قرار دارد؛ بنابراین، هرچقدر این متغیر کمتر و به صفر نزدیک‌تر شود، کیفیت بالاتری از پیش‌بینی سود را نشان می‌دهد. متغیر وابستۀ دوم پژوهش نیز دقت پیش‌بینی سود است که میانگین 097/0- دارد. این میانگین هر چقدر به صفر نزدیک‌تر شود، دقت بالاتری از پیش‌بینی سود را نشان می‌دهد. علاوه بر این بیش از نیمی از شرکت‌های بررسی‌شده، کارکنانی با سطح تحصیلات بالاتر از دیپلم دارند. میانگین متغیر اهرم مالی نیز بیان می‌کند به‌طور متوسط حدود 62 درصد از دارایی‌های شرکت‌های نمونه ازطریق استقراض تأمین مالی شده‌‌اند. نکتۀ جالب‌توجه دیگر در جدول (1)، کمتربودن ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بیشتر شرکت‌های نمونه از ارزش بازار آن است که ملاحظۀ مقدار میانگین متغیر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (415/0) گواه این مدعاست. ضمن اینکه متوسط عمر شرکت‌های بررسی‌شده حدود 39 سال است. جدول (2) نیز نشان می‌دهد حدود 10 درصد شرکت‌های بررسی‌شده زیان‌ده هستند و مؤسسات خصوصی، صورت‌های مالی بیشتر شرکت‌های نمونه را حسابرسی کرده‌اند.

در داده‌های ترکیبی برای مشخص‌شدن تلفیقی یا تابلویی‎‌بودن داده‌ها، ابتدا از آزمون F لیمر استفاده می‌‎شود. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده، سطح معناداری آمارۀ F لیمر برای هر دو الگو از 05/0 کمتر است و نشان می‌دهد برای تخمین الگو‌های پژوهش باید از روش داده‌های تابلویی استفاده شود؛ سپس با توجه به تابلویی‌بودن الگو، باید برای تعیین نوع داده‌های تابلویی (روش اثرات ثابت یا تصادفی) از آزمون هاسمن استفاده شود. با توجه به نتایج این آزمون و سطح معناداری آن که برای هر دو الگو از 05/0 کمتر است، در همۀ الگو‌ها فرضیۀ صفر رد می‌شود؛ بنابراین، لازم است الگو‌ها به روش اثرات ثابت برآورد شوند. برای تشخیص نرمال‌بودن توزیع اجزای اخلال الگو نیز از آزمون جارک - برا استفاده شد. از آنجا که نتیجة احتمال آمارة جارک - برا، برای الگو‌های پژوهش از 05/0 بیشتر است، فرض صفر مبنی بر نرمال‌بودن توزیع اجزای اخلال الگو‌های بررسی‌شده تأیید می‌شود. نتایج آزمون نسبت درست‌نمایی (LR) برای بررسی فرض ناهمسانی واریانس در اجزای اخلال الگو نیز نشان‌دهندۀ وجود ناهمسانی واریانس است که برای رفع این مشکل، از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برای برآورد الگو‌ها استفاده شده است. برای اطمینان از وجودنداشتن مشکل هم‌خطی بین متغیرهای توضیحی، آزمون هم‌خطی با استفاده از عامل تورم واریانس (VIF) بررسی شد. با توجه به آنکه مقادیر این آماره برای متغیرهای توضیحی از 10 کمتر است، هم‌خطی بین آنها وجود ندارد. درنهایت، برای آزمون همبستگی بین اجزای خطای الگو از آمارۀ دوربین - واتسن استفاده شد که نتایج آن در جدول (3) ارائه شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش در جدول (3) نشان داده شده است:

جدول (3) نتایج برآورد الگو‌های پژوهش

	خطای پیش‌بینی سود مدیران			دقت پیش‌بینی سود مدیران
متغیر	ضریب	انحراف معیار	آمارۀ t	ضریب	انحرافمعیار		آمارۀ t
C	^**613/0	059/0	314/10	^**366/0-	116/0		134/3-
EDUC	^** 005/1-	175/0	713/5-	^** 117/1	188/0		938/5
SIZE	^** 031/0-	004/0	516/6-	011/0	009/0		188/1
LEV	026/0	014/0	869/1	^** 142/0-	035/0		990/3-
LOSS	020/0	013/0	465/1	^** 078/0-	025/0		089/3-
AGE	^** 003/0-	001/0	317/3-	^** 005/0	002/0		716/2
BIG	008/0-	010/0	826/0-	039/0	025/0		539/1
BTM	012/0	006/0	806/1	015/0	014/0		076/1
آمارۀ F		^** 736/3		آمارۀ F		^** 998/3
ضریب تعیین تعدیل‌شده		504/0		ضریب تعیین تعدیل‌شده		522/0
آمارۀ دوربین واتسون		447/2		آمارۀ دوربین واتسون		370/2
^و ^* به ترتیب بیان‌کنندۀ معناداری آماری در سطح خطای 5 درصد و 1 درصد است.

