Document Type : Original Article
Authors
1 Master of Accounting, East Azarbaijan Sciences and Research Branch, Islamic Azad University, Tabriz, Iran
2 Associate Professor of Accounting, Tabriz Branch, Islamic Azad University, Tabriz, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
مطابق مفاهیم نظری گزارشگری مالی، محصول نهایی یک سیستم حسابداری، گزارشگری مالی است. صورتهای مالی نیز بخش اصلی فرایند گزارشگری مالی را تشکیل میدهد. هدف صورتهای مالی ارائۀ اطلاعاتی مفید و سودمند برای طیفی گسترده از استفادهکنندگان درون و برونسازمانی بهمنظور اتخاذ تصمیمهای اقتصادی عاقلانه است ]11[. این اطلاعات زمانی در تصمیمگیریها مفید خواهد بود که کیفیت مناسب داشته باشد. از دیدگاه جوناس و بلانچت ]34[ دو نگرش کلی در ارزیابی کیفیت گزارشگری مالی وجود دارد. دیدگاه اول بر نیاز استفادهکنندگان مبتنی است. طبق این دیدگاه کیفیت گزارشگری مالی به سودمندی اطلاعات مالی برای استفادهکنندگان این اطلاعات مربوط میشود. دیدگاه دوم بر حمایت از سرمایهگذار یا سهامدار متمرکز است. یک تفاوت اساسی میان این دو دیدگاه وجود دارد، دیدگاه نیاز استفادهکنندگان بهصورت عمده به فراهمکردن اطلاعات مربوط برای استفادهکنندگان بهمنظور تصمیمگیری مربوط میشود، در حالیکه هدف دیدگاه دوم، حمایت از سرمایهگذار و اطمینان از اطلاعات تهیهشدۀ کافی، شفاف و قابل قبول برای نیاز سرمایهگذاران است.
در طرح مشترک چارچوب نظری هیئت استانداردهای حسابداری مالی و هیئت استانداردهای بینالمللی حسابداری، بر قابلیت مقایسۀ اطلاعات مالی سودمند تأکید شده است ]30[. از دیدگاه هیئت استانداردهای حسابداری مالی، قابلیت مقایسه در گزارشگری مالی، دلیل اصلی برای ایجاد استانداردهای حسابداری است. قابلیت مقایسه، ویژگی کیفی از اطلاعات است که به استفادهکنندگان در شناسایی و درک شباهتها و تفاوتها کمک میکند، هزینههای کسب و پردازش اطلاعات را کاهش و کمیت و کیفیت اطلاعات موجود در شرکتها را افزایش میدهد ]29[.
پژوهشهایی در زمینۀ عوامل مؤثر بر قابلیت مقایسه انجام شده است که بیشتر بر نقش استانداردهای حسابداری متمرکز شدهاند ]20[. استانداردهای حسابداری بهتنهایی خروجیهای سیستم گزارشگری مالی را تعیین نمیکنند، بلکه عوامل اقتصادی و محرکهای سازمانی نیز تعیینکننده هستند ]38،19[. از دیدگاه دیآنجلو ]27[ بهطور کلی توانایی عملکرد حسابرسی در افزایش کیفیت گزارشگری مالی به احتمال کشف موارد تحریف بااهمیت در صورتهای مالی و گزارش موارد تحریف وابسته است. فرانسیس و همکاران ]32[ معتقدند هر یک از 4 مؤسسۀ بزرگ حسابرسی، رویکردهای آزمون حسابرسی منحصر بهفردی برای بهکارگیری استانداردهای پذیرفتهشدۀ حسابرسی همراه با قواعد کاری خود برای تفسیر و استفاده از اصول پذیرفتهشدۀ حسابرسی دارند ]32،31[. رهنمای رودپشتی و همکاران ]8[ نشان دادند سبک حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی مؤثر است و برای دستیابی به قابلیت مقایسه، علاوه بر نیاز به وجود استانداردهای حسابداری یکنواخت، حسابرسان نیز نقش مهمی دارند.
عوامل زیادی بر توانایی حسابرسان تأثیرگذار است که در کشف ارائههای نادرست و مهم در صورتهای مالی مؤثر هستند. ناپ ]36،13[ در این ارتباط دو عامل را مطرح میکند؛ عامل اول، دانش و صلاحیت حسابرسان و عامل دوم، آگاهی در حوزۀ مورد حسابرسی یا شناخت صنعت صاحبکار است. حسابرسان متخصص به این دلیل که به سهم بالایی از شرکتهای یک صنعت رسیدگی میکنند، دارای تجاربی هستند که سایر حسابرسان آن را ندارند؛ بنابراین، توانایی آنها برای کشف تحریفها و اشتباههای مهم در اطلاعات افشاشدۀ صاحبکار، بیش از سایر حسابرسان است ]7[. کمبرلی ]35[ معتقد است تخصص حسابرس در یک صنعت تأثیر بااهمیتی بر کیفیت افشای صاحبکار میگذارد ]35[. در مقابل، طبق مطالعات بک و سولومون ]21[، نتیجۀ شناخت کمتر صاحبکار خاص در سالهای ابتدایی تصدی حسابرسی، احتمال کمتر کشف ارائههای نادرست مهم است. یافتههای تجربی نشان میدهد توانایی رسیدگی به بینظمیهای حسابداری تابعی از مدت تصدی حسابرس در سطح مؤسسۀ حسابرسی یا سطح حسابرس است و طی سالهای تصدی بیشتر، اقلام تعهدی اختیاری بهصورت معناداری پایینتر است ]25،23،13[.
از سوی دیگر، چرخۀ عمر شرکتها نیز جزء عوامل مهم در بررسی وضعیت شرکتها قلمداد میشود و بهعبارتی، طبق نظریۀ چرخۀ عمر، ویژگیهای اقتصادی و مالی یک شرکت از مرحلهای از چرخۀ عمر تأثیر میگیرد که در آن واقع شده است. نتایج پژوهشهای پیشین بیانگر این است که واکنش بازارهای سرمایه به اطلاعات حسابداری در مراحل مختلف چرخۀ عمر متفاوت است ]9[. دو دیدگاه رقیب در مورد تأثیر مراحل چرخۀ عمر بر محیط اطلاعاتی و گزارشگری مالی شرکت وجود دارد. دیدگاه رقابتی معتقد است کیفیت گزارشگری مالی شرکتها با حرکت از مراحل اولیه به مراحل بلوغ و افول افزایش مییابد و دیدگاه علامتدهی معتقد است طی مراحل چرخۀ عمر، کیفیت گزارشگری مالی شرکتها کاهش مییابد ]12[؛ بنابراین، کیفیت بالای خدمات حسابرسی از افت کیفیت گزارشهای مالی متأثر از مراحل چرخۀ عمر شرکت میکاهد و سطح کیفی گزارشهای مالی را در هر یک از مراحل چرخۀ عمر افزایش میدهد.
