نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری، گروه حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
2 دانشیار، گروه حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
3 دانشیار، گروه اقتصاد، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
4 مربی، گروه حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Within the framework of corporate governance, audit committees play a vital and undeniable role in overseeing financial reporting and auditing. Despite extensive research on the financial expertise of audit committee members, the pivotal role of the committee chair—leader and coordinator of activities—has received less attention from researchers. Aiming to fill this gap, this research investigated and analyzed the impact of the audit committee chair's financial accounting expertise on oversight effectiveness, using data from 124 member firms listed on the Tehran Stock Exchange (TSE). The results indicate that firms whose committee chair possesses financial accounting expertise exhibited lower levels of discretionary accruals (less earnings management), a lower probability of material misstatements, and lower abnormal audit fees. Collectively, these findings have significant practical implications for boards of directors, nomination committees, regulatory bodies, and investors, highlighting the central and unparalleled role of the audit committee chair's expertise.
Introduction
Prior literature establishes that financial expertise on the audit committee (AC) is crucial for effective corporate governance and enhancing financial reporting quality (e.g., Cohen et al., 2014; Lisic et al., 2016). In the Iranian context, regulations mandate the presence of a "financial expert" on the AC. However, much of the existing research treats the AC as a homogenous group, paying less attention to the distinct and pivotal role of the AC chair as the committee's leader. The chair holds unique responsibilities, including setting the agenda, facilitating discussions, and acting as the primary liaison between the AC, executive management, and internal and external auditors (Bromilow & Keller, 2011). Without an expert at the helm to effectively leverage the skills of the members, the committee's oversight potential may not be fully realized.
This study addresses this gap by providing a comprehensive examination of the association between the accounting financial expertise (AFE) of the AC chair and oversight effectiveness in the context of an emerging market, the Tehran Stock Exchange (TSE). We argue that the chair’s specific accounting-focused expertise provides them with a deeper understanding of complex financial reporting issues and greater authority in challenging management’s opportunistic behavior. Accordingly, we investigate the link between the chair's AFE and three key indicators of oversight quality: (1) earnings management through discretionary accruals, (2) the likelihood of material misstatements in financial reports, and (3) the magnitude of abnormal audit fees, which can signal impaired auditor independence.
Methodology
Our sample consists of firms listed on the Tehran Stock Exchange (TSE) over the period from 2015 to 2023 (corresponding to the fiscal years 1394 to 1402 in the Iranian calendar). After applying standard filters, such as excluding financial firms and companies with insufficient data, the final sample comprises 574 firm-year observations for the earnings management and misstatement models, and 215 firm-year observations for the audit fee model. The difference in sample size is due to the non-disclosure of audit fee data by some firms.
Our primary independent variable, AC Chair AFE (AFE_CHAIR), is a dummy variable coded as 1 if the AC chair has professional experience as a certified accountant or auditor, has held a key accounting position (e.g., chief accountant), or possesses an academic degree in accounting or auditing. This definition aligns with prior international studies (e.g., Dhaliwal et al., 2010). The dependent variables are: (1) Discretionary Accruals (DACC), measured using the performance-adjusted modified-Jones model (Kothari et al., 2005) as a proxy for earnings management; (2) Material Misstatements (MMISSTATE), a dummy variable coded as 1 if the auditor issues a qualified or adverse opinion due to a departure from accounting standards, identified through content analysis of audit reports; and (3) Abnormal Audit Fees (ABFEE), calculated as the residual from a standard audit fee model that controls for firm size, complexity, and risk (Simunic, 1980). We employ OLS regression to test the hypotheses related to DACC and ABFEE, and logistic regression for the MMISSTATE hypothesis. All models include a comprehensive set of control variables identified in prior literature, along with industry and year fixed effects.
Findings
Our empirical results provide strong and consistent support for our hypotheses. First, we find that AC chair AFE is negatively and significantly associated with discretionary accruals (DACC) (coeff. = -0.026, p < 0.05). This result supports our first hypothesis and suggests that expert AC chairs are more effective at constraining opportunistic earnings management, thereby enhancing financial reporting quality.
Second, the results from our logistic regression show that AC chair AFE is negatively and significantly associated with the likelihood of material misstatements (MMISSTATE) (coeff. = -0.115, p < 0.05). In terms of economic significance, the presence of an expert chair reduces the odds of a material misstatement by approximately 10.9%. This finding highlights the chair's crucial role in ensuring the integrity and accuracy of financial statements.
Third, after correcting for model specification issues, we document a negative and significant relationship between AC chair AFE and abnormal audit fees (ABFEE). This suggests that expert chairs either mitigate audit risk, which leads to lower audit effort and fees, or are more effective at negotiating fees and preventing the payment of economic rents that could impair auditor independence. The economic magnitude of this effect is a reduction of approximately 0.058 standard deviations in abnormal audit fees.
Collectively, these findings provide robust evidence that the specific expertise of the person leading the audit committee is a powerful governance mechanism for improving both financial reporting quality and the audit process in the Iranian market.