ملاحظۀ مقادیر آماره‌های Fدر این جدول، بیان‌کنندۀ معناداری کلی الگو‌های رگرسیونی برازش‌شده در سطح خطای 1 درصد است. مقادیر آمارۀ دوربین - واتسون نیز وجودنداشتن مشکل خودهمبستگی میان جملات پسماند را نشان می‌دهد. ضریب برآوردی و آمارۀ t متغیر کیفیت کارکنان (EDUC) در الگوی اول منفی و در سطح خطای 1 درصد معنادار است که وجود رابطۀ منفی معنادار بین کیفیت کارکنان و خطای پیش‌بینی سود مدیران را نشان می‌دهد. بر این اساس، فرضیۀ اول پژوهش در سطح خطای 1 درصد پذیرفته می‌شود. علاوه بر این، نتایج مربوط به ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد طی دورۀ پژوهش متغیرهای مستقل و کنترلی، حدود
50 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند.

ضریب برآوردی کیفیت کارکنان (EDUC) در الگوی دوم در جدول (3) نیز نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ مثبت معنادار بین کیفیت کارکنان و دقت پیش‌بینی سود مدیران در سطح خطای 1 درصد است؛ بنابراین، فرضیۀ دوم پژوهش در سطح خطای 1 درصد پذیرفته می‌شود. با توجه به ضریب شاخص کیفیت کارکنان در جدول (3) می‌توان نتیجه گرفت به ازای هر واحد افزایش در شاخص کیفیت کارکنان، با فرض ثابت‌بودن سایر عوامل، دقت سود پیش‌بینی‌شدۀ مدیران 117/1 واحد افزایش می‌یابد.

برای بررسی بیشتر موضوع و تحلیل بهتر نتایج پژوهش، آزمون‌های دیگری انجام شده است. در آزمون اول، آزمون مقایسۀ میانگین‌ها برای متغیر خطا و دقت سود پیش‌بینی‌شده در دو گروه شرکت‌های با سطح تحصیلات بالا و سطح تحصیلات بالا پایین انجام شد که نتایج آن در جدول (4) ارائه شده است.

جدول (4) آزمون مقایسۀ میانگین خطا و دقت سود پیش‌بینی‌شده با توجه به سطح تحصیلات کارکنان

متغیر	معیار	گروه	تعداد	میانگین	آمارۀ t	سطح معناداری
STDFOREC	EDUC	پایین	210	055/0	632/3	000/0
STDFOREC		بالا	210	029/0	632/3	000/0
AFA		پایین	210	122/0-	225/3-	001/0
AFA		بالا	210	071/0-	225/3-	001/0

با توجه به این جدول از آنجا که سطح معناداری این آزمون از 01/0 کمتر است، فرض برابری میانگین‌ها رد می‌شود؛ به بیان دیگر، میانگین خطای سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت برای شرکت‌های با سطح تحصیلات بالا به‌طور معناداری از شرکت‌های با سطح تحصیلات پایین کوچک‌تر است و میانگین دقت پیش‌بینی‌ سود مدیریت برای شرکت‌های با سطح تحصیلات بالا به‌طور معناداری از شرکت‌های با سطح تحصیلات پایین بزرگ‌تر است. در آزمونی دیگر، شرکت‌ها براساس اندازه و سن به دو گروه بزرگ و کوچک تقسیم شدند؛ سپس میانگین خطا و دقت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت در این دو گروه مقایسه و بررسی شد. نتایج این آزمون نیز در جدول (5) نشان داده شده است.

