Document Type : Original Article
Authors
1 Department of Accounting, Isfahan (Khorasgan)Branch, Islamic Azad university, Isfahan,Iran
2 Department of Accounting, Isfahan (Khorasgan)Branch, Islamic Azad university, Isfahan,Iran.
Abstract
Keywords
مقدمه
در طول دو دهۀ اخیر مسألۀ شکایت علیه حسابرسان، تبدیل به یکی از اساسیترین مشکلات حسابرسان شده است؛ همچنانکه آمار ارائهشده این امر را تأیید میکند؛ برای مثال در آمریکا شش مؤسسۀ بزرگ حسابرسی[1]در سال 1983 با سه شکایت روبهرو بودند، این در حالی است که شکایت علیه همین مؤسسات در سال 1993، 210 مورد بوده است. این شش مؤسسه گزارش کردهاند، مبالغی که آنها بابت خسارت، کاهش شکایتهای احتمالی و حفظ اعتبار خود پرداخت کردهاند، از 6/2 درصد کل درآمد در سال 1983، به 12 درصد در سال 1993 افزایش یافته است ]19[. پرات و استیس ]15[ گزارش کردهاند، میزان دادخواهی حسابرسان در آمریکا از سال 1958 تا 1994، 300 درصد افزایش یافته است. طبق گزارش مرکز کیفیت حسابرسی[2] (2008) خسارتهای پرداختی از سوی حسابرسان آمریکایی، بابت شکایت علیه آنها، در 362 مورد جمعاً به مبلغ 66/5 میلیارد دلار بوده است ]5[. همچنین در این دوره 147 مورد ادعای خسارت علیه حسابرسان وجود داشته است و هر کدام حداقل 100 میلیون دلار ادعای خسارت کردهاند که در مجموع نزدیک به 210 میلیارد دلار میشود. در دیگر کشورهای توسعهیافته نیز این روند، حالت صعودی به خود گرفته است؛ برای مثال طبق گزارش بنیاد حسابداران رسمی انگلستان و ولز[3] (1994) در انگلستان شکایت علیه حسابرسان بهطور روزافزون در حال افزایش است ]17[. در ایران هرچند آمار رسمی در خصوص شکایت علیه حسابرسان در دسترس نیست، اما شواهد نقلی نشان میدهد در سالهای اخیر میزان شکایت علیه حسابرسان افزایش یافته است. شکایت علیه حسابرسان علاوه بر تحمیل خسارتهای هنگفت، هزینههای غیرمستقیمی را نیز بر حسابرسان و حرفه تحمیل میکند. شکایت علیه حسابرسان میتواند به شهرت و اعتبار آنها آسیب برساند و بدین طریق باعث شود حسابرسان شبهدرآمدهای هنگفتی[4] را از دست دهند ]8[. همچنین شکایت علیه حسابرسان ممکن است منجر به افزایش حق بیمۀ مسئولیت[5] آنها گردد. برای مثال در طول سال 1984، بهدلیل افزایش دعاوی حقوقی علیه حسابرسان آمریکایی، حق بیمۀ مسئولیت آنها دو برابر شد ]6[. شکایت علیه حسابرس منجر به ورشکستگی او میگردد ]17[. شکایتهای متوالی علیه حسابرس میتواند منجر به اخراج وی از حرفه[6] گردد ]7[؛ همچنانکه شرکت آتور آندرسن گرفتار آن شد. اقامه دعوی از سوی استفادهکنندگان گزارش حسابرسی نهتنها منجر به تحمیل هزینه بر شخص حسابرس میشود، بلکه آسیب شدیدی بر اعتبار حرفه نیز وارد میکند. این پیامدهای ناگوار، مسألۀ ریسک دادخواهی[7] حسابرسان را تبدیل به یکی از اساسیترین دغدغههای جامعۀ حسابرسی کرده است. بهگونهای که حسابرسان همواره تلاش میکنند بهطور مداوم ریسک دادخواهی خود را ارزیابی کنند و تدابیر لازم را برای در امان ماندن از گزند آن اتخاذ نمایند. مشاهدۀ چنین پیامدهایی منجر به مطرحشدن این پرسش میشود که آیا حسابرسان ایرانی نیز با مسألۀ شکایت روبهرو هستند؟ در ظاهر امر چنین بهنظر میرسد که در محیط کسبوکار ایران، توجه چندانی به این موضوع نمیشود. همچنانکه فقدان مطالعات تجربی در این خصوص، مؤید آن است. بنابراین در پژوهش حاضر پرسشهایی از قبیل اینکه چه عواملی بر ریسک دادخواهی حسابرسان تأثیر می گذارد و آیا در ایران، حسابرسان حقالزحمۀ خود را براساس عوامل مؤثر بر ریسک دادخواهی تعدیل میکنند، برای پژوهشگر مطرح شد. پاسخ پرسش اول از طریق مطالعۀ یافتهها و نتایج پژوهشهای قبلی بهدست آمد و در خصوص پاسخ پرسش دوم چنین بیان میشود که طبق مدل سایمونیک ]18[، تابع حقالزحمۀ حسابرس[8] شامل دو جزء هزینۀ مربوط به حجم عملیات رسیدگی[9] (cq) و صرف ریسک دادخواهی[10] (E(d).E(P)) [11] است و در یک بازار رقابتی، حسابرسان حقالزحمۀ خود را براساس دو عامل حجم عملیات حسابرسی و صرف ریسک دادخواهی تعدیل میکنند. پژوهشهای قبلی در ایران، حقالزحمۀ حسابرسی را فقط از بعد حجم عملیات حسابرسی بررسی میکنند، در صورتیکه پژوهش حاضر در صدد است تا حقالزحمۀ حسابرسی را صرفاً از بعد ریسک دادخواهی بررسی کنند. از اینرو برای پاسخدادن به پرسش دوم، ابتدا از بین عوامل شناساییشده در پاسخ پرسش اول، یازده عامل انتخاب گردید، سپس تأثیر این عوامل بر حقالزحمۀ حسابرسی آزمون میشود. لازم به توضیح است که انتخاب عوامل بهگونهای انجام گرفته است که با عوامل بررسی شده در پژوهشهای قبلی، تفاوت دارد و تکراری نیست.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
پالمروس ]14[ و استیس ]20[ عوامل مؤثر بر ریسک دادخواهی حسابرسان را به سه دسته عوامل مرتبط با ویژگیهای صاحبکار[12]، عوامل مرتبط با ویژگیهای حسابرس[13] و عوامل مرتبط با انتظارات شاکیان از میزان خسارتهای احتمالی[14] تقسیم کردهاند که در ادامه این عوامل توضیح داده میشود.