با توجه به این مطالب و پیرو مطالعههای بک و سولومون ]21[، بیکر و همکاران ]22[، بال و همکاران ]19[، لئوز و همکاران ]38[، مایرز و همکاران ]40[، کمبرلی ]35[، فرانسیس و همکاران [32[، داس و پاندیت [26[ و پژوهشهای مشابه داخلی و خارجی، بهمنظور توسعۀ ادبیات مربوط به متغیرهای پژوهش و پرکردن شکافهای موجود در پژوهشهای قبلی، پژوهش حاضر بهدنبال یافتن پاسخ برای این پرسش هست که تخصص حسابرس در صنعت و دورۀ تصدی حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی چه تأثیری دارند؟ همچنین، این تأثیر در مراحل چرخۀ عمر شرکت چگونه است؟
در ادامۀ مقاله، ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش اشاره میشود. سپس روش پژوهش (شامل فرضیههای پژوهش، جامعه آماری و انتخاب شرکتها، روش گردآوری دادهها و روش تجزیه و تحلیل دادهها) مطرح و پس از آن، یافتههای پژوهش ارائه میشود. در ادامه، یافتههای پژوهش تجزیه و تحلیل و تفسیر میشود. بخش نهایی به نتیجهگیری اختصاص مییابد.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
استفادهکنندگان از صورتهای مالی باید بتوانند صورتهای مالی واحد تجاری را طی زمان برای تشخیص روند تغییرها در وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطافپذیری مالی واحد تجاری مقایسه کنند [11]. هیئت استانداردهای حسابداری مالی عقیده دارد مزایای اطلاعات وقتی افزایش مییابد که مدلی ارائه دهد تا نتایج عملکرد واحدهای اقتصادی را با واحد دیگری بتوان مقایسه کرد و این هیئت، قابلیت مقایسه را چنین تعریف میکند: «ویژگی کیفی از اطلاعات است که استفادهکنندگان را قادر میسازد تا تشابهها و تفاوتهای بین دو مجموعه از پدیدههای اقتصادی را مشخص کنند». به این ترتیب، ضرورت دارد آثار معاملهها و سایر رویدادهای مشابه در داخل واحد تجاری و در طول زمان برای آن واحد تجاری با ثبات رویه اندازهگیری و ارائه شود و بین واحدهای تجاری مختلف نیز هماهنگی رویه در باب اندازهگیری و ارائۀ موضوعهای مشابه رعایت شود. مفهوم قابلیت مقایسه بهعنوان ویژگی کیفی در حسابداری موجب شده است که فهم و درک عواملی اهمیت پیدا کند که موجب ارتقا و بهبود این ویژگی میشوند و هیئت استانداردهای حسابداری مالی، قابلیت مقایسه را دلیل اصلی برای ایجاد استانداردهای حسابداری میداند. پژوهشهایی که در سالهای اخیر در مورد عوامل تأثیرگذار بر قابلیت مقایسه صورت گرفته است، بیشتر بر روی نقش استانداردهای حسابداری مانند اتخاذ و اجرای استانداردهای بینالمللی گزارشگری مالی متمرکز بودهاند [38،20]. به هر حال، استانداردهای حسابداری بهتنهایی و بهطور کامل، پیامدهای گزارشگری مالی را تعیین نمیکند و عوامل اقتصادی و محرکهای سازمانی نیز نقش مهمی را در این مورد ایفا میکند [38،19،13].
یکی از عوامل یا محرکهای اقتصادی مطرحشده که موجب ارتقای کیفیت اطلاعات و کاهش ریسک اطلاعاتی گزارشهای منتشرشده از سوی شرکتها میشود، ارائۀ خدمتهای حسابرسی با کیفیت بالاتر است. پژوهشهای صورتگرفته چنین مطرح میکنند که «حسابرسی با کیفیت بالاتر»، اعتبار اطلاعات تهیهشده را بهبود میبخشد و به استفادهکنندگان و بهخصوص سرمایهگذاران فرصت میدهد با اعتماد بیشتری وضعیت مالی و نتایج عملکرد شرکت را تجزیه و تحلیل کنند [6]. از عواملی که کیفیت حسابرسی را بالا میبرد و موجب تمایز بین حسابرسان با خدمتدهی با کیفیت بالا و حسابرسان با خدمتدهی با کیفیت پایین میشود، حسابرسان متخصص در صنعت هستند. پژوهشهای پیشین بیان کردهاند حسابرسانی که متخصص صنعت هستند، نسبت به حسابرسانی که متخصص صنعت نیستند، خدمتهای حسابرسی با کیفیت بالاتری را ارائه میکنند. حسابرسان متخصص صنعت به این دلیل که به سهم بالایی از شرکتهای یک صنعت رسیدگی میکنند، دارای تجاربی هستند که سایر حسابرسان آن تجربهها را ندارند؛ بنابراین، توانایی آنها برای کشف تحریفها و اشتباههای بااهمیت در اطلاعات افشاشدۀ صاحبکار بیش از سایر حسابرسان است. علاوه بر این، آنها سعی میکنند حداقل برای حفظ شهرت و سهم خود از بازار، از گزارش هیچ اشتباه یا تحریف بااهمیتی غافل نشوند؛ از اینرو، کسب تخصص در یک صنعت خاص، چه آن را معلول خواست حسابرس و چه معلول خواست شرکتهای صاحبکار بدانیم، در عمل به بهبود کیفیت افشا و گزارشگری مالی صاحبکاران منجر میشود ]7[. به موازات افزایش تخصص حسابرس در یک صنعت، مؤسسۀ حسابرسی میتواند در راستای کشف و گزارش اشتباههای بااهمیت در اطلاعات افشاشدۀ صاحبکار، به میزان بهتر و با کیفیت بیشتری به انجام رسیدگی بپردازد [39[ و مانع از دستکاری حسابها و بروز پدیدۀ مدیریت سود شود [35[.
از سوی دیگر، طی چند سال اخیر موضوعی که استقلال حسابرسان و در نتیجه کیفیت کاری آنها را خدشهدار کرده و مورد سرزنش قرار داده و بیش از سایر عوامل توجه منتقدان را به خود جلب کرده است، وجود رابطۀ طولانیمدت بین آنها و صاحبکاران است. نگرانی موتز و شرف (1961)، بیش از 50 سال قبل در زمینۀ افزایش تدریجی سطح روابط دوستی بر اثر ارتباطهای طولانیمدت بین حسابرس و صاحبکار نیز نشان از اهمیت موضوع از سالیان دور داشته است [2]. تصمیم به تغییر حسابرس نباید با بیدقتی انجام شود. صاحبکار در صورتی تصمیم به تغییر حسابرس میگیرد که یک یا تعداد بیشتری از ویژگیهای مربوط به انتخاب حسابرس تغییر کند. بحث محدودکردن حسابرس، موافقان و مخالفانی با استدلالهای مختلف داشته است. یافتههای تجربی بیان میکنند توانایی رسیدگی به بینظمیهای حسابداری تابعی از مدت تصدی حسابرس در سطح مؤسسۀ حسابرسی یا سطح حسابرس است و اقلام تعهدی اختیاری بهصورت معناداری طی سالهای تصدی یک حسابرس واحد، پایینتر است ]25،23،13[. دیدگاه خلاف این استدلال نیز، چرخش حسابرس را مانعی مؤثر برای جلوگیری از گزارشگری مالی متقلبانه محسوب میکند. نتایج مطالعات نشان میدهد مدت تصدی حسابرس، کیفیت حسابرسی را بهصورت معکوس متأثر میسازد. بهعبارتی دیگر، کیفیت حسابرسی هنگامی که مدت تصدی حسابرس افزایش مییابد از طریق رشد اقلام تعهدی اختیاری رو به کاهش میگذارد [24،17[. یافتههای تجربی دیگری نیز نشان میدهد با افزایش دورۀ تصدی حسابرس، انعطافپذیری مدیریت در استفاده از اقلام تعهدی اختیاری افزایش مییابد [10[ و میزان این تأثیر در مرحلۀ بلوغ قویتر از سایر مراحل است [4[. استنتاج میشود انتخاب حسابرس تصمیم بسیار مهمی برای شرکت و گروههای ذینفع آن باشد.