جدول (5) آزمون مقایسۀ میانگین خطا و دقت سود پیش‌بینی‌شده با توجه به اندازه و سن شرکت

متغیر	معیار	گروه	تعداد	میانگین	آمارۀ t	سطح معناداری
STDFOREC	SIZE	کوچک	210	033/0	488/2	014/0
		بزرگ	210	051/0
AFA		کوچک	210	083/0-	325/2-	020/0
		بزرگ	210	110/0-
STDFOREC	AGE	کوچک	223	041/0	233/0-	815/0
		بزرگ	197	043/0
AFA		کوچک	223	092/0-	547/0	584/0
		بزرگ	197	101/0-

ملاحظۀ مقادیر جدول (5) نشان‌ می‌دهد میانگین خطای سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت به‌طور معناداری برای شرکت‌های با اندازۀ بزرگ از شرکت‌های با اندازۀ کوچک، کوچک‌تر است و میانگین دقت پیش‌بینی‌ سود مدیریت به‌طور معناداری برای شرکت‌های با اندازۀ بزرگ از شرکت‌های با اندازۀ کوچک، بزرگ‌تر است. علاوه بر این نتایج نشان می‌دهد فرض برابری میانگین‌ها با توجه به سن شرکت‌ها رد نمی‌شود و میانگین خطا و دقت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت در دو گروه شرکت‌های بزرگ و کوچک ازنظر سن برابر است.

نتایج و پیشنهادها.

در این پژوهش تأثیر کیفیت کارکنان شرکت بر کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت شامل خطا و دقت پیش‌بینی سود بررسی شده است. نتیجۀ فرضیۀ اول پژوهش نشان می‌دهد کیفیت کارکنان، خطای پیش‌بینی‌های سود مدیران را کاهش می‌دهد. این یافته مطابق با پیش‌بینی نظریۀ درونداد - فرایند - برونداد است که بیان می‌کند کیفیت کارکنان نظیر سطح تحصیلات آنان اهمیت فراوانی برای سازمان دارد؛ زیرا هرچه کارکنان تحصیلات بیشتری داشته و باکیفیت‌تر باشند، ضمن تلاش برای انجام مطلوب مسئولیت‌های خود، اطلاعات بهتری در اختیار مدیران ارشد می‌گذارند؛ به عبارت دیگر، کارکنان تحصیل‌کرده به‌طور معمول در فرایند جمع‌آوری و تولید داده‌هایی که در آینده طی فرایندی دیگر به اطلاعات مالی تبدیل و در گزارش‌های مالی مختلف قید می‌‌شوند، مرتکب خطاهای غیرعمدی بسیار ناچیزی می‌شوند و درصورتی که خطاهای کمتری وارد نظام حسابداری شود، گزارشگری مالی نهایی کیفیت بالایی خواهد داشت. کارکنان تحصیل‌کرده علاوه بر تعداد خطاهای کمتری که مرتکب می‌شوند، بیشتر از سایر کارکنان قادر به شناسایی موارد غیرعادی یا تقلب در معاملات و قراردادها هستند که این سبب بهبود اطلاعات واصله به مدیران پیش از انجام هرگونه تحریفی می‌شود و افزایش کیفیت اطلاعات مدیران سبب کاهش خطای پیش‌بینی سود به‌وسیلۀ آنها و بهبود کیفیت سود پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت می‌شود. نتیجۀ به‌دست‌آمده در این پژوهش با یافته‌های پژوهش کال و همکاران (2017) مبنی بر وجود رابطۀ منفی بین کیفیت کارکنان شرکت‌ها و خطای پیش‌بینی‌های سود مدیران مطابقت دارد. گلاسر و ساکس (2006)، مرچنت و راکنس (1994) و اوفالن و باترفیلد (2005) نیز به نتیجۀ مشابهی دست یافتند. در فرضیۀ دوم پژوهش رابطۀ بین کیفیت کارکنان شرکت‌ها و دقت پیش‌بینی‌های سود مدیران بررسی شد. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه نیز نشان می‌دهد کیفیت کارکنان با دقت پیش‌بینی سود مدیران ارتباط مثبت معناداری دارد و دقت پیش‌بینی سود مدیران با حضور کارکنان باکیفیت در شرکت افزایش می‌یابد. کال و همکاران (2017)، مرچنت و راکنس (1994) و اوفالن و باترفیلد (2005) نیز به نتیجۀ مشابه با این فرضیه دست یافتند.