عوامل مرتبط با ویژگیهای صاحبکار
این عوامل اغلب مربوط به اقلام صورتهای مالی، ساختار داراییها، پیچیدگی عملیات، ساختار مالی، وضعیت مالی و وضعیت کنترلهای داخلی صاحبکار است. برخی از این عوامل به شرح زیر هستند؛
اثربخشی سیستم کنترل داخلی صاحبکار
بیانیۀ شمارۀ 47 استانداردهای حسابرسی
(SAS 47) بیان میکند اثربخشی سیستم کنترل داخلی صاحبکار[15] میتواند از طریق تأثیر بر احتمال وقوع اشتباه در صورتهای مالی، بر ریسک دادخواهی حسابرسان تأثیر بگذارد ]20[. استیس در توضیح چگونگی تأثیر این عامل بر ریسک دادخواهی، بیان میکند هنگام ارزیابی سیستم کنترل داخلی صاحبکار، حسابرسان اغلب چرخۀ معاملات واحد تجاری را تجزیه و تحلیل میکنند. دو مورد از رایجترین چرخۀ معاملات، چرخۀ درآمد[16] و چرخۀ هزینه[17] است. تغییرات قابل ملاحظه در هر یک از این چرخهها از طریق تحت تأثیر قرار دادن قدرت سیستم کنترل داخلی صاحبکار، بر احتمال شکست حسابرسی تأثیر میگذارد. طبق یافتههای هایلاس و آشتن ]11[، 7/44 درصد از اشتباهات کشفشده در صورتهای مالی، مربوط به این چرخههای تجاری است. همچنانکه هال و رنر ]10[ به این نتیجه رسیدند که با افزایش میزان ضعف سیستم کنترل داخلی صاحبکار، احتمال ریسک دادخواهی حسابرسان بهطور قابل ملاحظه افزایش مییابد.
وضعیت مالی و کیفیت صورتهای مالی صاحبکار
شواهد تجربی نشان میدهد ضعیفبودن وضعیت مالی صاحبکار ممکن است نشانهای از وجود اشتباهات بااهمیت در صورتهای مالی آن باشد. کینی و امسیدنیل دریافتهاند اگر وضعیت مالی شرکت ضعیف باشد، آنگاه مدیریت به احتمال زیاد تلاش خواهد کرد از طریق حسابآرایی بهطور موقت این وضعیت را به نفع خود جلوه دهد ]20[. کریوتزفلدت و والاس به این نتیجه رسیدند که اشتباهات موجود در صورتهای مالی شرکتهایی که با مشکل نقدینگی[18] و قدرت سودآوری پایین روبهرو بودهاند، نسبت به دیگر شرکتها بهطور قابل ملاحظه بیشتر است. از اینرو وضعیت مالی میتواند از طریق تأثیر بر میزان دستکاریهای موجود در صورتهای مالی، بر ریسک دادخواهی حسابرسان تأثیر بگذارد ]20[. همچنانکه پیر و اندرسون به این نتیجه رسیدهاند که با کاهش میزان کیفیت صورتهای مالی، ریسک دادخواهی حسابرس افزایش مییابد ]21[. شایان ذکر است، پژوهشهای پیشین در ایران، تأثیر وضعیت مالی صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی را بهطور مستقیم بررسی کردهاند، در حالی که پژوهش حاضر، بررسی تأثیر این متغیر، در قالب کیفیت صورتهای مالی صاحبکار است و برای اندازهگیری آن از دو متغیر کیفیت اقلام تعهدی و امتیاز افشای اطلاعات صاحبکار استفاده کرده است.
عوامل مرتبط با ویژگیهای حسابرس
این عوامل مربوط به کیفیت عملیات رسیدگی و اغلب شامل توانایی فنی، تجربه، چرخش و استقلال حسابرس است.
توانایی حسابرس
در ادبیات حسابرسی، به توانایی حسابرس اغلب از ابعاد مختلفی شامل توانایی در برنامهریزی مناسب، توانایی در اجرای روشهای رسیدگی و کشف اشتباهات موجود در صورتهای مالی و توانایی در اعمال مقاومت در برابر خواستههای فرصتطلبانۀ صاحبکار، توجه شده است. دو مورد اول مربوط به مهارت و تخصص کارکنان مؤسسۀ حسابرسی و مورد سوم مربوط به استقلال حسابرس است. دیآنجلو ]8[ تواناییهای فوق را کیفیت حسابرسی مینامد و بیان میکند کیفیت خدمات مؤسسات حسابرسی بزرگ نسبت به مؤسسات کوچک، بیشتر است و درنتیجه احتمال شکایت علیه این مؤسسات در مقایسه با مؤسسات کوچک، کمتر خواهد بود. دی آنجلو توانایی نوع سوم را استقلال حسابرس[19] مینامد و بیان میکند صاحبکار میتواند از طریق تغییر حسابرس، هزینههای هنگفتی را با عنوان شبهحقالزحمۀ بر حسابرس تحمیل کند. وی معتقد است که صاحبکار میتواند از طریق تهدید حسابرس به تغییر، بر تصمیمگیریهای وی در خصوص گزارش اشتباهات کشفشده، تأثیر بگذارد. از اینرو انتظار میرود با کاهش میزان استقلال حسابرس، احتمال شکایت علیه وی افزایش یابد.
حسابرسی نخستین
یکی دیگر از عواملی که بر ریسک دادخواهی حسابرس تأثیر میگذارد، عامل حسابرسی نخستین[20] است. در حسابرسی نخستین بهدلیل آشنایی ناکافی حسابرس با صاحبکار و عملیات آن، احتمال عدم کشف اشتباهات موجود در صورتهای مالی افزایش و درنتیجه ریسک دادخواهی حسابرس افزایش مییابد. استیپیر و اندرسون ]21[ در بررسی 129 مورد شکایت علیه حسابرسان آمریکایی، متوجه شدند همۀ این شکایتها مربوط به حسابرسی نخستین است.
عوامل مرتبط با انتظارات شاکیان از میزان خسارتهای احتمالی
طبق قوانین مربوطه، شخص زمانی میتواند علیه حسابرس شکایت کند که بتواند اثبات کند بر اثر اتکا به گزارش نادرست حسابرس، متحمل زیان شده است. شرایطی وجود دارد که فرصت چنین اثباتی را برای شاکی فراهم میآورد و باعث تحریک وی به شکایت علیه حسابرس میشود. برخی از شرایط به این شرح است:
ریسک بازده سهام شرکت
آندسته از شرکتهایی که ریسک بازده سهام آنها بیشتر است، فرصت بیشتری را به شاکیان بهمنظور بازیافتکردن زیان خود از طریق نسبتدادن آن به گزارش نادرست حسابرس، فراهم میآورد. استیس معتقد است با افزایش ریسک بازده سهام، تعداد سهامدارن زیاندیده و احتمال تحمیل زیان بر آنها، افزایش مییابد و این امر باعث افزایش ریسک دادخواهی حسابرسان خواهد شد ]20[.
پایینبودن عملکرد و قدرت نقدینگی سهام شرکت
عملکرد ضعیف سهام میتواند منجر به تحریک اشخاص به شکایت علیه حسابرسان گردد. طبق گزارش مرکز کیفیت حسابرسی (2008)، در سالهای اخیر تأثیر گزارش حسابرسی بر قیمت سهام شرکت و درنتیجه بر جذب سرمایهگذاران بسیار افزایش یافته است و این امر باعث شده تا موضوع مسئولیت بالقوۀ حسابرسان در قبال تنزل میزان جذب سرمایهگذاران به یک دغدغه اساسی تبدیل شود ]5[. لایز و واتس ]13[ به این نتیجه رسیدند در شرکتهایی که عملکرد سهام آنها پایین است، قدرت نقدینگی سهام آنها کاهش و درنتیجه احتمال شکایت علیه حسابرسان بهطور قابل ملاحظهای افزایش مییابد.