چنانکه نتایج برخی از پژوهشها نشان میدهد، ویژگیهای شرکتها در دورههای مختلف چرخۀ عمر شرکت یکسان نیست و بسته به دورهای که شرکت در آن قرار دارد، تغییر میکند. نظریۀ چرخۀ عمر چنین فرض میکند که بنگاههای اقتصادی همچون تمامی موجودهای زنده که متولد میشوند، رشد میکنند و میمیرند، دارای منحنی عمر یا چرخۀ عمر هستند. در اقتصاد و مدیریت، چرخۀ عمر شرکتها و مؤسسهها به مراحلی تقسیم میشود. در ادبیات این علوم براساس چرخۀ عمر، مدلهایی با چند مرحله ارائه شده است که در چارچوب این مدلها، مؤسسهها و شرکتها با توجه به هر مرحله از حیات اقتصادی خود سیاست و خطمشی مشخصی را دنبال میکنند. این سیاستها بهگونهای در اطلاعات حسابداری شرکتها منعکس میشود [16]. دو دیدگاه رقیب مطرح میشود که به تشریح اثر چرخۀ عمر بر کیفیت گزارشگری مالی شرکت میپردازند. دیدگاه نخست بیان میکند شرکتهای در مرحلۀ رشد برای حذف ریسک از دست دادن مزیت رقابتی، تمایل به گزارش اطلاعات با کیفیت پایین دارند و پس از تکمیل بسیاری از طرحها و ورود به مرحلۀ بلوغ، آنها کیفیت اطلاعات خود را افزایش میدهند. بهعبارت دیگر، این دیدگاه معتقد به افزایش کیفیت گزارشگری مالی شرکتها با طیکردن مراحل چرخۀ عمر و حرکت از مراحل اولیه به مراحل بلوغ و افول است. با این حال، طبق دیدگاه علامتدهی، شرکتها در مرحلۀ رشد تمایل دارند تا از طریق اطلاعات با کیفیت، فرصتهای رشد و عملکرد آیندۀ مطلوب خود را نشان دهند و این امر سبب افزایش کیفیت اطلاعات میشود. بهعبارت دیگر، این دیدگاه کاهش کیفیت گزارشگری مالی را طی چرخۀ عمر شرکت پیشبینی میکند [12[؛ بنابراین، در فراز و نشیب کیفیت گزارشهای مالی در مراحل مختلف چرخۀ عمر، کیفیت خدمتهای حسابرسی، تأثیر قابل ملاحظهای بر بهبود سطح کیفی گزارشهای مالی در هر یک از مراحل چرخۀ عمر دارد و با کاهش ریسک اطلاعاتی شرکت، امکان اتخاذ تصمیمهای صحیح سرمایهگذاری و تخصیص بهینۀ منابع را فراهم میکند.
با توجه به مطالب گفتهشده و در ارتباط با نقشی که عوامل و محرکهای اقتصادی مانند حسابرسان در کنار استانداردهای حسابداری در ایجاد قابلیت مقایسه ایفا میکنند، انگیزهای ایجاد شد تا بهمنظور پیشبرد اهداف اقتصادی در سطح خرد و کلان و تلاش برای پرکردن شکافهای موجود در توسعۀ ادبیات قابلیت مقایسۀ اطلاعات و کاهش تضاد نمایندگی، این پرسش مطرح شود که آیا تخصص حسابرس در صنعت و دورۀ تصدی حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر دارند؟ این تأثیر، در صورت وجود، در مراحل مختلف چرخۀ عمر چگونه است؟
در پیشینۀ تجربی پژوهش سعی شده است پژوهشهای صورتگرفته در خارج از کشور و پژوهشهای صورتگرفته در داخل در ارتباط با این پژوهش ارائه شود.
امیدفر و مرادی [41]، در پژوهشی باعنوان «آثار تخصص حسابرس در صنعت بر اظهارنظر حسابرسان در ایران» به این نتیجه رسیدند که تخصص حسابرس در صنعت به بهبود کیفیت اطلاعات مالی و در نهایت بهبود اظهارنظر حسابرسی منجر میشود.
ایمان و سوکریسنو [33]، در پژوهشی باعنوان «تأثیر تخصص حسابرس در صنعت، استقلال حسابرس و روشهای حسابرسی بر کیفیت حسابرسی بهصورت موردی در اندونزی» به این نتیجه رسیدند که تخصص حسابرس در صنعت و استقلال حسابرس تأثیر قابل توجهی در اجرای روشهای حسابرسی برای کشف تقلب در حسابرسی دارد. در نهایت تخصص حسابرس در صنعت و استقلال حسابرس به افزایش کیفیت اطلاعات مالی و کیفیت حسابرسی منجر میشود.
فرانسیس و همکاران [32]، در مطالعهای به بررسی «سبک حسابرس و قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی» پرداختند و به شواهدی دست یافتند مبنی بر اینکه سبک حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر میگذارد.
داس و پاندیت [26[، در پژوهشی باعنوان «ارتباط بین کیفیت حسابرسی و کارایی سرمایهگذاری با تأکید بر چرخۀ عمر شرکت» به این نتیجه دست یافتند که کیفیت حسابرسی، تضاد و عدم تقارن اطلاعاتی را که مانع از سرمایهگذاریهای کارا میشود، کاهش میدهد و شدت تأثیر آن در مراحل چرخۀ عمر متفاوت است.
محسنی و همکاران [13]، در پژوهشی به بررسی «سبک حسابرس، مدت تصدی حسابرس و قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی» پرداختند. نتایج نشان میدهد صاحبکاران یک مؤسسۀ حسابرسی از نظر ساختار سود و اقلام تعهدی شباهتهای بیشتری را با یکدیگر در مقایسه با غیر صاحبکاران آن مؤسسۀ حسابرسی نشان میدهند. یافتههای آنها نشان داد استمرار ارتباط حسابرس و صاحبکار موجب تأثیر متفاوت سبک حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در طول مدت حسابرسی نمیشود. همچنین، سبک حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی مؤثر است و برای دستیابی به قابلیت مقایسه، علاوه بر وجود استانداردهای حسابداری یکنواخت، حسابرسان نیز نقش بااهمیتی دارند.
احمدپور و همکاران [2]، در پژوهشی باعنوان «اثر تعدیلی تخصص حسابرس در صنعت بر ارتباط بین راهبری هیئتمدیره و مدیریت سود مبتنی بر اقلام تعهدی»، به این نتیجه دست یافتند که تخصص حسابرس در صنعت و استقلال هیئتمدیره تأثیر معکوس و معناداری بر مدیریت سود دارند که رابطۀ معکوس بین مدیریت سود و استقلال هیئتمدیره در شرکتهایی که حسابرسان متخصص صنعت آن را حسابرسی میکنند، نسبت به سایر شرکتها ضعیفتر است.
رهنمای رودپشتی و همکاران [8]، در پژوهشی باعنوان «سبک حسابرس و قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی» به این نتیجه رسیدند که سبک حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی مؤثر بوده است و برای دستیابی به قابلیت مقایسه، علاوه بر نیاز به وجود استانداردهای حسابداری یکنواخت، حسابرسان نیز نقش بااهمیتی دارند.
ابراهیمی کردلر و رحمتی [1]، در پژوهشی باعنوان «رابطۀ اندازه، دورۀ تصدی و تخصص حسابرس در صنعت با نقدشوندگی سهام» به این نتیجه رسیدند که دورۀ تصدی مؤسسۀ حسابرسی با نقدشوندگی سهام رابطۀ مثبت دارد و تخصص حسابرس در صنعت نیز با نقدشوندگی سهام رابطۀ معناداری ندارد.
حاجیها و همکاران [5]، در پژوهشی باعنوان «تأثیر تخصص در صنعت و دورۀ تصدی حسابرس بر مدیریت سود با تأکید بر صورتهای مالی میاندورهای در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران» به این نتیجه رسیدند که تخصص حسابرس در صنعت و دورۀ تصدی حسابرس بر مدیریت سود تأثیر منفی دارند.