براساس یافته‌های پژوهش حاضر مبنی بر وجود رابطۀ مثبت بین کیفیت کارکنان و کیفیت سودهای پیش‌بینی‌شده به‌وسیلۀ مدیریت، به شرکت‌های بورسی پیشنهاد می‌شود در استخدام کارکنان به سطح تحصیلات آنها نیز توجه کنند؛ زیرا اگرچه مدیران درنهایت مسئولیت کیفیت گزارشگری مالی شرکت را بر عهده دارند، نیروی کار علاوه بر مشارکت در تهیۀ اطلاعات حسابداری، نقش غیرمستقیم در گزارشگری مالی را نیز با ارائۀ اطلاعات خام ضروری برای تهیۀ گزارشگری مالی بر عهده دارد. به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌شود در کنار سایر عوامل موجود در انتخاب سبد بهینۀ سرمایه‌گذاری، کیفیت کارکنان را نیز مدنظر قرار دهند. علاوه بر این، از آنجا که لازمۀ توجه استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی به اطلاعات مرتبط با کارکنان، افشای مناسب اینگونه اطلاعات ازسوی شرکت‌هاست و در حال حاضر استانداردهای خاصی دربارۀ افشای اطلاعات کارکنان وجود ندارد، به تدوین‌کنندگان استانداردهای حسابداری پیشنهاد می‌شود الزامات کافی را برای افشای اطلاعات تفصیلی مرتبط با کارکنان شرکت‌ها در صورت‌های مالی فراهم کنند.

در فرایند انجام پژوهش علمی، مجموعه شرایطی وجود دارد که خارج از کنترل پژوهشگر است؛ ولی به‌طور بالقوه بر نتایج پژوهش تأثیر می‌گذارد. از مهم‌ترین محدودیت‌های پژوهش حاضر آن است که به‌دلیل وجودنداشتن الزام استانداردهای گزارشگری مالی در زمینۀ افشای اطلاعات تفصیلی مرتبط با کارکنان نظیر سطح تحصیلات کارکنان، تعداد محدودی از شرکت‌های موجود در بورس اوراق بهادار تهران اطلاعات مربوط به آنها را افشا می‌کنند که این موضوع سبب محدودشدن تعداد شرکت‌های نمونه شد و تسری نتایج به سایر شرکت‌ها باید با احتیاط انجام شود. به پژوهشگران بعدی توصیه می‌شود تأثیر کیفیت کارکنان بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها و تأثیر سایر ویژگی‌های شخصیتی کارکنان بر کیفیت پیش‌بینی‌های سود مدیریت را بررسی کنند.

[1]. Hirst

[2]. Koonce

[3]. Miller

[4]. در راستای افزایش شفافیت اطلاعاتی و بهبود نقدشوندگی اوراق بهادار و به استناد مادۀ 7 قانون بازار اوراق بهادار، هیئت مدیرۀ سازمان بورس در تاریخ 28/4/1396 اقدام به اصلاح دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعات شرکت‌های ثبت‌شده نزد سازمان کرد. براساس این اطلاعیه، شرکت‌های بورسی مجاز به انتشار پیش‌بینی عملکرد سالیانه نیستند. سازمان بورس تأکید کرد که دستورالعمل جدید از تاریخ 9/10/1396 لازم‌الاجراست و از این تاریخ ناشران ثبت‌شده نزد سازمان مجاز به انتشار گزارش پیش‌بینی عملکرد نیستند؛ اما ضروری است تغییرات بااهمیت در پیش‌بینی درآمد هر سهم که پیش از 9/10/1396 منتشر شده است، ازطریق انتشار اطلاعیۀ افشای اطلاعات بااهمیت در سامانۀ کدال منتشر شود.

[5]. Bamber

[6]. Jiang

[7]. Wang

[8]. Demerjian

[9]. Lev

[10]. Lewis

[11]. McVay

[12]. Aier

[13]. Comprix

[14]. Gunlock

[15]. Lee

[16]. Ge

[17]. Matsumoto

[18]. Zhang

[19]. Input-process-output theory

[20]. Call

[21]. Campbell

[22]. Dhaliwal

[23]. Moon

[24]. Glaeser

[25]. Saks

[26]. Hambrick

[27]. Mason

[28]. Chen

[29]. Gintis

[30]. Khurana

[31]. Gunn

[32]. Moretti

[33]. Gottlieb

[34]. Beck

[35]. Francis

[36]. Bergstresser

[37]. Philippon

[38]. Hennes

[39]. Leone

[40]. Feng

[41]. Luo

[42]. Shevlin

[43]. Liu

[44]. Lin

[45]. Shu

[46]. Guo

[47]. Huang

[48]. Zhou

[49]. Gladstein

[50]. Merchant

[51]. Rockness

[52]. O’Fallon

[53]. Butterfield

[54]. Almeida

[55]. Dalmacio

References

[1] جامعی، ر.، و رستمیان، آ. (1394). تأثیر تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی بر ویژگی‌های سود پیش‌بینی‌شده. پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 8 (29)، 17-1.