گردش سهام شرکت
برخی از پژوهشگران مانند الکساندر، استیس، لایز و واتس، جونز و وینگرام در پژوهشهای خود به این نتیجه رسیدند که میزان گردش سهام شرکت با ریسک دادخواهی حسابرس رابطۀ مستقیم دارد. به اینصورت که با افزایش گردش سهام شرکت، اشخاص بیشتری درگیر معاملۀ سهام شرکت خواهند شد؛ بنابراین در این حالت اگر گزارش حسابرس نادرست باشد، آنگاه تعداد زیاندیدگان بالقوه بیشتر است و احتمال شکایت علیه حسابرس افزایش مییابد ]19[.
ساختار مالکیت شرکت (متمرکز- پراکنده)
ساختار مالکیت شرکتها، متمرکز[21] یا پراکنده[22] است. هرچه تعداد سهامداران کمتر باشد، مالکیت متمرکزتر خواهد بود. تعاریف متعددی در اینباره وجود دارد. پرووز مجموع سهام پنج سهامدار بزرگ را بهعنوان تمرکز مالکیت در نظر میگیرد ]4[. طبق گزارش مرکز کیفیت حسابرسی (2008)، شرکتهای بیمه به پراکندهبودن مالکیت صاحبکاران حسابرس توجه میکنند و هنگام برآورد میزان ریسک دادخواهی حسابرسان، آن را بهعنوان یکی از عوامل مهم در نظر میگیرند. بادرتسچر و همکاران ]5[ در بررسی تأثیر ریسک دادخواهی بر حقالزحمۀ حسابرسی به این نتیجه رسیدند که حقالزحمۀ حسابرسی شرکتهایی که از مالکیت پراکنده برخوردار هستند، نسبت به شرکتهایی که مالکیت متمرکز دارند، 17 درصد بیشتر است.
اندازۀ شرکت صاحبکار
تصمیم به شکایت علیه حسابرس تابع اندازه و میزان خسارتی است که شاکی انتظار دریافت آن را دارد. از طرفی انتظار شاکی از میزان خسارت، به میزان زیان تحمیلی بر وی بستگی دارد. کیلوگ ]12[ به این نتیجه رسیده است که بین زیان تحمیلی بر شاکیان و اندازۀ شرکت صاحبکار رابطۀ معناداری وجود دارد. وی معتقد است، در شرکتهای بزرگ، میزان زیانی که بر اثر اتکا بر گزارش نادرست حسابرسی، به اشخاص تحمیل میشود، بیشتر بوده و درنتیجه تمایل اشخاص زیاندیده به شکایت علیه حسابرسان بالاتر خواهد بود.
نوع صنعت
استیس]20[ در بررسی عوامل مؤثر بر ریسک دادخواهی حسابرسان، هرچند از عامل نوع صنعت استفاده نکرد، اما بیان میکند توجه به نوع صنعت در این پژوهشها اهمیت زیادی دارد. بنابراین شو ]19[ در پژوهش خود اثر نوع صنعت را بهعنوان یکی از عوامل مؤثر بر ریسک دادخواهی حسابرسان آزمون کرد و به این نتیجه رسید در شرکتهایی که عضو صنایع با فناوری بالا[23] هستند، ریسک دادخواهی حسابرسان نسبت به دیگر شرکتها بیشتر است. شو چنین تفسیر میکند که با پیچیدهترشدن فناوری شرکت صاحبکار، عملیات حسابرسی آن پیچیدهتر میشود و در نهایت احتمال شکست حسابرسی افزایش مییابد.
نظام حقوقی
پژوهشهای اخیر به این نتیجه رسیدهاند عامل دیگری که میتواند بر ریسک دادخواهی حسابرسان اثر بگذارد، عامل نظام حقوقی[24] است. در یک کشور، نظام حقوقی مرتبط با ریسک دادخواهی حسابرسان عبارت است از مجموعه قوانین و مقرراتی که حدود مسئولیتها و تعهدات حسابرسان را در مقابل مدیریت، سهامداران و دیگر ذینفعان مشخص و پیامدهای نقض این مسئولیتها را تعیین میکند ]17[. میزان سختگیری نظام حقوقی از کشوری به کشور دیگر متفاوت است، مثلاً میزان سختگیری این نظام در کشور آلمان از سال 1931میلادی به بعد بسیار کم شده است و حسابرسان آلمانی راههای قانونی زیادی برای گریز از مسئولیتهای خود دارند ]9[. با افزایش میزان سختگیری این نظام حقوقی، ریسک دادخواهی حسابرسان افزایش مییابد. نظام حقوقی در آمریکا سختگیرتر از نظام حقوقی در انگلستان است. در آمریکا قوانین و مقررات، بیشتر در جهت حمایت از سرمایهگذاران عمل میکنند، بنابراین ریسک دادخواهی حسابرسان بالاست]17[.
چویی و همکاران[25] (2009) پژوهشی را درمورد چهارده کشور انجام دادهاند. نتیجۀ این پژوهش نشان میدهد حسابرسان از صاحبکارانی که درصدد ورود به بازار کشور دیگر هستند، در مقایسه با دیگر صاحبکاران، حقالزحمۀ بیشتری گرفتهاند. یافتههای آنها نشان میدهد بخش اضافی حقالزحمه، بهدلیل بالابودن حجم عملیات حسابرسی نیست، بلکه بابت صرف ریسک دادخواهی میباشد. همچنین این بخش اضافی متناسب با میزان سختگیری نظام حقوقی کشورها از کشوری به کشور دیگر تغییر میکند ]5[.
ونکاتارامان و همکاران (2008) رابطه بین ریسک دادخواهی، کیفیت حسابرسی و حقالزحمۀ حسابرسی را بر اساس دادههای 142 شرکت که اقدام به عرضۀ اولیۀ سهام کرده بودند، بررسی نمودند. نتیجۀ این مطالعه نشان داد حقالزحمۀ حسابرسان در سالهای قبل از سال عرضۀ اولیه سهام نسبت به سال عرضۀ اولیۀ سهام، بیشتر بوده است. این پژوهشگران چنین توضیح میدهند که چون قبل از عرضۀ اولیۀ سهام، شرکتها با محدودیتهای قانونی زیادی روبهرو هستند، بنابراین در دورۀ قبل از عرضۀ اولیه، ریسک دادخواهی مرتبط با این صاحبکاران بیشتر است و درنتیجه حسابرسان بهدلیل پذیرش این ریسک اضافی، حقالزحمۀ بالاتری را طلب میکنند ]22[.
بررسی کلی پیشینۀ پژوهشها نشان میدهد، نتایج پژوهشهای اولیه در اکثر کشورها به غیر از آمریکا، بیانگر این است که بین حقالزحمۀ حسابرسی و ریسک دادخواهی ارتباط معناداری وجود ندارد. بهعبارت دیگر این نتایج مقطعی[26] (محدود به دهۀ 1990) نشان میدهند در اکثر کشورها حقالزحمۀ حسابرسی بیشتر بر اساس میزان حجم عملیات رسیدگی تعدیل میشود، نه بر اساس صرف ریسک دادخواهی. برای مثال، نتایج پژوهشهای انجامشده در کشورهای استرالیا، انگلیس، کانادا، هنگکنگ، نیوزلند و نوروژ بیانگر ارتباط ضعیف یا نبودِ ارتباط است ]17[. این در حالی است که نتایج پژوهشهای تجربی در آمریکا نشان میدهد، بین حقالزحمۀ حسابرسی و عوامل ریسک دادخواهی ارتباط معنادار وجود دارد ]5[. لازم به توضیح است، در ایران تاکنون هیچگونه پژوهشی در زمینۀ موضوع ریسک دادخواهی و تأثیر عوامل آن بر حقالزحمۀ حسابرسی انجام نگرفته است.