حساسیگانه و همکاران [7]، در پژوهشی به بررسی «تأثیر تخصص حسابرس در صنعت بر گزارشگری مالی و واکنش بازار سرمایه» پرداختند. در این پژوهش ضریب واکنش سود در شرکتهایی که حسابرسان متخصص صنعت به آن رسیدگی کردهاند با شرکتهایی مقایسه شد که حسابرسان متخصص صنعت به آن رسیدگی نکردهاند. نتیجه نشان داد بین محتوای اطلاعاتی اجزای تعهدی و نقدی سود در شرکتهایی با حسابرس متخصص صنعت نسبت به دیگر شرکتها تفاوت معناداری وجود ندارد.
نمازی و همکاران [15]، در پژوهشی باعنوان «رابطۀ کیفیت حسابرسی و مدیریت سود شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران» به این نتیجه رسیدند که بین دورۀ تصدی حسابرس و مدیریت سود رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد.
مرادی و اسکندر [12[، در پژوهشی کیفیت سود را طی چرخۀ عمر در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران مطالعه کردند. نتایج پژوهش آنها نشان میدهد پیشبینیکنندگی و پایداری سود شرکتهایی که در مرحلۀ افول قرار دارند از سایر شرکتها کمتر است. این در حالی است که بین شرکتهای بالغ و رشدی تفاوت معناداری وجود ندارد. همچنین، محافظهکاری و مربوطبودن ارزش طی چرخۀ عمر شرکتها تفاوت معناداری ندارد.
تقیزاده خانقاه [4[، در پژوهشی باعنوان «ارتباط بین دورۀ تصدی حسابرس و کیفیت گزارشگری مالی در مراحل چرخۀ عمر شرکت» نشان داد بین دورۀ تصدی حسابرس و کیفیت گزارشگری مالی در مراحل چرخۀ عمر ارتباط منفی و معناداری وجود دارد؛ بهطوری که این ارتباط در مرحلۀ بلوغ قویتر از سایر مراحل است.
نونهالنهر و همکاران [14]، در پژوهشی به بررسی «رابطه بین کیفیت حسابرسی (اندازۀ مؤسسۀ حسابرسی و دورۀ تصدی حسابرس) و قابلیت اتکای اقلام تعهدی» پرداختند. نتایج پژوهش نشان میدهد شرکتهای حسابرسیشده با حسابرس با کیفیت بالاتر، در مقایسه با شرکتهای حسابرسیشده با حسابرس با کیفیت پایینتر دارای ضریب پایداری اقلام تعهدی بیشتری بوده است و در نتیجه قابلیت اتکای اقلام تعهدی بالایی دارند.
اعتمادی و همکاران [3]، در پژوهشی باعنوان «رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و کیفیت سود در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران» به این نتیجه دست یافتند که شرکتهایی که حسابرس آنها متخصص در صنعت باشد، اقلام تعهدی اختیاری کمتر و ضریب واکنش سود بیشتری دارند.
فرضیههای این پژوهش با توجه به مبانی نظری عبارتاند از:
1- تخصص حسابرس در صنعت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر مثبت و معناداری دارد.
2- دورۀ تصدی حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر مثبت و معناداری دارد.
3- تخصص حسابرس در صنعت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مراحل چرخۀ عمر شرکت تأثیر مثبت و معناداری دارد.
4- دورۀ تصدی حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مراحل چرخۀ عمر شرکت تأثیر مثبت و معناداری دارد.
این پژوهش به دلیل اینکه نتایج آن میتواند در تدوین قوانین و مقررات بورس اوراق بهادار، استانداردهای حسابداری و حسابرسی استفاده شود، از نوع پژوهشهای کاربردی و از طرفی بهدنبال یافتن ارتباط بین چند متغیر است. روششناسی آن از نوع علّی و پسرویدادی است؛ بدین معنی که پژوهش براساس دادههای گذشته انجام شده است. اطلاعات و دادههای مورد نیاز این پژوهش به دو روش جمعآوری شدهاند. ابتدا برخی اطلاعات مربوط به مباحث نظری پژوهش به روش کتابخانهای از طریق منابع در قالب کتابها، مجلهها و نشریههای تخصصی و پایاننامهها گردآوری شده است. سپس اطلاعات و دادههای مورد نیاز برای آزمون فرضیهها از نرمافزار اطلاعاتی رهآورد نوین و منابع سازمان بورس و اوراق بهادار استخراج و پس از تهیۀ جداول و طبقهبندی (پردازش اولیه) در نرمافزار اکسل با نرمافزارهای ایویوز و اسپیاساس تجزیه و تحلیل آماری شده است. برای آزمون فرضیهها از مدل رگرسیون خطی چندمتغیره استفاده شده است، به این صورت که ابتدا با استفاده از آزمون چاو درستی ادغام دادهها آزمون شد. سپس بر اساس نتایج آزمون هاسمن، نوع روش آزمون (اثرهای ثابت یا اثرهای تصادفی) تعیین و با توجه به نوع روش نسبت به برآورد مدل اقدام شده است. برای بررسی معناداربودن کل مدل، از آماره F و برای بررسی معناداربودن ضریب متغیرهای مستقل در هر مدل از آماره t استفاده شده و در سطح اطمینان 95 درصد نسبت به پذیرش یا رد فرضیهها تصمیمگیری شده است. همچنین، بهمنظور بررسی همسانبودن واریانس باقیماندهها و استقلال باقیماندهها بهترتیب از آزمون ضریب لاگرانژ و آماره دوربین- واتسون استفاده شده است.
جامعه و نمونۀ آماری
جامعۀ آماری این پژوهش شامل شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در قلمرو زمانی ابتدای سال 1388 تا پایان سال 1394 است. در این پژوهش بهمنظور نمونهگیری از روش نمونهگیری هدفمند (حذف نظاممند) استفاده میشود. بدینمنظور، کلیۀ شرکتهای جامعۀ آماری که دارای شرایط نگارۀ (1) هستند، نمونه انتخاب شده و بقیه حذف میشوند:
نگارۀ 1. اعمال محدودیتها برای انتخاب نمونه
|
شرح |
تعداد |
تعداد |
|
تعداد شرکتهای پذیرفتهشده تا پایان سال 1394 |
|
472 |
|
شرکتهای سرمایهگذار، بانکها، بیمهها، هلدینگها و لیزینگها |
(75) |
|
|
شرکتهایی که پایان سال مالی آنها منتهی به ٢٩ اسفندماه نیست |
(118) |
|
|
شرکتهای لغو پذیرش و حذفشده از بورس |
(47) |
|
|
توقف نماد بیش از 3 ماه |
(62) |
|
|
شرکتهای پذیرفتهشده در بورس پس از سال 1385(بهدلیل نیاز به اطلاعات 3 دورۀ قبل) |
(40) |
|
|
شرکتهایی که اطلاعات آنها در دسترس نیست |
(18) |
|
|
شرکتهای حذفشده از نمونۀ آماری پژوهش |
|
(360) |
|
شرکتهای باقیمانده در نمونۀ آماری پژوهش |
|
112 |
در نهایت تعداد شرکتهای نمونۀ آماری، 112 شرکت است که در صنایع مختلف طبقهبندی میشود.
متغیرهای پژوهش
در این پژوهش فرضیهها با استفاده از مدلهای رگرسیون زیر آزمون شدهاند. متغیرهای پژوهش نیز شامل قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی بهعنوان متغیر وابسته، تخصص حسابرس در صنعت و دورۀ تصدی حسابرس بهعنوان متغیرهای مستقل و چرخۀ عمر شرکت بهعنوان متغیر تعدیلگر، اندازۀ شرکت، اهرم
مالی، نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار سهام، بازده
داراییها، نوسانهای سود و چرخۀ عملیاتی بهعنوان متغیرهای کنترلی هستند.
|
مدل (1)
|
|
مدل (2) |
در ادامه، تعریف عملیاتی و نحوۀ محاسبۀ هر یک از متغیرها تشریح میشود.