Conclusion and Implications
This study contributes to the corporate governance literature by disentangling the effect of the AC chair's expertise from that of the committee members. Our findings underscore that the leadership of the AC is not merely ceremonial; the chair's specific skillset is a determining factor in the committee's effectiveness.
These results have significant practical implications. For regulators in Iran, such as the TSE, they suggest that corporate governance codes should place a stronger and more precise emphasis on the qualifications of the AC chair, not just the members. For boards of directors and nomination committees, our findings provide clear evidence that appointing an individual with demonstrable accounting financial expertise to lead the AC is a critical decision for enhancing oversight and mitigating agency costs. Finally, for investors, the AFE of the AC chair can serve as a valuable, observable signal of a firm's commitment to high-quality financial reporting and lower information risk.
کلیدواژهها [English]
بر اساس الزامات قانونی و مقرراتی مربوط به کمیتههای حسابرسی در ایران (سازمان بورس و اوراق بهادار تهران، 1391)، این کمیتهها موظف به نظارت بر فرایند گزارشگری مالی و حسابرسی هستند. پژوهشهای پیشین اهمیت تخصص مالی[i] را در اثربخشی این نظارت نشان دادهاند ( Lisic et al., 2016). در ایران نیز پژوهشهایی مانند تاری وردی و قادری (1396) نقش تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی بر جنبههایی از عملکرد شرکت را بررسی کردهاند، ولی در کلیۀ پژوهشهای انجامشده، نقش تخصصی رئیس کمیتۀ حسابرسی در کانون توجه قرار نگرفته و مشخص نشده است که علاوه بر اعضای متخصص، آیا تخصص رئیس کمیتۀ حسابرسی نیز عاملی اثرگذار و تعیینکننده است یا خیر. این تمایز اهمیتی بهسزا دارد؛ زیرا رئیس کمیتۀ حسابرسی رهبر کمیتۀ یادشده است و نقشهایی کلیدی و منحصربهفرد ایفا میکند؛ مسئولیتهایی خطیر مانند تعیین دستور کار جلسات، ایجاد هماهنگی بین اعضا، هدایت بحثها و بسترسازی برای نتایج خروجی، برقراری ارتباط با هیئتمدیره، مدیرعامل و حسابرسان داخلی و مستقل را به عهده دارد (Bromilow & Keller, 2011). میتوان ادعا کرد تخصص حسابداری مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی، بدون وجود یک رئیس متخصص که بتواند این دانش را به طور مؤثر در جهتدهی به فعالیتهای کمیته و ایفای نقشهای کلیدی خود به کار گیرد، اثرگذاری ناقصی دارد. با وجود این نقشهای محوری، همانطورکه قبلاً نیز بیان شد، پژوهشهای داخلی پیشین فقط بر اثرگذاری تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی تمرکز کردند و از کنکاش دربارۀ تأثیرگذاری تخصص حسابداری رئیس کمیته بر کنترل رفتار فرصتطلبانۀ مدیران غفلت کردند. البته بررسی موضوع تأثیرگذاری مانند تخصص حسابداری رئیس کمیتۀ حسابرسی بر اثربخشی نظارت در سطح بینالمللی نیز موضوعی نسبتاً جدید است که زمینهای نو و مهم برای پژوهش فراهم آورده است.
در راستای هدف کلی این پژوهش که همانا بررسی نقش تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی بر ارتقای کیفیت گزارشگری مالی و اثربخشی نظارت است، سعی شده است تا به طور مشخص تأثیر تخصص یادشده بر سه معیار کلیدی بررسی شود که وجود آنها باعث اثرگذاری منفی بر اعتماد سرمایهگذاران میشود و اعتبار اطلاعات مالی را مخدوش میکند. سه معیار کلیدی یادشده عبارتاند از: 1) دستکاری اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت سود حسابداری) (Cohen et al., 2014; Krishnamoorthy et al., 2023; Xie et al., 2003)، 2) احتمال وقوع تحریفهای بااهمیت (Gunn & Michas, 2018; Krishnamoorthy et al., 2023; Newton et al., 2013) و 3) کمرنگشدن استقلال حسابرس از طریق پایش حقالزحمههای غیرعادی حسابرسی (Choi et al., 2010; Hoitash et al., 2008).