فرضیههای پژوهش
در پژوهش حاضر مطابق پالمروس ]14[ و استیس ]20[، عوامل مؤثر بر ریسک دادخواهی حسابرسان به سهدسته، شامل عوامل مرتبط با ویژگیهای صاحبکار، عوامل مرتبط با ویژگیهای حسابرس و عوامل مرتبط با انتظارات شاکیان از میزان خسارت احتمالی، تقسیم میشود و بر این اساس، بهمنظور آزمون تأثیر این عوامل بر حقالزحمۀ حسابرسی، سهدسته فرضیه به این شرح ارائه میگردد:
1) آن دسته از ویژگیهای صاحبکار که بر ریسک دادخواهی حسابرسان تأثیر دارند، بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارند.
1-1) اثربخشی سیستم کنترل داخلی صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
1-2) کیفیت اقلام تعهدی صورتهای مالی صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
1-3) امتیاز افشای اطلاعات صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
2) آندسته از ویژگیهای حسابرس مستقل که بر ریسک دادخواهی حسابرسان تأثیر دارند، بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارند.
2-1) توانایی فنی حسابرس (مهارت) بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
2-2) استقلال حسابرس بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
2-3) حسابرسی نخستین بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
3) انتظارات شاکیان از میزان خسارت احتمالی بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
3-1) ریسک بازده سهام شرکت صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
3-2) عملکرد سهام شرکت صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
3-3) میزان گردش سهام شرکت صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
3-4) میزان تمرکز مالکیت شرکت صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
3-5) نوع صنعت شرکت صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معناداری دارد.
روش پژوهش
در پژوهش حاضر ابتدا از طریق مطالعۀ نتایج و یافتههای پژوهشهای قبلی، عوامل تأثیرگذار بر ریسک دادخواهی حسابرسان شناسایی و سپس تأثیر این عوامل بر روی حقالزحمۀ حسابرسی مستقل آزمون میشود. از اینرو پژوهش حاضر نوعی پژوهش توصیفی است و بهدنبال به دست آوردن اطلاعاتی در خصوص ریسک دادخواهی حسابرسان است که با نگرشی عینی، به جمعآوری و تحلیل دادههای کمّی میپردازد.
تعریف و نحوۀ اندازهگیری متغیرهای پژوهش
متغیرهای مورد استفاده در این پژوهش در نگارۀ (1) ارائه شده است:
نگارۀ 1. متغیرهای پژوهش
|
عنوان متغیر |
نماد متغیر |
نوع متغیر |
|
حقالزحمۀ حسابرسی مستقل |
Audit Fees |
متغیر وابسته |
|
اثربخشی سیستم کنترل داخلی صاحبکار بر اساس تعداد بندهای گزارش حسابرس مستقل |
paragraph |
متغیر مستقل |
|
کیفیت اقلام تعهدی |
Accruals |
متغیر مستقل |
|
امتیاز افشای اطلاعات شرکت صاحبکار |
DScore |
متغیر مستقل |
|
توانایی فنی حسابرس مستقل |
RA |
متغیر مستقل |
|
نسبت استقلال حسابرس مستقل |
RI |
متغیر مستقل |
|
حسابرسی نخستین |
IA |
متغیر مستقل |
|
ریسک بازده سهام |
B |
متغیر مستقل |
|
عملکرد سهام شرکت صاحبکار |
R |
متغیر مستقل |
|
میزان گردش سهام شرکت صاحبکار |
NOFT |
متغیر مستقل |
|
تمرکز مالکیت شرکت صاحبکار |
Own |
متغیر مستقل |
|
نوع صنعت شرکت صاحبکار |
Ind |
متغیر مستقل |
|
تعداد واحدهای فرعی شرکت صاحبکار |
Sub |
متغیر کنترلی |
|
تعداد نیروی انسانی شرکت صاحبکار |
Per |
متغیر کنترلی |
|
اندازۀ شرکت صاحبکار |
Size |
متغیر کنترلی |
حقالزحمۀ حسابرسی مستقل (Audit Fee): متغیر وابسته در پژوهش حاضر، حقالزحمۀ حسابرسی مالی است. این متغیر بر اساس لگاریتم طبیعی حقالزحمۀ حسابرسی، اندازهگیری میشود.
اثربخشی (میزان ضعف) سیستم کنترل داخلی صاحبکار (Paragraph):در پژوهش حاضر پژوهشگر با اتکا بر مطالعۀ بادرتسچر و همکاران (2012) برای اندازهگیری اثربخشی سیستم کنترل داخلی از متغیر تعداد بندهای گزارش حسابرسی مستقل استفاده کرد. از آنجا که حسابرسان اغلب موارد ضعف و ایرادهای اساسی را در گزارش حسابرسی درج میکنند، بنابراین در روش حاضر تصور بر این است که هر اندازه تعداد بندهای گزارش حسابرسی یک صاحبکار بیشتر باشد، به همان اندازه میزان ضعف سیستم کنترل داخلی آن صاحبکار بیشتر خواهد بود.
کیفیت اقلام تعهدی صورتهای مالی صاحبکار (Accruals): در ادبیات حسابداری برای اندازهگیری کیفیت اقلام تعهدی، مدلهای مختلفی از قبیل مدل جونز، مدل تعدیلشدۀ جونز، مدل کازنیک، مدل عملکرد و مدل دیچو و دچو ارائه شده است. در پژوهش حاضر از بین این مدلها، مدل دیچو و دچو انتخاب گردیده است. دلیل انتخاب مدل دیچو و دچو این است که طبق پژوهش رحمانی و بشیریمنش ]2[ در بازار اوراق بهادار تهران از بین مدلهای فوق، قدرت نیکویی برازش مدل دیچو و دچو بیشتر از بقیه است. این مدل به شرح رابطۀ (1) است.
رابطۀ (1)
Acruals: جمع کل اقلام تعهدی، CFO: جریانات نقدی حاصل از عملیات، : تغییرات فروش شرکت، : دارایی ثابت مشهود. : مقدار باقیمانده.
امتیاز افشای اطلاعات صاحبکار (DScore):در پژوهش حاضر معیار دیگری که برای سنجش کیفیت گزارشگری مالی شرکتها استفاده شده است، معیار امتیاز افشای[27] اطلاعات است. مقدار این متغیر بر اساس امتیاز نهایی شرکت صاحبکار در کیفیت افشای اطلاعات تعیین میشود که دادههای آن برای تمام شرکتهای بورسی در سایت کدال موجود است.
توانایی فنی حسابرس (RA): در پژوهش حاضر از رتبۀ کنترل کیفی مؤسسات حسابرسی بهعنوان نمایندۀ توانایی فنی حسابرس استفاده میشود که اندازهگیری آن به کمک متغیر مجازی صورت میگیرد. مقدار این متغیر مجازی برای شرکتهایی که حسابرس آنها، سازمان حسابرسی یا مؤسساتی که از نظر رتبهبندی جامعۀ حسابداران رسمی دارای رتبۀ الف باشد، برابر 1 و در غیر این صورت صفر در نظر گرفته میشود.