متغیر وابسته
قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی: قابلیت مقایسه در این پژوهش با استفاده از نسخهای اندازهگیری میشود که سه پژوهشگر بهنامهای دی فرانکو، کوتاری و وردی [28] ارائه کردهاند. بر اساس دیدگاه این پژوهشگران، سیستمهای حسابداری انعکاسی از رویدادهای اقتصادی بهصورتهای مالی هستند. به این ترتیب میتوان آن را با استفاده از رابطۀ (1) نشان داد:
|
رابطۀ (1) |
|
که در آن نشاندهندۀ رویدادهای اقتصادی شرکت i است. دو شرکت سیستمهای حسابداری قابل مقایسه خواهند داشت، اگر انعکاس آنها مشابه باشد. معادلۀ فوق بیان میکند صورتهای مالی یک شرکت، تابعی از رویدادهای اقتصادی و نحوۀ حسابداری این رویدادهاست. با توجه به این منطق، مفهوم قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی به این شرح تعریف میشود: «دو شرکت سیستمهای حسابداری قابل مقایسه خواهند داشت، اگر برای یک مجموعه از رویدادهای اقتصادی، صورتهای مالی مشابهی را فراهم کنند».
برای اندازهگیری قابلیت مقایسۀ حسابداری (از این پس با عنوان ACOMP نامیده میشود)، بر ارتباط بین سود و بازده تمرکز میشود و اینکه توابع حسابداری دو شرکت انعکاس رویدادهای اقتصادی مشابه در صورتهای مالی را اندازه گیری میکند. بهویژه این مقیاس بر این ایده تأکید میکند که اگر صورتهای مالی شرکتها قابلیت مقایسه داشته باشند، برای یک مجموعه از رویدادهای اقتصادی مشابه، شرکت j باید سودی مشابه سود شرکت i ارائه کند. برای ایجاد مقیاس سال– شرکت از قابلیت مقایسه ( )، رابطۀ (2) برای دورۀ 4ساله t-3 تا t برآورد میشود:
|
رابطۀ (2) |
+ |
که در آن NI و RET بهترتیب سود خالص و بازده سالانه هستند که سود خالص از طریق تقسیم بر جمع داراییها همگنسازی شده است. ضرایب پیشبینیشدۀ معادلۀ بالا، و هستند که با هم، معیاری برای عملکرد حسابداری شرکت i استفاده میشوند. بههمین ترتیب، تابع حسابداری هر شرکتj ایجاد و و برآورد میشود. سپس از رویدادهای اقتصادی شرکت i استفاده میشود تا سود مورد انتظار برای شرکت i با استفاده از تابع حسابداری هر دو شرکت i و j با استفاده از رابطۀ (3) و (4) محاسبه شود:
|
رابطۀ (3) |
|
|
رابطۀ (4) |
در اینجا سود مورد انتظار شرکت i با توجه به تابع حسابداری شرکت i و سود مورد انتظار شرکت i با توجه به تابع حسابداری شرکت j است. سرانجام، قابلیت مقایسۀ حسابداری بین شرکت i و j بهصورت منفی میانگین قدر مطلق تفاوت بین سود مورد انتظار برای شرکت i تحت توابع حسابداری برآوردی شرکت i و j در طول دورۀ 4 ساله t-3 تا t با استفاده از رابطۀ (5) تعریف میشود:
|
رابطۀ (5) |
که در آن مقادیر بالای قابلیت مقایسۀ حسابداری بیشتری را منعکس میکند. به دلیل اینکه رابطۀ (5) قابلیت مقایسه بین دو شرکت را محاسبه میکند و برای اهداف پژوهش حاضر لازم است برای هر سال- شرکت، قابلیت مقایسه نسبت به بقیۀ شرکتها بهصورت کلی ارائه شود؛ بنابراین، پس از محاسبۀ قابلیت مقایسه بین زوج شرکتها، مقدار قابلیت مقایسه برای هر شرکت در سطح صنعت به صورت زیر محاسبه شده است:
|
رابطۀ (6) |
که در آن:
: قابلیت مقایسۀ حسابداری بین شرکت i و شرکت j در صنعت در دورۀ t است.
n: تعداد شرکتهای مورد مطالعه در صنعت است.
متغیر مستقل
|
رابطۀ (7) |
که در آن:
: فروش شرکت مشتریj مؤسسۀ حسابرسیi در صنعت k
: فروش شرکتj در صنعت k
:m تعداد شرکتهای حسابرسیشده بهوسیلۀ مؤسسۀ حسابرسی i در صنعت k
:n تعداد شرکتهای موجود در صنعت k
متغیر تعدیلگر
چرخۀ عمر شرکت: برای تعیین مراحل چرخۀ عمر شرکتها و با توجه به اینکه اندازهگیری رشد بهدلیل غیرفعالبودن معامله (خرید و فروش) سهام یا غیربورسیبودن در مراحل اولیه امکانپذیر نیست، برای شرکتها سه مرحله رشد شامل مرحلۀ رشد، مرحلۀ بلوغ و مرحلۀ افول در نظر گرفته شد.
برای اینکه امکان تفکیک شرکتها وجود داشته باشد، به شرکتها باید امتیاز داده شود که بهاین گونه عمل میشود:
1- ابتدا مقادیر4 متغیر فوق بر اساس چندکهای آماری به 5 طبقه تقسیم میشود.
2- به هریک از مشاهدهها که در این 5 طبقه قرار میگیرند، یک نمره تعلق میگیرد.
3- برای هر سال- شرکت یک نمرۀ مرکب بهدست میآید که در یکی از سه مرحلۀ فوق طبقهبندی میشود.
نحوۀ امتیازدهی برای هر یک از متغیرها بر اساس نگارۀ (2) است:
نگارۀ 2. امتیازبندی پنجکها برای متغیرهای تعیینکنندۀ چرخۀ عمر
|
سن شرکت |
سود تقسیمی |
مخارج سرمایهای |
رشد فروش |
متغیر |
|
پنجک |
||||
|
5 |
5 |
1 |
1 |
پنجک اول |
|
4 |
4 |
2 |
2 |
پنجک دوم |
|
3 |
3 |
3 |
3 |
پنجک سوم |
|
2 |
2 |
4 |
4 |
پنجک چهارم |
|
1 |
1 |
5 |
5 |
پنجک پنجم |
پس از پنجکبندی و تعیین امتیاز هر یک از پنجکها نسبت به محاسبۀ جمع امتیاز هر سال- شرکت و تعیین مرحلۀ چرخۀ عمر به این شرح اقدام میشود:
1- اگر امتیاز بین 4 تا 8 باشد، شرکت در مرحلۀ افول است.
2- اگر امتیاز بین 9 تا 15 باشد، شرکت در مرحلۀ بلوغ است.
3- اگر امتیاز بین 16 تا 20 باشد، شرکت در مرحلۀ رشد است.
نحوۀ محاسبه متغیرها بر اساس معیار آنتونی و رامش ]18[ به این شرح است:
1- برای محاسبۀ رشد فروش از رابطۀ (8) استفاده میشود:
|
رابطۀ (8) |
که در آن:
St: درآمد فروش دورۀ t است.
St-1: درآمد فروش دورۀ t-1 است.