با عنایت به نقشهای کلیدی و چندوجهی رئیس کمیتۀ حسابرسی در هدایت و هماهنگی فعالیتهای این کمیته و همچنین با توجه به شواهد بینالمللی موجود که بر اهمیت تخصص حسابداری مالی رئیس کمیته در ارتقای کیفیت گزارشگری مالی تأکید دارند (Cohen et al., 2014; Dhaliwal et al., 2010; Lisic et al., 2016)، انتظار میرود در شرکتهای ایرانی نیز تخصص حسابداری مالی ریاست کمیتۀ حسابرسی، تأثیری معنادار و چه بسا قویتر از تخصص سایر اعضای کمیته بر کیفیت گزارشگری مالی داشته باشد و موجب اعمال نظارتی مؤثر بر فرایند حسابرسی شود. به طور ویژه، انتظار میرود رئیس کمیتۀ حسابرسی با تخصص حسابداری مالی، ضمن داشتن درکی عمیق نسبت به مسائل پیچیدۀ حسابداری و مالی و همچنین با برخورداری از اقتدار و اعتبار بیشتر در تعامل با مدیریت و حسابرسان، بتواند به طور مؤثر از بروز اقدامات فرصتطلبانۀ مدیریت در زمینۀ مدیریت سود حسابداری جلوگیری کند (Lisic et al., 2016) و زمینۀ وقوع تحریفهای بااهمیت حسابداری را به کمترین حد ممکن کاهش دهد (Cohen et al., 2014 Newton, 2013; Gunn & Michas, 2018;) و در نهایت، مانع از مخدوششدن استقلال حسابرس خارجی نیز شود.
با عنایت به نقش اساسی و محوری کمیتۀ حسابرسی، پرسش بنیادی و اصلی این پژوهش این است که آیا تخصص حسابداری مالی رئیس این کمیته میتواند میزان اثرگذاری کمیتۀ حسابرسی را در اثربخشی نظارت، به شکلی تعیینکننده افزایش دهد و نویددهندۀ سلامت مالی شرکتها باشد یا خیر.
اگرچه در مطالعهای توسط افسای (1403)، تأثیر تخصص مالی و تجربۀ رئیس کمیتۀ حسابرسی بر انتخاب حسابرس، حقالزحمۀ حسابرسی و کیفیت حسابرسی بررسی شده است، در این پژوهش، با تمرکزی متمایز و نوآورانه بر تأثیرگذاری تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی بر اثربخشی نظارت با متغیرهای مدیریت سود، به تحریفهای بااهمیت و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرس توجه شده است؛ زیرا انتظار می رود تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی باعث افزایش تأثیرگذاری جنبۀ نظارتی و کنترلی کمیتۀ حسابرسی شود و این تأثیرگذاری مثبت باعث کاهش مدیریت سود، تحریفهای بااهمیت و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرس شود. این توجه و تمرکز از آن نظر اهمیت دارد که وجود پدیدههایی مانند دستکاری فرصتطلبانۀ سود، وقوع تحریفهای بااهمیت و وجود روابط غیرعادی بین حسابرسان مستقل و مدیران شرکتها، به طور مستقیم اعتماد سرمایهگذاران را مخدوش میکند و اعتبار اطلاعات مالی را به طرزی جالب توجه کاهش میدهد و طبیعتاً باعث افزایش ریسک سرمایهگذاری میشود.
مبانی نظری و پیشینه پژوهش
اثربخشی کمیتۀ حسابرسی
کمیتههای حسابرسی، به عنوان یکی از ارکان کلیدی حاکمیت شرکتی، نقشی حیاتی در تضمین کیفیت گزارشگری مالی و صیانت از منافع سهامداران ایفا میکنند. در ایران، تشکیل این کمیتهها و حضور دستکم یک «متخصص مالی» در ترکیب آنها، بر اساس دستورالعمل کنترلهای داخلی پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران و فرابورس ایران (مصوب 1391) الزامی است. با این حال، تعریف ارائهشده برای «متخصص مالی» در این دستورالعمل، به دلیل کلیبودن و عدم ارائۀ معیارهای دقیق و قابل اندازهگیری، ابهاماتی را در تعیین مصادیق واقعی این تخصص و نحوۀ سنجش آن ایجاد کرده است. از این رو، در بخش حاضر، با تمرکز بر تخصص حسابداری مالی به عنوان یکی از مهمترین انواع تخصص مالی، پژوهشهای پیشین در زمینۀ نقش تخصص حسابداری مالی در ارتقای کیفیت گزارشگری مالی را بررسی میکنیم. سپس، با توجه به نقش محوری رئیس کمیتۀ حسابرسی در هدایت و هماهنگی فعالیتهای این کمیته، خلأهای پژوهشی موجود در زمینۀ تأثیر تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی را بررسی میکنیم.
تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی از موضوعهایی است که بهتازگی توجه پژوهشگران حوزۀ حسابداری را به خود جلب کرده است. اصولاً تخصص حسابداری مالی داشتن تحصیلات دانشگاهی در رشتۀ حسابداری یا حسابرسی (دستکم در سطح کارشناسی) یا داشتن سابقۀ کار حرفهای مرتبط مانند حسابداری رسمی، حسابرس مستقل یا رئیس حسابداری تعریف میشود که در این پژوهش نیز از همین معیار استفاده شده است. این تعریف با الزامات قانونی و مقرراتی مربوط به کمیتههای حسابرسی در ایران (سازمان بورس و اوراق بهادار تهران،1391) تناقض ندارد.