[2] حیدرپور، ف.، و خواجه‌محمود، ز. (1393). رابطۀ بین ویژگی‌های پیش‌بینی سود هر سهم توسط مدیریت بر ریسک و ارزش شرکت با هدف آینده‌نگری در تصمیم‌گیری. دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 7 (2)، 46-25.

[3] دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعات ناشران ثبت‌شده نزد سازمان، مصوب 3 مرداد (1386). هیئت‌مدیرۀ سازمان بورس و اوراق بهادار.

[4] رضائی‌پیته‌نوئی، ی.، صفری‌گرایلی، م. و غلامرضاپور، م. (1398). کیفیت کارکنان و اثربخشی کنترل‌های داخلی: نقش تعدیلی نظارت خارجی. دانش حسابرسی، پذیرفته‎‌شده برای انتشار.

[5] فخاری، ح.، و حسن‌نتاج‌کردی، م. (1397). اثر تعدیل‌کنندگی راهبری شرکتی بر ارتباط بین رقابت در بازار محصول و کیفیت سود پیش‌بینی‌شده توسط مدیریت. پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 10 (38)، 237-209.

[6] نمازی، م.، و شمس‌الدینی، ک. (1387). بررسی سازه‌های مؤثر بر دقت پیش‌بینی سود توسط مدیریت شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. توسعه و سرمایه، 1 (1)، 28-1.

[7] Aier, J. K., Comprix, J., Gunlock, M. T., & Lee, D. (2005). The financial expertise of CFOs and accounting restatements. Accounting Horizons, 19(3), 123–135. Doi: https://doi.org/10.2308/acch.2005.19.3.123

[8] Almeida, J., & Dalmácio, F. (2015). The effects of corporate governance and product market competition on analysts' forecasts: evidence from the Brazilian Capital Market. The International Journal of Accounting, 50, 316-339. Doi: https://doi.org/10.1016/j.intacc.2015.07. 007

[9] Bamber, L., Jiang, J., & Wang, I. (2010). What’s my style? The influence of top managers on voluntary corporate financial disclosure. Accounting Review, 85(4), 1131–1162. Doi: https://doi.org/ 10.2308/accr. 2010.85.4.1131

[10] Beck, M. J., Francis, J. R., & Gunn, J. L. (2017). Public company audits and city-specific labor characteristics. Contemporary Accounting Research, 35(1), 394-433. Doi: https://doi.org/10.1111/ 1911-3846.12344

[11] Bergstresser, D., & Philippon, T. (2006). CEO incentives and earnings management. Journal of Financial Economics, 80(3), 511–529. Doi: https://doi.org/ 10.1016/j.jfineco. 2004.10.011

[12] Call, A. C., Campbell, J. L., Dhaliwal, D. S., & Moon Jr, J. M. (2017). Employee quality and financial reporting outcomes. Journal of Accounting and Economics, 64(1), 123-149. Doi: https://doi.org/ 10.1016/j.jacceco.2017.06.003

[13] Chen, S. (2004). Why do managers fail to meet their own forecasts?Paper presented at the 14th Annual Conference on Financial Economics and Accounting (FEA). Retrieved from http://www.SSRN.com/ abstract=490562 Doi: 10.2139/ssrn.490562

[14] Demerjian, P., Lev, B., Lewis, M., & McVay, S. (2013). Managerial ability and earnings quality. Accounting Review, 88(2), 463–498. Doi: https://doi.org/10.2308/accr-50318

[15] Fakhari, H., & Hasannataj Kordi, M. (2018). The moderating effects of corporate governance on relationship between product market competition and quality forecast management earnings. Qurterly the Financial Accounting and Auditing Researches, 10(38), 209-237. (in Persian)

[16] Feng, M., Ge, W., Luo, S., & Shevlin, T. (2011). Why do CFOs become involved in material accounting manipulations? Journal of Accounting and Economics, 51(1–2), 21–36 Doi: https://doi.org/ 10.1016/j.jacceco.2010.09.005

[17] Ge, W., Matsumoto, D., & Zhang, J. L. (2011). Do CFOs have style? An empirical investigation of the effect of individual CFOs on accounting practices. Contemporary Accounting Research, 28(4), 1141–1179. Doi: https://doi.org/ 10.1111/j.1911-3846.2011.01097.x

[18] Gintis, H., & Khurana, R. (2008). Corporate honesty and business education: A behavioral model. In: Zak, P. (Ed.), Moral Markets: The Critical Role of Values in the Economy. Princeton, NJ: Princeton University Press, 300-328.