2- برای محاسبۀ مخارج سرمایهای از رابطۀ (9) استفاده میشود:
|
رابطۀ (9) |
100* (ارزش بازار شرکت/ اضافات (کاهش) داراییهای ثابت طی دوره) = CE |
3- برای محاسبۀ سود تقسیمی، سود نقدی هر سهم بر سود هر سهم تقسیم میشود.
4- برای محاسبۀ سن شرکت از رابطۀ (10) استفاده میشود:
|
رابطۀ (10) |
(سال تأسیس شرکت- سال t) Ln = AGE |
متغیرهای کنترل
در این پژوهش برای همگنسازی دادههای چرخۀ عملیاتی از لگاریتم طبیعی استفاده شده است.
نوسانهای سود: نوسانهای سود از طریق ضریب تغییرهای سود خالص، یعنی حاصل تقسیم انحرافمعیار بر میانگین سود خالص طی چهار سال گذشته بهدست میآید.
نگارۀ 3. نتایج تجزیه و تحلیل توصیفی دادههای کمّی پژوهش
|
متغیر |
نماد |
مشاهدات |
کوچکترین |
بزرگترین |
میانگین |
انحرافمعیار |
|
قابلیت مقایسه |
Acomp |
784 |
475/1- |
000/0- |
016/0- |
076/0 |
|
دورۀ تصدی حسابرس |
Tenure |
784 |
1 |
6 |
387/2 |
346/1 |
|
تخصص حسابرس در صنعت |
Spec |
784 |
000/0 |
870/0 |
192/0 |
262/0 |
|
اندازۀ شرکت |
Size |
784 |
231/10 |
743/18 |
085/14 |
355/1 |
|
اهرم مالی |
Lev |
784 |
010/0 |
991/0 |
552/0 |
202/0 |
|
نسبت ارزش بازار بهارزش دفتری سهام |
MB |
784 |
015/0 |
953/9 |
638/2 |
963/1 |
|
بازده داراییها |
ROA |
784 |
443/0- |
634/0 |
091/0 |
123/0 |
|
نوسانهای سود |
SDNP |
784 |
031/0 |
556/2 |
418/0 |
491/0 |
|
لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی |
OC |
784 |
105/1 |
403/4 |
390/2 |
468/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
همانطور که در نگارۀ (3) مشاهده میشود، میانگین قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی (016/0-) است. میانگین دورۀ تصدی حسابرس (387/2) است که بیانگر آن است بهطور متوسط دورۀ حضور یک حسابرس در شرکتهای نمونه 3/2 سال است.
میانگین تخصص حسابرس در صنعت (192/0) بوده است و نشان میدهد حسابرسانی که در شرکتها مسئولیت حسابرسی داشتند، از تخصص نسبی برخوردار بودهاند.
نگارۀ 4. توزیع فراوانی شرکتهای نمونه در مراحل چرخۀ عمر شرکت
|
مرحله |
رشد |
بلوغ |
افول |
|
تعداد شرکتها |
107 |
573 |
104 |
با توجه به نگارۀ (4) مشاهده میشود از 784 سال- شرکت مشاهده، 107 سال- شرکت در مرحلۀ رشد قرار گرفته است و 573 سال- شرکت در مرحلۀ بلوغ و 104 سال- شرکت در مرحلۀ افول قرار دارد.
فرضیۀ اول پژوهش بیان میکند تخصص
نگارۀ 5. نتیجۀ آزمون رگرسیون فرضیۀ اول
|
متغیر وابسته: قابلیت مقایسه |
||||||
|
متغیر |
نماد |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
||
|
مقدار ثابت |
C |
510/0 |
277/2 |
023/0 |
||
|
تخصص حسابرس در صنعت |
SPEC |
162/0 |
406/4 |
000/0 |
||
|
اندازۀ شرکت |
Size |
001/0- |
098/0- |
921/0 |
||
|
اهرم مالی |
Lev |
227/0- |
270/3- |
001/0 |
||
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام |
MB |
015/0 |
461/2 |
014/0 |
||
|
بازده داراییها |
ROA |
647/1- |
977/13- |
000/0 |
||
|
نوسانهای سود |
SDNP |
004/0 |
465/2 |
013/0 |
||
|
لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی |
OC |
008/0- |
228/0- |
819/0 |
||
|
|
آماره چاو سطح معناداری |
آماره هاسمن سطح معناداری |
آمارهF سطح معناداری |
آماره دوربین- واتسون |
ضریب تعیین |
ضریب تعیین تعدیلشده |
|
930/3 000/0 |
778/18 000/0 |
280/36 000/0 |
021/2 |
272/0 |
265/0 |
|
|
آزمون ناهمسانی واریانس (White H) |
016/1
|
آزمون خودهمبستگی سریالی (آزمون Breusch-Godfrey) |
913/0 |
|||
|
سطح معناداری |
182/0 |
سطح معناداری |
091/0 |
|||
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج بهدست آمده از آزمون فرضیۀ اول در نگارۀ (5) ارائه شده است. سطح معناداری آماره آزمون چاو(000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش و سطح معناداری آماره آزمون هاسمن (000/0) نیز کمتر از سطح خطای مورد پذیرش است؛ بنابراین، مدل دادههای تابلویی با اثرهای ثابت برای برازش مدل انتخاب میشود. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (265/0) است که نشان میدهد 5/26درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر تخصص حسابرس در صنعت و متغیرهای کنترلی قابل توضیح است و نیز تخصص حسابرس در صنعت تأثیر مستقیم بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی دارد. از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، اهرم مالی و بازده داراییها تأثیر منفی بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی دارند. همچنین، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام و نوسانهای سود تأثیر مثبت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی دارند. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با (021/2) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. سطح معناداری آمارهF (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) و کل مدل رگرسیونی معنادار است. با توجه به بالابودن سطح معناداری آماره آزمون وایت (182/0) از سطح خطای مورد پذیرش، نتایج آزمون ناهمسانی واریانس نشان میدهد ناهمسانی واریانس در مدل وجود ندارد. همچنین، با توجه به بالابودن سطح معناداری آماره آزمون براش گادفری از سطح خطای مورد پذیرش، نتایج آزمون ضرایب لاگرانژ (آزمون براش گادفری) نیز نشان میدهد خودهمبستگی سریالی در مدل رگرسیون وجود ندارد. در نتیجه، با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضیۀ اول پذیرش میشود.
فرضیۀ دوم پژوهش بیان میکند دورۀ تصدی حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر مثبت و معناداری دارد.