با وجود پژوهشهای نسبتاً گستردۀ بینالمللی که در سالهای اخیر در زمینۀ تأثیر تخصص مالی اعضای کمیتۀ حسابرسی انجام شدهاند، تقریباً این امر تحکیم شده است که وجود چنین تخصصی کیفیت کار کمیتۀ حسابرسی را افزایش میدهد، اما نقطه ضعف این پژوهشها این است که در آنها به تأثیر تخصص رئیس کمیتۀ حسابرسی توجهی نشده و اصولاً به این پرسش پاسخ داده نشده است که آیا تمرکز تخصص حسابداری مالی در رئیس کمیتۀ حسابرسی تأثیرگذاری متفاوتی به دنبال دارد یا خیر. این غفلت در حالی صورت میگیرد که رئیس کمیتۀ حسابرسی، به عنوان «مدیرعامل کمیتۀ حسابرسی» (Ernst & Young, 2011) نقشی محوری و تعیینکننده در تضمین اثربخشی عملکرد کمیته ایفا میکند که البته این امر به ویژه در ساختار حاکمیت شرکتی ایران نیز از اهمیتی جالب توجه برخوردار است. رئیس کمیتۀ حسابرسی از طریق تعامل مستمر با مدیران ارشد اجرایی، مدیر واحد حسابرسی داخلی و شریک مؤسسۀ حسابرسی مستقل، نقش محوری خود را در نظارت بر فرایند گزارشگری مالی ایفا میکند. این تعاملات فرصتی برای تبادل اطلاعات دربارۀ ریسکهای کلیدی، چالشهای گزارشگری مالی و نتایج حسابرسی فراهم میآورد و به کمیتۀ حسابرسی امکان میدهد تا به طرزی مؤثرتر بر عملکرد مدیریت و حسابرسان نظارت داشته باشند. رئیس کمیتۀ حسابرسی همچنین مسئولیت تنظیم دستور کار جلسات کمیته را به عهده دارد و میکوشد تا اطمینان حاصل کند موضوعهای کلیدی و چالشهای پیش روی شرکت، به ویژه در حوزۀ گزارشگری مالی، در این جلسات بحث و بررسی شوند. در این راستا، وی با در نظر گرفتن عواملی مانند اهمیت موضوع، فوریت آن و تأثیر بالقوۀ آن بر گزارشگری مالی از طریق تعامل نزدیک با مدیران ارشد اجرایی، مدیر واحد حسابرسی داخلی و حسابرس مستقل، اولویتهای دستور کار را تعیین میکند (Abernathy et al., 2014; Tanyi & Smith, 2015). علاوه بر این، رئیس کمیتۀ حسابرسی نقشی مهم در انتخاب، ارزیابی و تعیین حقالزحمۀ حسابرس خارجی دارد و بر استقلال حسابرس از طریق بررسی دقیق خدمات غیرحسابرسی ارائهشده توسط وی نظارت میکند (PricewaterhouseCoopers., 2020).
چنانچه تخصص حسابداری مالی، رئیس کمیته را در ایفای نقش نظارتی و کنترلکنندۀ رفتار فرصتطلبانۀ مدیریت و مراقبت از استقلال حسابرسان خارجی یاری کند، انتظار میرود در شرکتهایی که رئیس کمیتۀ حسابرسی آنان از چنین ویژگی برخوردار است، فرصت و مجال برای مدیریتکردن سود و احتمال وقوع تحریفهای بااهمیت نیز کاهش یابد و همچنین احتمال مشاهدۀ مبالغ غیرعادی حقالزحمۀ حسابرسی قلیل و اندک شود. از آنجا که منطق نظری و شواهد تجربی بینالمللی مؤید این مطلب است که اثربخشی کمیتۀ حسابرسی تا حد زیادی به توانایی رئیس آن در مدیریت مؤثر جلسات، ایجاد ارتباط سازنده با مدیر ارشد مالی و حسابرس مستقل و هدایت بحثها در خصوص مسائل پیچیدۀ حسابداری و حسابرسی بستگی دارد، در این پژوهش نیز تأثیرگذاری رئیس کمیتۀ حسابرسی متخصص در کانون توجه قرار گرفته است و سعی شده است تا میزان تأثیرگذاری تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی بر سلامت مالی و صیانت از استقلال حسابرس خارجی مورد توجه قرار گیرد که خروجی آن منجر به افزایش کیفیت گزارشگری مالی میشود. در نهایت، تأکید میشود انتظار میرود رئیس کمیتۀ حسابرسی متخصص که از دانش کافی برخوردار است قادر باشد مسائل بحثبرانگیز و پرچالش حسابداری و حسابرسی را شناسایی، ارزیابی و در نهایت حلوفصل کند.