استقلال حسابرس (RI):در این پژوهش مطابق رودریگز و همکاران ]16[ برای اندازهگیری متغیر استقلال حسابرس از رابطۀ (2) استفاده میشود.
رابطۀ (2)
[28] RI: نسبت استقلال حسابرس، HC: حقالزحمۀ حسابرسی در سال مورد نظر، I: کل درآمد مؤسسۀ حسابرسی در سال مورد نظر.
در این مدل فرض بر این است، هر اندازه میزان دریافتیهای حسابرس از محل یک صاحبکار کمتر باشد، آنگاه حسابرس توانایی بیشتری برای مقاومت در برابر رفتارهای فرصتطلبانۀ صاحبکار خواهد داشت.
حسابرسی نخستین (IA): در این پژوهش از یک متغیر مجازی برای اندازهگیری حسابرسی نخستین[29] استفاده میشود. به این صورت که مقدار متغیر مجازی برای سال شرکتی که در آن حسابرسی شرکت، حسابرسی نخستین باشد، عدد 1 و در غیر این صورت عدد صفر است.
ریسک بازده سهام شرکت صاحبکار (B): در پژوهش حاضر از ضریب بتای سهام شرکت بهعنوان نمایندۀ ریسک بازده سهام شرکت استفاده میشود.
عملکرد سهام شرکت صاحبکار (R): در پژوهش حاضر برای اندازهگیری عملکرد سهام از میانگین بازده سالانۀ سهام[30] استفاده میشود. بازده سالانۀ سهام بر اساس رابطۀ (3) بهدست میآید ]3[:
رابطۀ (3)
P: قیمت سهام، DPS: سود تقسیمی، C: مزایای سود سهمی، r: مزایای حق تقدم.
میزان گردش سهام شرکت صاحبکار (NOFT): برای اندازهگیری این متغیر از تعداد دفعات معاملات[31] سهام استفاده میشود.
میزان تمرکز مالکیت شرکت صاحبکار (Own):برای اندازهگیری این متغیر مطابق پروز از درصد مالکیت پنج سهامدار بزرگ شرکت استفاده میشود.
نوع صنعت شرکت صاحبکار (Ind):در پژوهش حاضر برای اعمال اثر صنایع با فناوری بالا، از یک متغیر مجازی استفاده میشود. مقدار این متغیر برای صنایع فلزات اساسی، خودرو و ساخت قطعات، ابزار پزشکی، اپتیکی و اندازهگیری، خدمات فنی و مهندسی، رایانه و فعالیتهای وابسته به آن، ساخت دستگاهها و وسایل ارتباطی، مخابرات، صنایع نفت، گاز و حفاری و فرآوردههای نفتی برابر یک و برای دیگر صنایع صفر است.
تعداد واحدهای فرعی (Sub): عبارت است از تعداد شرکتهای فرعی صاحبکار.
تعداد نیروی انسانی شرکت صاحبکار (Per): عبارت است از تعداد کارکنان شرکت صاحبکار.
اندازۀ شرکت صاحبکار (Size): عبارت است از لگاریتم جمع داراییهای شرکت صاحبکار.
جامعه و نمونۀ آماری پژوهش
جامعۀ آماری این پژوهش شامل کلیۀ شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است که از بین آنها با اعمال شرایط زیر، 100 شرکت بهعنوان نمونه انتخاب شد و دادههای آنها برای دوره زمانی 1388 تا 1393 بررسی گردید:
1) دورۀ مالی شرکتها یک سال و منتهی به پایان اسفند ماه باشد.
2) شرکتها از نوع شرکتهای سرمایهگذاری و واسطهگری مالی نباشند.
3) دادههای مورد نیاز پژوهش مخصوصاً دادههای مربوط به حقالزحمۀ حسابرسی مالی و درآمد سالانۀ مؤسسات حسابرسی برای شرکتها در دسترس باشد.
برآورد مدل پژوهش
در پژوهش حاضر، بهمنظور بررسی تأثیر عوامل ریسک دادخواهی حسابرسان بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل از رابطۀ (4) استفاده شده است.
رابطۀ(4)
در این پژوهش برای آزمون فرضیهها، دادههای جمعآوریشده در قالب تابلویی از طریق نرمافزارهای Eviews و Stata به روش تحلیل رگرسیون خطی تجزیه و تحلیل شد و از آزمونهای اف- لیمر، هاسمن، همخطی، مانایی، معناداری ضرایب مدل (t)، معناداری کل مدل (F) و آزمونهای فروض کلاسیک رگرسیون استفاده گردید.
یافتههای پژوهش
انتخاب الگو برای برآورد مدل پژوهش
در پژوهش حاضر برای انتخاب الگوی مناسب برای تخمین مدل از آزمونهای اف- لیمر و هاسمن استفاده شده است. نتایج این آزمونها در نگارۀ (2) ارائه شده است.
نگارۀ 2. نتایج آزمونهای اف - لیمر و هاسمن
|
نوع آزمون |
آماره آزمون |
مقدار آماره آزمون |
P-Value |
|
اف- لیمر |
F |
6/3 |
003/ |
|
هاسمن |
4/45 |
000/ |
منبع: یافتههای پژوهش
از آنجا که سطح معناداری آزمون اف- لیمر (003/) کمتر از 5 درصد است، بنابراین نتایج آزمون نشان میدهد، از بین دو الگوی تجمیعی[32] و الگوی ترکیبی[33]، الگوی ترکیبی برای تخمین دادههای پژوهش مناسبتر است. از طرفی سطح معناداری آزمون هاسمن (000/) نیز کمتر از 5 درصد است، بنابراین نتایج این آزمون بیانگر آن است که از بین دو الگوی اثرات ثابت زمانی و اثرات تصادفی زمانی، الگوی اثرات ثابت زمانی مناسبتر میباشد.
آزمون همسانی واریانس خطاها
در پژوهش حاضر فرض همسانی واریانس خطاها از طریق آزمون نسبت راستنمایی[34] بررسی شد. طبق نتایج به دست آمده، سطح معناداری این آزمون 1 است. از آنجا که این سطح معناداری بیشتر از 5 درصد است، بنابراین میتوان گفت، واریانس مقادیر اخلال مدل همسان است و فرض یادشده مشکلی در استفاده از روش حداقل مربعات معمولی ایجاد نمیکند.
آزمون خودهمبستگی خطاها
در پژوهش حاضر برای آزمون این فرض از آزمون دوربین واتسون استفاده شده است. نتایج این آزمون در نگارۀ (3) ارائه شده است.
نگارۀ 3. نتایج آزمون دوربین واتسون
|
شرح |
مقدار آماره DW |
وضعیت |
|
روش OLS |
23/1 |
مشکل خودهمبستگی |
|
روش |
34/2 |
برطرف شدن مشکل خودهمبستگی |
منبع: یافتههای پژوهش
مقدار آماره DW در روش حداقل مربعات معمولی برابر با 23/1 است. از آنجا که این مقدار، خارج از بازه (5/2 و 5/1) است، بنابراین میتوان گفت، بین مقادیر خطاهای مدل پژوهش مشکل همبستگی وجود دارد. از اینرو برای تخمین مدل پژوهش نمیتوان از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) استفاده کرد، بلکه برای برطرفکردن این مشکل از روش حداقل مربعات تعمیمیافته با فرایند خودهمبستگی مرتبه اول (GLS -AR1)[35] استفاده میشود، با اجرای این روش، مقدار آماره دوربین واتسون از 23/1 به 34/2 رسید و در بازه (5/2 و 5/1) قرار میگیرد و بدین طریق مشکل خودهمبستگی خطاهای مدل برطرف میگردد.