|
نگارۀ 6. نتیجۀ آزمون رگرسیون فرضیۀ دوم |
||||||||||||
|
متغیر وابسته: قابلیت مقایسه |
||||||||||||
|
|
متغیر |
نماد |
ضریب |
آماره t |
سطح معناداری |
|||||||
|
|
مقدار ثابت |
C |
398/0 |
742/1 |
081/0 |
|||||||
|
|
دورۀ تصدی حسابرس |
Tenure |
003/0- |
254/0- |
799/0 |
|||||||
|
|
اندازۀ شرکت |
Size |
010/0 |
889/0 |
373/0 |
|||||||
|
|
اهرم مالی |
Lev |
222/0- |
127/3- |
001/0 |
|||||||
|
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام |
BM |
013/0 |
157/2 |
031/0 |
|||||||
|
|
بازده داراییها |
ROA |
673/1- |
979/13- |
000/0 |
|||||||
|
|
نوسانهای سود |
SDNP |
004/0 |
337/2 |
019/0 |
|||||||
|
|
لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی |
OC |
010/0- |
263/0- |
792/0 |
|||||||
|
|
|
آماره چاو سطح معناداری |
آماره هاسمن سطح معناداری |
آمارهF سطح معناداری |
آماره دوربین- واتسون |
ضریب تعیین |
ضریب تعیین تعدیلشده |
|||||
|
|
843/3 000/0 |
446/15 030/0 |
519/32 000/0 |
994/1 |
252/0 |
244/0 |
||||||
|
|
آزمون ناهمسانی واریانس (White H) |
691/1 |
آزمون خودهمبستگی سریالی (آزمون Breusch-Godfrey) |
814/0 |
||||||||
|
|
سطح معناداری |
156/0 |
سطح معناداری |
446/0 |
||||||||
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج بهدست آمده از آزمون فرضیۀ دوم در نگارۀ (6) ارائه شده است. سطح معناداری آماره آزمون چاو(000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش و سطح معناداری آماره آزمون هاسمن (030/0) نیز کمتر از سطح خطای مورد پذیرش است؛ بنابراین، مدل دادههای تابلویی با اثرهای ثابت برای برازش مدل انتخاب میشود. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (244/0) است که نشان میدهد 4/24 درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر دورۀ تصدی حسابرس و متغیرهای کنترلی قابل توضیح است و نیز دورۀ تصدی حسابرس تأثیری بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی ندارد. از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، اهرم مالی و بازده داراییها تأثیر منفی بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی دارند. همچنین، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام و نوسانهای سود تأثیر مثبت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی دارند. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با (994/1) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. سطح معناداری آمارهF (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) است و کل مدل رگرسیونی معنادار است. با توجه به بالابودن سطح معناداری آماره آزمون وایت (156/0) از سطح خطای مورد پذیرش، نتایج آزمون ناهمسانی واریانس نشان میدهد ناهمسانی واریانس در مدل وجود ندارد. همچنین، با توجه به بالابودن سطح معناداری آماره آزمون براش گادفری از سطح خطای مورد پذیرش، نتایج آزمون ضرایب لاگرانژ (آزمون براش گادفری) نیز نشان میدهد خود همبستگی سریالی در مدل رگرسیون وجود ندارد. در نتیجه، با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضیۀ دوم رد میشود.
نگارۀ 7. نتیجۀ آزمون رگرسیون فرضیۀ سوم
|
متغیر وابسته: قابلیت مقایسه |
|||||||
|
متغیر |
نماد |
مرحلۀ رشد |
مرحلۀ بلوغ |
مرحلۀ افول |
|||
|
ضریب |
سطح معناداری |
ضریب |
سطح معناداری |
ضریب |
سطح معناداری |
||
|
مقدار ثابت |
C |
094/4 |
001/0 |
069/0 |
742/0 |
481/0 |
365/0 |
|
تخصص حسابرس در صنعت |
SPEC |
135/0 |
163/0 |
309/0 |
000/0 |
176/0- |
098/0 |
|
اندازۀ شرکت |
Size |
185/0- |
063/0 |
001/0- |
989/0 |
046/0 |
674/0 |
|
اهرم مالی |
Lev |
332/0- |
006/0 |
009/0 |
856/0 |
515/0- |
000/0 |
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
MB |
083/0 |
372/0 |
032/0 |
436/0 |
065/0- |
593/0 |
|
بازده داراییها |
ROA |
735/0- |
000/0 |
095/0- |
069/0 |
203/0- |
123/0 |
|
نوسانهای سود |
SDNP |
295/0 |
001/0 |
066/0 |
136/0 |
056/0 |
603/0 |
|
لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی |
OC |
226/0- |
046/0 |
130/0 |
001/0 |
050/0 |
635/0 |
|
آمارهF سطح معناداری |
971/6 |
880/10 |
848/2 |
||||
|
000/0 |
000/0 |
011/0 |
|||||
|
ضریب تعیین ضریب تعیین تعدیلشده |
370/0 |
122/0 |
202/0 |
||||
|
317/0 |
111/0 |
131/0 |
|||||
|
آماره دوربین- واتسون |
680/1 |
689/1 |
778/1 |
||||
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج بهدست آمده از آزمون این فرضیه در نگارۀ (7) ارائه شده است. سطح معناداری آماره F (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) و کل مدل رگرسیونی معنادار است. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (317/0) است که نشان
میدهد 7/31 درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر تخصص حسابرس در صنعت و متغیرهای کنترلی در مرحلۀ رشد قابل توضیح است. تخصص حسابرس در صنعت تأثیری بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحله رشد ندارد. از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، اهرم مالی، بازده داراییها و لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی تأثیر منفی بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ رشد دارد. همچنین، نوسانهای سود تأثیر مثبت بر قابلیت مقایسه در مرحلۀ رشد دارد. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با (680/1) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. در نتیجه، با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضیۀ سوم در مرحلۀ رشد رد میشود.
فرضیۀ سوم در مرحلۀ بلوغ بیان میکند تخصص حسابرس در صنعت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ بلوغ چرخۀ عمر شرکت تأثیر مثبت و معناداری دارد.
نتایج بهدست آمده از آزمون این فرضیه در نگارۀ (7) ارائه شده است. سطح معناداری آماره F (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) و کل مدل رگرسیونی معنادار است. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (111/0) است که نشان میدهد 1/11 درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر تخصص حسابرس در صنعت و متغیرهای کنترلی در مرحلۀ بلوغ قابل توضیح است. تخصص حسابرس در صنعت تأثیر مستقیم بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ بلوغ دارد. از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی، تأثیر مثبت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ بلوغ دارد. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با (689/1) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. در نتیجه با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضیۀ سوم در مرحلۀ بلوغ پذیرش میشود.
نتایج بهدست آمده از آزمون این فرضیه در نگارۀ (7) ارائه شده است. سطح معناداری آماره F (011/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) و کل مدل رگرسیونی معنادار است. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (131/0) است که نشان میدهد 1/13 درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر تخصص حسابرس در صنعت و متغیرهای کنترلی در مرحلۀ افول قابل توضیح است. تخصص حسابرس در صنعت تأثیری بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ افول ندارد. همچنین، از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، اهرم مالی تأثیر منفی بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ افول دارد. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با (778/1) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. در نتیجه با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضیۀ سوم در مرحلۀ افول رد میشود.
نگارۀ 8. نتیجۀ آزمون رگرسیون فرضیۀ چهارم
|
متغیر وابسته: قابلیت مقایسه |
|||||||
|
متغیر |
نماد |
مرحلۀ رشد |
مرحلۀ بلوغ |
مرحلۀ افول |
|||
|
ضریب |
سطح معناداری |
ضریب |
سطح معناداری |
ضریب |
سطح معناداری |
||
|
مقدار ثابت |
C |
792/3 |
003/0 |
100/0- |
655/0 |
427/0 |
433/0 |
|
دورۀ تصدی حسابرس |
Tenure |
089/0 |
330/0 |
064/0- |
134/0 |
037/0 |
727/0 |
|
اندازۀ شرکت |
Size |
151/0- |
121/0 |
085/0 |
067/0 |
035/0 |
754/0 |
|
اهرم مالی |
Lev |
293/0- |
017/0 |
010/0 |
854/0 |
463/0- |
000/0 |
|
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری |
MB |
072/0 |
442/0 |
018/0 |
681/0 |
039/0- |
753/0 |
|
بازده داراییها |
ROA |
748/- |
000/0 |
109/0- |
045/0 |
184/0- |
169/0 |
|
نوسانهای سود |
SDNP |
278/0 |
002/0 |
053/0 |
251/0 |
049/0 |
652/0 |
|
لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی |
OC |
254/0- |
026/0 |
129/0 |
003/0 |
044/0 |
682/0 |
|
آمارهF سطح معناداری |
744/6 |
126/3 |
385/2 |
||||
|
000/0 |
003/0 |
029/0 |
|||||
|
ضریب تعیین ضریب تعیین تعدیلشده |
363/0 |
038/0 |
174/0 |
||||
|
309/0 |
026/0 |
101/0 |
|||||
|
آماره دوربین- واتسون |
711/1 |
639/1 |
758/1 |
||||
منبع: یافتههای پژوهش
نتایج بهدست آمده از آزمون این فرضیه در نگارۀ (8) ارائه شده است. سطح معناداری آماره F (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) و کل مدل رگرسیونی معنادار است. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (309/0) است که نشان میدهد 9/30 درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر دورۀ تصدی حسابرس و متغیرهای کنترلی در مرحلۀ رشد قابل توضیح است. دورۀ تصدی حسابرس تأثیری بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ رشد ندارد. از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، اهرم مالی، بازده داراییها و لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی تأثیر منفی بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ رشد دارد. همچنین، نوسانهای سود تأثیر مثبت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ رشد دارد. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با (711/1) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. در نتیجه، با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضی، چهارم در مرحل، رشد رد میشود.