مدیریت سود
همانطور که قبلاً گفته شد، انتظار میرود رئیس کمیتۀ حسابرسی رفتار فرصتطلبانۀ مدیریت را رصد و مجال مدیریتکردن سود را محدود کند (مشایخ و پورفخریان، ۱۴۰۱). مدیریت سود عبارت است از مداخلۀ عمدی و هدفمند مدیریت در فرایند محاسبه سود به نحوی که سود مدنظر مدیریت حاصل و گزارش شود (Schipper, 1989). مدیریت سود از نظر شیوۀ انجام به سه گروه مدیریت سود از طریق اقلام تعهدی، مدیریت سود از طریق فعالیتهای واقعی و مدیریت سود از طریق تجدید طبقهبندی تفکیک میشود. در این پژوهش، مدیریت سود (از طریق اقلام تعهدی) مورد توجه قرار گرفته است؛ زیرا این نوع از مدیریت سود بر وجه نقد و ارزش شرکت تأثیری نمیگذارد و جسورانه محسوب نمیشود و به همین دلیل، شیوهای رایج است. البته اقلام تعهدی نیز به دو دستۀ اختیاری و غیراختیاری تفکیک میشود که اقلام تعهدی اختیاری نمایندۀ مدیریت سود تعهدی است، زیرا به میل و ارادۀ مدیریت ایجاد میشود (ایزدینیا و همکاران، ۱۳۹۲).
تحریف بااهمیت
در استانداردهای حسابرسی، تحریف به صورت هر گونه مغایرت بین مبلغ، نحوۀ طبقهبندی، ارائه یا افشای یک قلم گزارششده در صورتهای مالی و مبلغ، نحوۀ طبقهبندی، ارائه یا افشای آن قلم طبق الزامات چارچوب گزارشگری مالی مربوط تعریف شده است. ضمناً طبق بند ۱۳ استاندارد حسابرسی ۲۰۰، تحریفها ممکن است ناشی از اشتباه یا تقلب باشند. ملاحظه میشود در تعریف ارائهشده بر عدم انطباق مبالغ گزارششده یا نحوۀ طبقهبندی و افشای آن با موازین و معیارهای الزامآور در متن استانداردهای حسابداری تأکید شده است و همچنین تأکید شده است عمدی یا سهوی بودن عدم انطباق یادشده بر اصل و ماهیت تحریف تأثیر نمیگذارد. همچنین، در استانداردهای حسابرسی تصریح شده است که تحریفها، شامل موارد گزارشنشده، بنا بر بند ۲ استاندارد حسابرسی ۳۲۰، زمانی بااهمیت تلقی میشوند که به طور منطقی انتظار میرود بهتنهایی یا در مجموع، بتوانند بر تصمیمهای اقتصادی استفادهکنندگان اثر بگذارند که بر مبنای صورتهای مالی اتخاذ میشوند.
حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی
حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی به معنای حقالزحمهای است که حسابرسان بیشتر و گاهی کمتر از حد نصاب عرفی و تعرفهای از صاحبکار طلب و دریافت میکنند. مبلغ حقالزحمۀ حسابرسی به عواملی مانند پیچیدگی سیستم مالی صاحبکار و ضعف یا قوت کنترلهای داخلی صاحبکار بستگی دارد که بر اساس این عوامل، ساعات رسیدگی و مبلغ حقالزحمۀ حسابرسی تعیین میشود. گاهی دیده شده است که حسابرسان مستقل مبلغ حقالزحمۀ حسابرسی را بر اساس ملاحظاتی دیگر تعیین میکنند و لحاظکردن این ملاحظات در تعیین مبلغ حقالزحمه سبب میشود مبلغ آن از حقالزحمۀ عادی عدول کند؛ امری که شائبۀ به خطر افتادن استقلال حسابرس را در اذهان ایجاد میکند. معمولاً انتظار میرود در صورت وجود حقالزحمۀ غیرعادی، خواستهها و تمایلات مدیران شرکتهای مورد رسیدگی در اعلام نتیجۀ حسابرسی و متن گزارش حسابرسی تأثیر بگذارد و گزارش حسابرسی جهتدار شود. در همین زمینه، مطالعاتی متعدد در زمینۀ حقالزحمۀ غیرعادی و پیوند آن با کیفیت اطلاعات حسابداری کنکاش کردهاند (واعظ و همکاران، ۱۳۹۷؛ منصوری سرنجیانه و تنانی، ۱۳۹۲).
با عنایت به یافتههای پژوهشهای پیشین (Cohen et al., 2014; Dhaliwal et al., 2010; Lisic et al., 2016) که بر ارتباط مثبت میان تخصص حسابداری مالی و کیفیت گزارشگری مالی و نظارت مؤثر بر فرایند حسابرسی دلالت دارند و با توجه به کلیۀ مطالب گفتهشده در این پژوهش سعی شده است به این نکته توجه شود که تأثیر تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی بر کیفیت گزارشگری مالی چگونه بوده است. آیا یک رئیس کمیتۀ متخصص میتواند موجب سلامت مالی و ارتقای کیفیت گزارشگری مالی شود یا خیر. طبیعتاً انتظار میرود در صورت اثرگذاری جالب توجه تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی، حجم اقلام تعهدی و احتمال تحریفهای بااهمیت کاهش یابد (Krishnamoorthy et al., 2023). همچنین، انتظار میرود حضور و وجود رئیس کمیتۀ حسابرسی متخصص موجب صیانت از استقلال حسابرسان شود و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی نیز محدود و کمرنگ شود. با توجه به توضیحات بیانشده، فرضیههای این پژوهش به قرار زیر تبیین شدهاند:
فرضیۀ ۱: تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری تأثیر منفی معناداری دارد.