[19] Gladstein, D. L. (1984). Groups in context: a model of task group effectiveness. Administrative Science Quarterly, 29(4), 499–517. Doi: https://psycnet.apa.org/ doi/10.2307/2392936

[20] Glaeser, E. L., & Gottlieb, J. D. (2009). The wealth of cities: agglomeration economies and spatial equilibrium in the United States. Journal of Economic Literature, 47(4), 983–1028. Doi: 10.3386/w14806

[21] Glaeser, E. L., & Saks, R. E. (2006). Corruption in America. Journal of Public Economics, 90(6-7), 1053–1072. Doi: 10.3386/w10821

[22] Gunn, J. (2013). City-location and Sell-side Analyst Research. University of Pittsburgh, Working Paper.

[23] Guo, J., Huang, P., Zhang, Y., & Zhou, N. (2016). The effect of employee treatment policies on internal control weaknesses and financial restatements. Accounting Review, 91(4), 1167–1194. Doi: https://doi.org/10.2308/accr-51269

[24] Hambrick, D., & Mason, P. (1984). Upper echelons: The organization as a reflection of its top managers. Academy of Management Review, 9(2), 193–206. Doi: https://psycnet.apa.org/doi/10.2307/258434

[25] Hennes, K., Leone, A., & Miller, B. (2008). The importance of distinguishing errors from irregularities in restatement research: The case of restatements and CEO/CFO turnover. Accounting Review, 83(6), 1487–1519. Doi: https://doi.org/ 10.2308/accr.2008.83.6.1487

[26] Heydarpour, F. & Khajeh Mahmoud, Z. (2014). The relation between characteristics of predicted earnings per share by management and risk and firm value in terms of future decision-making. Financial Knowledge of Securities Analysis, 7(2),
25-46. (in Persian)

[27] Hirst, D. E., Koonce, L., & Miller, J. (1999). The joint effect of management's prior forecast accuracy and the form of its financial forecasts on investor judgment. Journal of Accounting Research, 37, 101-24. Doi: https://doi.org/10.2307/2491347

[28] Jamei, R., & Rostamian, A. (2016). The effect of financial expertise of members of auditing committee on the forecasted earnings properties. Qurterly the Financial Accounting and Auditing Researches, 8(29), 1-17. (in Persian)

[29] Liu, C., Lin, B., & Shu, W. (2017). Employee quality, monitoring environment and internal control. China Journal of Accounting Research, 10(1), 51-70. Doi: https://doi.org/10.1016/j.cjar.2016.12.002

[30] Merchant, K. A., & Rockness, J. (1994). The ethics of managing earnings: an empirical investigation. Journal of Accounting and Public Policy, 13(1), 79–94. Doi: https://doi.org/10.1016/0278-4254(94)90013-2

[31] Moretti, E. (2004). Chapter 51 Human capital externalities in cities. In: H, J. V., Thisse, J.-F. (Eds.). In: Handbook of Regional and Urban Economics, Amsterdam: Elsevier, 2243–2291. Doi: 10.3386/w9641

[32] Namazi, M., & Shamsoddini, K. (2008). The investigation of the impact of effective factors on accuracy of forecasted profits made by firms' management in Tehran stock exchange market. Journal of Development and Capital, 1(1), 1-28. (in Persian) Doi: https://dx.doi.org/ 10.22103/jdc.2007.1884

[33] O’Fallon, M. J., & Butterfield, K. D. (2005). A review of the empirical ethical decision-making literature: 1996-2003. Journal of Business Ethics, 59(4), 375–413. Doi: https://doi.org/10.1007/s10551-005-2929-7

[34] Rezaei Pitenoei, Y., Safari Gerayli, M. & Gholamrezapoor, M. (2019). Employee quality and the effectiveness of internal controls: The moderating role of external monitoring, Audit Knowledge, Accepted Manuscript. (in Persian)

[35] https://www.seo.ir

[36] https://www.codal.ir