آزمون مانایی
در پژوهش حاضر از روش فلیپس- پرون (PP)[36] برای آزمون مانایی دادهها استفاده شده است. مقدار آماره آزمون و سطح معناداری آن درمورد سری زمانی دادههای متغیر وابسته مدل، بهترتیب 34/82 و 29/ است. این نتایج نشان میدهد، دادههای حداقل یکی از متغیرهای پژوهش (متغیر حقالزحمۀ حسابرس مستقل) نامانای I(1)[37] است. همچنین مقدار آماره آزمون و سطح معناداری آزمون فلیپس - پرون در مورد سری زمانی مقادیر اخلال مدل به ترتیب 78/271 و 0005/ است. طبق این نتیجه، سری زمانی دادههای مقادیر اخلال مدل ماناست. بنابراین از آنجا که سری زمانی مربوط به توزیع مقادیر اخلال مدل ماناست، میتوان گفت که نامانایی دادههای متغیرهای مدل قابل اغماض است و نمیتواند منجر به کاذبشدن رگرسیون گردد.
آزمون همخطی
در پژوهش حاضر از روش عامل تورم واریانس[38] برای بررسی مشکل همخطی متغیرهای توضیحی استفاده شده است. نتایج آزمون نشان میدهد، مقدار آماره VIF برای هر یک از متغیرها کمتر از 5 است. بنابراین متغیرهای توضیحی موجود در مدل پژوهش، مشکل همخطی ندارند.
آزمون نرمالبودن مقادیر اخلال مدل
در پژوهش حاضر از آزمون جارکیو - برا بهمنظور بررسی نرمالبودن دادهها استفاده شده است. طبق نتایج این آزمون، احتمال معناداری محاسبهشده برای آماره JB، صفر است. از آنجا که این احتمال کمتر از 5 درصد است، بنابراین فرض نرمالبودن دادهها برقرار نیست. همچنین مقدار کشیدگی توزیع 43/5 است که با کشیدگی توزیع نرمال (کشیدگی توزیع نرمال برابر 3 است) اختلاف فاحشی دارد. از اینرو میتوان گفت که مشکل غیرنرمال بودن دادههای پژوهش حاد است و باید برطرف گردد. در خصوص برطرفکردن مشکل غیرنرمال بودن دادههای پژوهش، برخی پژوهشگران معتقدند زمانیکه اندازۀ نمونه بهمیزان کافی بزرگ (بیشتر از 30 مشاهده) و سایر فروض کلاسیک نیز برقرار باشد، آنگاه انحراف از فرض نرمالبودن، بیاهمیت و پیامد آن ناچیز خواهد بود. در چنین شرایطی، با توجه به قضیۀ حد مرکزی در مییابیم، حتی اگر باقیماندهها نرمال نباشد، آمارههای آزمون بهطور مجانبی از توزیعهای مناسب پیروی میکنند، بهگونهای که بدون تورش هستند و از کارایی برخوردارند ]1[. در پژوهش حاضر به این جمله بسنده نشد و از روشهای مختلفی مانند استفاده از متغیر مجازی برای خنثیکردن اثر دادههای پرت[39]، روش حذف یا جایگزینی دادههای پرت[40] و روش تبدیل دادهها، برای نرمالکردن دادههای پژوهش استفاده گردید، اما هیچیک از این روشها منجر به ایجاد توزیع نرمال برای مقادیر باقیماندۀ مدل نشد؛ از اینرو برای رفع مشکل نرمالنبودن دادهها، از روش رگرسیون مستحکم[41] استفاده گردید. لازم به توضیح است، روش رگرسیون مستحکم یکی از روشهای تحلیل رگرسیون است که برای برطرفکردن مشکلات ناشی از برخی محدودیتهای روشهای پارامتریک و ناپارامتریک طراحی شده است. برخی از روشهای تجزیه و تحلیل رگرسیون از قبیل روش حداقل مربعات معمولی (OLS) دارای یکسری محدودیتهای اساسی هستند؛ برای مثال نتایج روش حداقل مربعات معمولی زمانی قابل اتکاست که هر یک از پنج فرض کلاسیک برقرار باشد. در صورت عدم برقراری حداقل یکی از این مفروضات زیربنایی، امکان دارد نتایج این روش دچار تورش گردد. بنابراین گفته میشود استحکام روش حداقل مربعات معمولی منوط به برقراری مفروضات کلاسیک آن است. این در حالی است که نتایج روش رگرسیون مستحکم از طریق فرایند ایجاد دادههای اساسی1، تحت تأثیر عدمبرقراری فروض کلاسیک رگرسیون قرار نمیگیرد. طبق راهنمای نرمافزار ایویوز، استفاده از این روش بخصوص برای حالتی که در آن بهدلیل وجود دادههای پرت، فرض نرمال بودن مقادیر اخلال مدل نقض میشود، بهشدت توصیه شده است. از اینرو در پژوهش حاضر علاوه بر روشهای حداقل مربعات معمولی (OLS) و حداقل مربعات تعمیمیافته (GLS)، مدل پژوهش به روش رگرسیون مستحکم نیز برآورد شده است.
برآورد مدل پژوهش
نتایج برآورد مدل پژوهش که بر اساس روشهای حداقل مربعات خطی معمولی (OLS)، مربعات خطی تعمیمیافته (GLS) و روش رگرسیون مستحکم (Robust) انجام شده، در نگارۀ (4) ارائه شده است.