فرضیۀ ۲: تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی بر تحریفهای بااهمیت تأثیر منفی معناداری دارد.
فرضیۀ ۳: تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی بر حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی تأثیر منفی معناداری دارد.
روش پژوهش
همانطور که پیشتر اشاره شد، تمرکز این پژوهش بر بررسی رابطۀ بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و اثربخشی نظارت کمیتۀ حسابرسی از طریق سنجش مدیریت سود، تحریفهای بااهمیت و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی است. دادههای مورد نیاز برای این پژوهش از شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران برای سالهای مالی 1394 تا 1402 گردآوری شدهاند. از این جامعۀ اولیه، شرکتهای فعال در صنایع واسطهگری مالی (سرمایهگذاری، لیزینگ، بانک و بیمه) به دلیل تفاوتهای ماهوی در ساختار مالی و الزامات گزارشگری حذف شدند. همچنین، شرکتهایی که اطلاعات کافی آنها برای محاسبۀ متغیرهای پژوهش در دسترس نبود، یا سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند نبود، یا در طول دورۀ تحت بررسی تغییر سال مالی داده بودند، از نمونه حذف شدند. با اعمال این معیارها، بسته به متغیر وابسته، حجم نمونۀ نهایی به 574 سال-شرکت برای مدلهای مرتبط با اقلام تعهدی اختیاری و تحریفات و 215 سال-شرکت برای مدل مربوط به حقالزحمۀ حسابرسی کاهش یافت. تفاوت در حجم نمونه برای مدل حقالزحمۀ حسابرسی به دلیل عدم افشای اطلاعات مربوط به حقالزحمۀ حسابرسی توسط برخی از شرکتهای نمونۀ اولیه در صورتهای مالی حسابرسیشده یا سایر گزارشهای منتشرشده است.
مدلهای پژوهش
تجزیهوتحلیل اقلام تعهدی اختیاری[ii]
به عنوان اولین معیار سنجش کیفیت گزارشگری مالی، بر اقلام تعهدی اختیاری تمرکز میکنیم. اقلام تعهدی اختیاری به عنوان نماگری برای مدیریت سود عمل میکند که خود نشانهای از کیفیت کم گزارشگری مالی است و در پژوهشهای حسابداری و حاکمیت شرکتی به طور گسترده استفاده میشود (Cohen et al., 2014; Xie et al., 2003). برای برآورد اقلام تعهدی اختیاری، از مدل تعدیلشدۀ جونز (Jones, 1991) استفاده میکنیم که توسط کوتاری و همکاران (Kothari et al., 2005) توسعه یافته است.[iii] اقلام تعهدی اختیاری (DACC) به صورت تفاوت بین کل اقلام تعهدی و مقادیر برآوردشده از مدل (اقلام تعهدی غیراختیاری) محاسبه میشود.
برای آزمون فرضیۀ اول که رابطۀ بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری را بررسی میکند، از روش رگرسیون حداقل مربعات معمولی (OLS) استفاده میکنیم. مدل رگرسیونی استفادهشده برای آزمون فرضیۀ اول به صورت مدل (1) است:
|
(1) |
|
* نحوۀ اندازهگیری اقلام تعهدی اختیاری طبق روش کوتاری و همکاران (Kothari et al., 2005) در پاورقی همین صفحه آورده شده است.
تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی به عنوان متغیر مستقل
برای سنجش تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی، از اطلاعات مربوط به سوابق شغلی و تحصیلی رئیس کمیتۀ حسابرسی استفاده شده است. این اطلاعات از گزارشهای فعالیت هیئتمدیره و سایر اطلاعات منتشرشده در سامانۀ جامع اطلاعرسانی ناشران (کدال) برای شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی 1394 تا 1402 استخراج شده است.
مطابق رویۀ پژوهشهای پیشین (Baber et al., 2015; Badolato et al., 2014; Bryan et al., 2013; Cohen et al., 2014; Dhaliwal et al., 2010)، رئیس کمیتۀ حسابرسی در صورتی دارای تخصص حسابداری مالی در نظر گرفته میشود که دارای سابقۀ کار حرفهای به عنوان حسابدار رسمی، حسابرس، رئیس حسابداری، یا سابقۀ کار در سازمان حسابرسی یا مؤسسههای حسابرسی معتبر و مورد تأیید بورس اوراق بهادار تهران باشد، یا دارای مدرک تحصیلی کارشناسی یا بالاتر در رشتههای حسابداری، حسابرسی، یا سایر رشتههای مرتبط با گرایش مالی-حسابداری باشد، یا دارای گواهینامههای حرفهای معتبر در حوزۀ حسابداری و حسابرسی (مانند گواهینامۀ حسابدار رسمی) باشد. متغیر AFE_CHAIR یک متغیر دووجهی است که اگر رئیس کمیتۀ حسابرسی دارای یکی از شرایط بالا باشد، مقدار 1 و در غیر این صورت، مقدار 0 میگیرد.