نتایج بهدست آمده از آزمون این فرضیه در نگارۀ (8) ارائه شده است. سطح معناداری آماره F (003/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) و کل مدل رگرسیونی معنادار است. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (026/0) است که نشان میدهد 6/2 درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر دورۀ تصدی حسابرس و متغیرهای کنترلی در مرحلۀ بلوغ قابل توضیح است. دورۀ تصدی حسابرس تأثیری بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ بلوغ ندارد. از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، بازده داراییها تأثیر منفی بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ بلوغ دارد. همچنین، لگاریتم طبیعی چرخۀ عملیاتی تأثیر مثبت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ بلوغ دارد. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با (639/1) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. در نتیجه، با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضیۀ چهارم در مرحلۀ بلوغ رد میشود.
نتایج بهدست آمده از آزمون این فرضیه در نگارۀ (8) ارائه شده است. سطح معناداری آماره F (029/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) و کل مدل رگرسیونی معنادار است. میزان ضریب تعیین تعدیلشده مدل برابر با (101/0) است که نشان میدهد 1/10 درصد از تغییرهای متغیر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی باکمک متغیر دورۀ تصدی حسابرس و متغیرهای کنترلی در مرحلۀ افول قابل توضیح است. دورۀ تصدی حسابرس تأثیری بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ افول ندارد. از متغیرهای کنترلی واردشده به مدل، اهرم مالی تأثیر منفی بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مرحلۀ افول دارد. میزان آماره دوربین- واتسون نیز برابر با(758/1) است که نشان میدهد همبستگی بین اجزای خطای مدل وجود ندارد. در نتیجه، با توجه به نتایج بهدست آمده، فرضیۀ چهارم در مرحلۀ افول رد میشود.
فراهمآوردن شرایطی که بتوان اطلاعات مالی دورههای مختلف یک واحد تجاری و یا اطلاعات مالی چندین واحد تجاری را با یکدیگر مقایسه کرد، باعث میشود تا استفادهکنندگان صورتهای مالی بتوانند نقاط قوت و ضعف، وضعیت مالی، عملکرد مالی و انعطافپذیری مالی واحد تجاری را بهطور نسبی ارزیابی کنند. در صورتیکه تصمیمهای آگاهانه مبتنی بر اطلاعات شفاف و قابل مقایسه نباشد، منابع کمیاب اقتصادی تلف میشود و به تبع آن اقتصاد کشور آسیب میبیند. با توجه به تجزیه و تحلیل فرضیهها نتیجهگیری کلی پژوهش به شرح زیر است:
هدف از انجام این پژوهش تعیین تأثیر تخصص حسابرس در صنعت و دورۀ تصدی حسابرس بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در مراحل مختلف چرخۀ عمر شرکت است که یافتههای پژوهش نشان میدهد، تخصص حسابرس در صنعت بر قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی تأثیر مثبت و معناداری دارد که این تأثیر در مرحلۀ بلوغ نیز مشاهده شد و در مراحل رشد و افول ارتباطی مشاهده نشد؛ بنابراین، میتوان نتیجه گرفت هرچه صاحبکاران و استفادهکنندگان صورتهای مالی برای اطمینانبخشی به اطلاعات خود از حسابرسان متخصص در صنعت استفاده کنند، باعث میشوند قابلیت مقایسه و در نتیجه کیفیت اطلاعات مالی آنها افزایش یابد و این تأثیر در مرحلۀ بلوغ شرکت بیشتر مشهود است، چراکه شرکتها در مراحل چرخۀ عمر، سیاستها و خطمشیهای متفاوتی را دنبال میکنند و این تأثیر در مرحلۀ بلوغ نیز نشان میدهد شرکت زمانی که از مرحلۀ رشد به مرحلۀ بلوغ میرسد، تضادهای نمایندگی و مشکلات نمایندگی افزایش مییابد؛ بنابراین، نقش حسابرسان در این مرحله پر رنگتر است. از طرفی معمولاً شرکتها در این مرحله به ثبات سود و بازدهی مناسب میرسند و برای تداوم این روند، سعی میکنند از حسابرسان متخصص در صنعت استفاده کنند تا سرمایهگذار مناسب را جذب و در جهت افزایش ثروت آنها قدم بردارند. در مجموع، نتایج نشان میدهد به هر میزان مؤسسهها و نهادهای مربوطه در تخصصیکردن ارائۀ خدمتهای حسابرسی برای صنایع مختلف تلاش کنند، صورتهای مالی حسابرسیشده محتوای اطلاعاتی و قابلیت مقایسۀ بیشتری خواهند داشت و موجب بهبود تصمیمهای اقتصادی گروههای مختلف ذینفع خواهد شد. نتایج پژوهش حاضر، همراستا با یافتههای فرانسیس و همکاران [32[، امیدفر و مرادی [41[، احمدپور وهمکاران [2[، حاجیها و همکاران [5[، اعتمادی و همکاران [3[ و رهنمای رودپشتی و همکاران [8[ است.
در پژوهش حاضر، هیچگونه ارتباطی بین دورۀ تصدی حسابرس و قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی در کل و در مراحل مختلف چرخۀ عمر شرکت مشاهده نشد و این موضوع بیانگر آن است که قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی متأثر از پدیدۀ دورۀ تصدی حسابرس نیست. بهعبارت دیگر، استمرار رابطۀ حسابرس و صاحبکار تغییری در سبک حسابرس ایجاد نمیکند که بتواند قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی را در طول دورۀ تصدی حسابرس متأثر کند. نتایج پژوهش حاضر، مغایر با یافتههای تقیزاده خانقاه [4[ و نمازی و همکاران [15[ و همراستا با یافتههای محسنی و همکاران [13[ است.
با توجه به یافتههای پژوهش که نشان میدهد با افزایش تخصص حسابرس در صنعت، قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی نیز افزایش مییابد، به سازمان بورس و اوراق بهادار پیشنهاد میشود تدابیری اتخاذ کند تا شرکتهای پذیرفتهشده در بورس از حسابرسانی استفاده کنند که در صنعت مورد فعالیت شرکت تخصص داشته باشند. همچنین، به سازمان حسابرسی بهعنوان مرجع تدوین استانداردهای حسابداری و حسابرسی پیشنهاد میشود به تدوین دستورالعملها، رهنمودها و ضوابط تخصصیکردن خدمتهای حسابرسی در صنایع اهتمام ورزد؛ چراکه حسابرسان متخصص، عملیات حسابرسی را در کمترین زمان و با کیفیت بالا و کارایی بهتری انجام میدهند و طبقهبندی خدمتهای حسابرسی بهصورت تخصصی منجر به افزایش کیفیت و سودمندی گزارشهای مالی میشود.
)