نگارۀ 4. نتایج تخمین مدل پژوهش به سه روش OLS، GLS-AR(1)، Robust
|
متغیر |
نماد |
روش OLS |
روش GLS-AR(1) |
روش Robust |
||||||||||
|
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
ضریب |
آماره z |
سطح معناداری |
قبول/ رد فرضیه |
|||||
|
عرض از مبدأ |
α |
92/1 |
89/7 |
صفر |
08/3 |
49/30 |
صفر |
89/1 |
78/8 |
صفر |
--- |
|||
|
تعداد بندهای گزارش حسابرس |
paragraph |
0069/ |
47/1 |
14/ |
001/ |
47/3 |
0006/ |
01/ |
55/2 |
01/ |
قبول |
|||
|
کیفیت اقلام تعهدی |
Accruals |
078/0- |
99/1- |
04/ |
0031/ |
51/ |
60/ |
06/0- |
89/1- |
06/ |
رد |
|||
|
امتیاز افشا |
DScore |
87/6 |
0078/ |
99/ |
0001/ |
59/2 |
009/0 |
0006/ |
89/ |
37/ |
رد |
|||
|
نوع حسابرس |
RA |
074/ |
67/1 |
09/ |
002/ |
11/1 |
26/ |
04/ |
05/1 |
29/ |
رد |
|||
|
نسبت استقلال |
RI |
87/0- |
40/6- |
صفر |
32/0- |
23/3- |
001/ |
75/0- |
19/6- |
صفر |
قبول |
|||
|
|
|
|||||||||||||
|
|
1 Underlying Data- Generating Process |
|
||||||||||||
|
ادامه نگارۀ 4. نتایج تخمین مدل پژوهش به سه روش OLS، GLS-AR(1)، Robust |
||||||||||||||
|
متغیر |
نماد |
روش OLS |
روش GLS-AR(1) |
روش Robust |
||||||||||
|
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
ضریب |
آماره z |
سطح معناداری |
قبول/ رد فرضیه |
|||||
|
حسابرسی نخستین |
IA |
08/0- |
22/2- |
02/ |
003/0- |
63/1- |
10/ |
06/0- |
82/1- |
07/ |
رد |
|||
|
بتا |
B |
002/0- |
89/0- |
37/ |
002/0- |
18/3- |
001/ |
001/0- |
69/0- |
48/ |
رد |
|||
|
عملکرد سهام |
R |
0001/0- |
96/0- |
33/ |
52/8 |
13/1 |
25/ |
0001/0- |
37/1- |
16/ |
رد |
|||
|
گردش سهام |
NOFT |
46/5- |
04/1- |
29/ |
48/1- |
97/- |
33/ |
21/1- |
26/0- |
79/ |
رد |
|||
|
تمرکز مالکیت |
Own |
003/ |
06/4 |
0001/ |
39/4- |
40/- |
68/ |
0035/ |
63/4 |
صفر |
قبول |
|||
|
نوع صنعت |
Ind |
03/ |
92/ |
35/ |
008/ |
97/ |
32/ |
03/ |
93/ |
35/ |
رد |
|||
|
تعداد واحد فرعی |
Sub |
013/ |
75/3 |
0002/ |
001/ |
59/1 |
11/ |
013/ |
3/4 |
صفر |
قبول |
|||
|
تعداد پرسنل |
Per |
08/3- |
4- |
0001/ |
07/1- |
12/1- |
26/ |
09/4- |
39/5- |
صفر |
قبول |
|||
|
اندازه |
Size |
24/ |
005/8 |
صفر |
03/ |
53/2 |
01/ |
22/ |
03/8 |
صفر |
قبول |
|||
|
AR(1) |
|
---- |
---- |
|
58/ |
55/7 |
صفر |
---- |
---- |
---- |
---- |
|||
|
27/ |
48/ |
17/ |
||||||||||||
|
---------- |
---------- |
30/ |
||||||||||||
|
RSS |
94/84 |
24/ |
---------- |
|||||||||||
|
آماره F (معناداری) |
88/12 (00/0) |
68/29 (00/0) |
---------- |
|||||||||||
|
آماره Rn-sqared |
---------- |
---------- |
55/233 (000/0) |
|||||||||||
|
آماره دوربین واتسون |
23/1 |
34/2 |
---------- |
|||||||||||
منبع: یافتههای پژوهش
با عنایت به عدم برقراری فرض خودهمبستگی مقادیر خطاهای مدل، نتایج روش حداقل مربعات تعمیمیافته با فرایند خودهمبستگی مرتبه اول
(GLS -AR1) نسبت به نتایج روش حداقل مربعات معمولی (OLS) معتبرتر است. از طرف دیگر از آنجا که فرض نرمالبودن توزیع مقادیر باقیمانده مدل برقرار نیست، بنابراین نتایج روش رگرسیون مستحکم نسبت به نتایج دو روش قبلی معتبرتر خواهد بود. از اینرو در پژوهش حاضر برای تفسیر نتایج آزمون فرضیهها که براساس آزمون t انجام میشود، از نتایج روش رگرسیون مستحکم استفاده میشود. بنابراین در این پژوهش بهمنظور آزمون فرضیهها، مدل پژوهش با رویکرد دادههای ترکیبی برآورد شد و برای آزمون معنادار بودن کل مدل، ازآزمون Fاستفاده شد. احتمال معناداری محاسبهشده برای آمارههای F و Rn-sqared (00/0)، کمتر از 05/0 است. از اینرو نتایج به دست آمده، مؤید آن است که مدل پژوهش برای آزمون فرضیهها معنادار است. همچنین با توجه به ضریب تعیین تعدیلشده به دست آمده در روش رگرسیون مستحکم، میتوان بیان کرد که متغیرهای توضیحی پژوهش، فقط 17 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح میدهند.
تحلیل فرضیههای پژوهش براساس نتایج روش رگرسیون مستحکم
در این بخش از پژوهش، معناداری هریک از ضرایب مدل پژوهش بر اساس نتایج روش رگرسیون مستحکم بررسی و تحلیل میشود.
الف) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر تعداد بندهای گزارش حسابرسی، 01/0 است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (00/0)، کمتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (1-1) در سطح خطای 05/0 پذیرفته میشود. از طرفی وجود ضریب مثبت نشان میدهد تعداد بندهای گزارش حسابرسی شرکت صاحبکار بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر معنادار و مثبت دارد.
ب) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر کیفیت اقلام تعهدی، 06/0- است. با توجه به اینکه احتمال معناداری این ضریب (06/0)، بزرگتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (1-2) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، کیفیت اقلام تعهدی صورتهای مالی شرکت صاحبکار، تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی مستقل ندارد.
ج) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر امتیاز افشای شرکت، 0006/0 است. با توجه به اینکه احتمال معناداری این ضریب (37/0)، بیشتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (1-3) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، امتیاز افشای شرکتها تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی مستقل ندارد.
ح) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر نوع حسابرس، 04/0 است. با توجه به اینکه احتمال معناداری این ضریب (29/0) بیشتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (2-1) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، نوع حسابرس مستقل (نوع بر اساس رتبههای الف، ب، ج و دال) تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی ندارد.
خ) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر نسبت استقلال حسابرس 75/0- است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (00/0) کمتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (2-2) در سطح خطای 05/0 پذیرفته میشود. از طرفی وجود ضریب منفی نشان میدهد نسبت استقلال حسابرس بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر منفی دارد.
د) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر حسابرسی نخستین 06/0- است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (07/0) بزرگتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (2-3) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، حسابرسی نخستین، تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی ندارد.
ر) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر ضریب بتای سهام شرکت 001/0- است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (48/0)، بزرگتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (3-1) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، میزان ضریب بتای سهام شرکتها، تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی مستقل ندارد.
ز) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر عملکرد سهام شرکت، 0001/0- است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (16/0)، بزرگتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (3-2) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، میزان عملکرد سهام شرکتها، تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی مستقل ندارد.
س) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر میزان گردش سهام شرکت 2/1- است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (79/0) بزرگتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (3-3) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، میزان گردش سهام شرکتها، تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی مستقل ندارد.
ش) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر تمرکز مالکیت شرکت 003/0 است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (00/0)، کمتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (3-4) در سطح خطای 05/0 پذیرفته میشود. از طرفی وجود ضریب مثبت نشان میدهد، تمرکز مالکیت شرکتها، بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل تأثیر مثبت دارد.
ص) مقدار ضریب محاسبهشده برای نوع صنعت شرکت 03/ است. از آنجا که احتمال معناداری این ضریب (35/0)، بزرگتر از 05/0 است، بنابراین فرضیۀ (3-5) در سطح خطای 05/0 پذیرفته نمیشود. از اینرو طبق نتایج این پژوهش، نوع صنعت شرکتها، تأثیر معناداری بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی مستقل ندارد.