متغیرهای کنترلی
با توجه به اینکه عواملی متعدد ممکن است بر کیفیت گزارشگری مالی و فرایند حسابرسی تأثیر بگذارند، در این پژوهش از متغیرهای کنترلی زیر استفاده شده است. انتخاب این متغیرها بر اساس مطالعات پیشین (Cohen et al., 2014; Francis & Michas, 2013; Kuang et al., 2020; Newton et al., 2013; Xie et al., 2003) و با هدف کنترل اثرات احتمالی این عوامل بر رابطۀ بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و متغیرهای وابسته صورت گرفته است. فهرست کامل متغیرهای کنترلی بهکاررفته در این پژوهش به همراه نحوۀ محاسبۀ آنها در نگارۀ 1) ارائه شده است.
نگارۀ 1: تعاریف متغیرهای کنترلی
Table 1: Definitions of Control Variables
|
نماد |
متغیر مورد بررسی |
نحوۀ محاسبۀ متغیر |
|
LNCEOTENURE |
تصدی مدیرعامل |
لگاریتم طبیعی تعداد سالهایی که مدیرعامل در این سمت بوده است. |
|
BINDEP |
استقلال هیئتمدیره |
نسبت تعداد اعضای غیرموظف (مستقل) هیئتمدیره به کل اعضای هیئتمدیره |
|
CEOCHAIR |
ریاست هیئتمدیره توسط مدیرعامل |
متغیر مجازی (دووجهی) که اگر مدیرعامل، رئیس یا نایبرئیس هیئتمدیره نیز باشد، مقدار 1 و در غیر این صورت، مقدار 0 میگیرد. |
|
LNCHAIRTENURE |
تصدی صندلی ریاست کمیتۀ حسابرسی |
لگاریتم طبیعی تعداد سالهایی که رئیس کمیتۀ حسابرسی در این سمت بوده است. |
|
LEVERAGE |
اهرم مالی |
نسبت کل بدهیها به کل داراییهای شرکت در پایان سال مالی |
|
OCFTA |
جریان نقدی عملیاتی |
نسبت جریان نقد حاصل از عملیات به کل داراییهای پایان دورۀ قبل |
|
LNASSETS |
کل داراییها |
لگاریتم طبیعی کل داراییهای شرکت |
|
CAPINT |
شدت سرمایه |
نسبت خالص اموال، ماشینآلات و تجهیزات به کل داراییها |
|
BIG |
اندازۀ حسابرس |
متغیر مجازی (دووجهی) که اگر شرکت توسط سازمان حسابرسی حسابرسی شده باشد، مقدار 1 و در غیر این صورت، مقدار 0 میگیرد. |
|
GROWTH |
رشد فروش |
درصد تغییر در فروش شرکت نسبت به سال قبل |
|
LNFIRMAGE |
سن شرکت |
لگاریتم طبیعی تعداد سالهایی که از تأسیس شرکت میگذرد. |
|
LOSS |
زیان |
متغیر مجازی (دووجهی) که اگر شرکت در سال جاری زیان گزارش کرده باشد، مقدار 1 و در غیر این صورت، مقدار 0 میگیرد. |
|
RESSTATEMENT |
تجدید ارائۀ صورتهای مالی |
متغیر مجازی (دووجهی) که اگر صورتهای مالی شرکت در سال جاری تجدید ارائه شده باشند، مقدار 1 و در غیر این صورت، مقدار 0 میگیرد. |
|
CR |
نسبت جاری |
نسبت داراییهای جاری به بدهیهای جاری |
|
RECINV |
نسبت مطالبات و موجودیها |
مجموع حسابهای دریافتنی و موجودی کالا تقسیم بر کل داراییها |
|
CA_TA |
نسبت داراییهای جاری |
نسبت داراییهای جاری به کل داراییها |
|
ROA |
نرخ بازده داراییها |
نسبت سود عملیاتی (سود قبل از اقلام غیرمترقبه) به کل داراییهای پایان دورۀ قبل |
|
INTANG |
داراییهای نامشهود |
نسبت داراییهای نامشهود به کل داراییها |
|
OPINION |
اظهارنظر تعدیلشدۀ حسابرس |
متغیر مجازی (دووجهی) که اگر حسابرس نسبت به صورتهای مالی شرکت، نظر «مشروط»، «مردود»، یا «عدم اظهارنظر» ارائه کرده باشد، مقدار 1 و در غیر این صورت (نظر «مقبول»)، مقدار 0 میگیرد. |
تجزیهوتحلیل تحریف بااهمیت[iv]
به عنوان معیاری دیگر برای سنجش کیفیت گزارشگری مالی، از متغیر تحریفهای بااهمیت (MMISSTATE) استفاده میکنیم. این متغیر وقوع تحریفهای بااهمیت در صورتهای مالی را نشان میدهد. منظور از تحریفهای بااهمیت، طبق استاندارد 200 حسابرسی ایران، هرگونه اشتباه یا تقلب عمدی در صورتهای مالی است که به اندازهای مهم باشد که بتواند بر قضاوت یا تصمیمگیری یک استفادهکنندۀ منطقی از صورتهای مالی تأثیر بگذارد. در این پژوهش، تمرکز بر تحریفهایی بااهمیت است که ناشی از خطاهای دفتری و سهوی نیستند؛ زیرا تحریفهای بااهمیت عمدی شدیدتر از خطاهای سهوی هستند و میتوانند برای استفادهکنندگان صورتهای مالی گمراهکنندگی زیادی داشته باشد و ضمناً نشانۀ بارز کیفیت کم گزارشگری مالی محسوب میشوند (Aobdia, 2019; Albrecht et al., 2018; DeFond & Zhang, 2014; Kuang et al., 2020).