ض) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر تعداد واحدهای فرعی شرکت 01/0 است. با توجه به احتمال معناداری آن (00/0)، ضریب مورد نظر در سطح خطای 05/0 معنادار است و تأثیر مثبت بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی دارد.
ط) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر تعداد پرسنل شرکت، 09/4- است. با توجه به احتمال معناداری آن(00/0)، ضریب مورد نظر در سطح خطای 05/0 معنادار است و تأثیر منفی بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی دارد.
ظ) مقدار ضریب محاسبهشده برای متغیر اندازۀ شرکت 22/0 است. با توجه به احتمال معناداری آن (00/0)، ضریب مورد نظر در سطح خطای 05/0، معنادار است و تأثیر مثبت بر میزان حقالزحمۀ حسابرسی دارد.
نتیجهگیری
در پژوهش حاضر یازده عامل به عنوان عوامل مؤثر بر ریسک دادخواهی حسابرسان شناسایی شد و تأثیر آنها بر حقالزحمۀ حسابرسی مستقل بررسی گردید. نتایج نشان میدهد، در بازار اوراق بهادار تهران از بین یازده عامل ذکرشده، فقط سه عامل میزان اثربخشی سیستم کنترل داخلی، نسبت استقلال حسابرس و تمرکز مالکیت بر حقالزحمۀ حسابرسی تأثیر معناداری دارند که این تأثیر نیز ضعیف است. چنین نتیجهای میتواند بیانگر این موضوع باشد که در بازار اوراق بهادار تهران، حسابرسان مستقل به مسألۀ ریسک دادخواهی توجه چندانی نمیکنند و در این بازار حقالزحمۀ حسابرسی بیشتر بر اساس حجم عملیات رسیدگی تعدیل میشود و عامل ریسک دادخواهی در آن اعمال نمیگردد. این نتیجه با نتایج پژوهشهای انجامشده در کشورهای انگلیس، کانادا، هنگکنگ، نیوزلند و نوروژ مطابقت دارد، این درحالی است که نتایج پژوهشهای تجربی در آمریکا بیانگر آن است که بین حقالزحمۀ حسابرسی و عوامل ریسک دادخواهی ارتباط معنادار قوی وجود دارد ]5[. سیسارامان و همکاران ]17[ در خصوص اینکه چرا نتایج پژوهشهای اولیه در کشورهای گفتهشده بیانگر نبودنِ ارتباط بین ریسک دادخواهی و حقالزحمۀ است، علت موضوع را به نظام حقوقی این کشورها نسبت دادند و چنین بیان میکنند که در دورۀ مورد بررسی این مطالعات (دهۀ 1990)، نظام حقوقی کشورهای گفتهشده (نظام حقوقی مرتبط با میزان مسئولیت و ریسک دادخواهی حسابرسان)، یک نظام سختگیرانه نبوده است. بنابراین احتمال شکایت علیه حسابرسان کمتر بوده است و در نهایت حسابرسان هنگام تعیین حقالزحمه، بیشتر به حجم عملیات رسیدگی توجه میکردند و توجه چندانی به ریسک دادخواهی نمیکردند. این در حالی است که نظام حقوقی در آمریکا بسیار سختگیرانه است. اما در خصوص توجیه توجهنکردن حسابرسان ایرانی به مسألۀ ریسک دادخواهی، میتوان به سه دلیل اشاره کرد:
الف- به نظر میرسد در ایران نیز نظام حقوقی در خصوص مسئولیت حسابرسان، یک نظام سختگیرانه نیست، بنابراین احتمال شکایت علیه حسابرسان کمتر است و در نهایت حسابرسان هنگام تعیین حقالزحمه، اغلب به حجم عملیات رسیدگی توجه میکنند و توجه چندانی به ریسک دادخواهی نمینمایند. لازم به ذکر است که در ایران مسائل حقوقی مرتبط با شکایت ذینفعان علیه حسابرسان، ابهامات و خلأهای قانونی زیادی دارد.
ب- در بازار سرمایۀ ایران نسبت به بازار سرمایۀ آمریکا، میزان مشارکت اشخاص به مراتب کمتر است و بنابراین زیانهایی که بر اثر اتکا بر گزارش نادرست حسابرسی به اشخاص تحمیل میشود، کمتر است؛ از اینرو در خیلی از موارد، شکایت علیه حسابرسان برای زیاندیدگان به صرفه نیست و بدین ترتیب آنها تمایل چندانی به اقامۀ دعوی نخواهند داشت و این امر ریسک دادخواهی حسابرسان را کاهش میدهد.
ج- آنطور که سرمایهگذاران و مشارکتکنندگان بازار آمریکا بر گزارشهای حسابرسی اتکا کردهاند و از آن استفاده میکنند، در بازار اوراق بهادار تهران اینگونه نیست، بنابراین همواره در این بازار تعداد زیاندیدگان کمتر و میزان اقامۀ دعوی علیه حسابرسان نیز کمتر است.
محدودیت پژوهش
پژوهش حاضر با استفاده از دادههای 100 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران انجام شده است و در برگیرندۀ همۀ شرکتها و صنایع موجود در بورس نیست. بنابراین هنگام تعمیم نتایج حاصل از این پژوهش، باید این مسأله مدنظر قرار گیرد.
پیشنهاد برای پژوهشهای آتی
به موضوع شکایت علیه حسابرسان و ریسک دادخواهی حسابرسی در ایران، چندان توجه نشده است و خلأهای حقوقی زیادی در این زمینه وجود دارد. از اینرو پیشنهاد میشود، پژوهشهای آتی به مسائل حقوقی ریسک دادخواهی حسابرسان و تأثیر این ریسک بر سایر متغیرهای مالی توجه بیشتری داشته باشند.
[1] Big Six
[2] Center for Audit Quality(CAQ)
[3] Institute of Chartered Accountants in England and Wales (ICAEW)
[4] Quasi Rents
[5] Professional liability Insurance Rates
[6] to leave the profession
[7] Litigation Risk
[8] Auditor’s cost function
[9] Audit Effort Cost
[10] Price Premium or Risk Premium
[11] E(P): احتمال اینکه حسابرس بر اثر شکایت متحمل پرداخت خسارت شود. E(d) : ارزش فعلی خسارتهای احتمالی حاصل از حسابرسی.
[12] Client Characteristics
[13] Auditor Characteristics
[14] Expected Benefits of Legal Action
[15] Effectiveness of the Client's Internal Control System
[16] Revenue/Receipt Cycle
[17] Expenditure/Disbursement Cycle.
[18] Liquidity Problems
[19] Auditor Independence
[20] Initial Audit
[21] Ownership concentration
[22] Ownership Dispersion
[23] High-Tech Industry
[24] Legal Regime or Legal Environment
[25] Choi et al
[26] Cross Sectional
[27] Disclosure Score
[28] Rate Of Independence
[29] Initial Audit
[30] Rate of Return Average
[31] Number of Transaction
[32] Pooled Data Model
[33] Fixed Effects -Panel Data Model
[34] Likelihood -Ratio Test
[35] GLS Regression With Autoregressive 1 lag
[36] Philips-Prone
[37] نوعی از نامانایی که با تفاضلگیری مرتبه اول برطرف میگردد.
[38] Variance Inflation Factor
[39] Dummy Variable Method
[40] Trim &Winsorise Method
[41] Robust Regression
)