برای آزمون فرضیۀ دوم، از یک مدل رگرسیون لجستیک به شرح زیر استفاده میکنیم:
|
(2) |
|
متغیر دووجهی MMISSTATE: مقدار 1 در صورت ارائۀ نظر «مشروط» یا «مردود» توسط حسابرس مستقل به دلیل وجود تحریف بااهمیت در صورتهای مالی؛ و مقدار 0 در غیر این صورت.
حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی[v]
یکی دیگر از متغیرهای وابستۀ این پژوهش حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی است. در تئوری، حسابرسان مستقل حقالزحمه را در سطحی تعیین میکنند که هزینههای حسابرسی و ریسکهای مرتبط (از جمله ریسک دعاوی حقوقی آتی) را پوشش دهد (Simunic, 1980). علاوه بر کل حقالزحمه، بخش غیرعادی آن (یعنی بخشی که فراتر از حد انتظار و عرف معمول است) نیز مورد توجه پژوهشگران قرار گرفته است. به دنبال کینی و لیبی که استدلال کردند حقالزحمۀ حسابرسی غیرعادی میتواند تأثیر منفی جالب توجهی بر کیفیت حسابرسی داشته باشد (Kinney & Libby, 2002)، مطالعاتی دیگر نیز این موضوع را بررسی کردهاند. بسیاری از این مطالعات نشان میدهند حقالزحمۀ غیرعادی زیاد ممکن است نشاندهندۀ وجود رانتهای اقتصادی برای حسابرس باشد و استقلال او را مخدوش کند که خروجی آن کاهش کیفیت حسابرسی است (Asthana & Boone, 2012; Choi et al., 2010).
برای محاسبۀ حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی (ABFEE)، ابتدا مدل رگرسیونی زیر را برای برآورد حقالزحمۀ عادی حسابرسی تخمین میزنیم:
|
(3) |
|
سپس، حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی (ABFEE) به عنوان باقیماندۀ این مدل رگرسیونی محاسبه میشود؛ یعنی ABFEE تفاوت بین حقالزحمۀ واقعی حسابرسی و حقالزحمۀ پیشبینیشده توسط مدل است.
برای آزمون فرضیۀ سوم که رابطۀ بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی را بررسی میکند، از مدل رگرسیون خطی چندگانۀ زیر استفاده میکنیم:
|
(4) |
|
تحلیل دادهها و آزمون فرضیهها
آمار توصیفی
نگارۀ 2: آمار توصیفی متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی استفادهشده در مدلها را ارائه میدهد. میانگین و میانۀ اقلام تعهدی اختیاری به ترتیب 002/0- و 003/0- است. میانگین لگاریتم طبیعی حقالزحمۀ حسابرسی برابر 486/21 است. برای به دست آوردن درک بهتر از میزان حقالزحمۀ حسابرسی، میانگین آن را محاسبه میکنیم. میانگین حقالزحمۀ حسابرسی برابر است با حاصل (486/21) که تقریباً معادل 366/918/138/2 ریال است؛ یعنی حدود 14/2 میلیارد ریال (یا 214 میلیون تومان). همچنین، انحراف معیار لگاریتم طبیعی حقالزحمۀ حسابرسی برابر 755/0 است. همچنین، میانگین متغیر استقلال هیئتمدیره (676/0) در سطحی مطلوب قرار دارد و با مطالعات پیشین در ایران (برای مثال، مشایخی و همکاران، 1402) همسو است.
دربارۀ متغیرهای حاکمیتی، مشاهده میکنیم مدیرعامل در حدود 40/4 درصد از شرکتهای نمونه به عنوان رئیس هیئتمدیره عمل میکند و حدود ۶۷/۶ درصد از کل اعضای هیئتمدیره مستقل هستند. دورۀ تصدی رئیس کمیتۀ حسابرسی به طور متوسط 19 ماه است ( ). مدت تصدی مدیرعامل به طور متوسط 23ماهه است ( ). این آمار توصیفی و همچنین میانگین سایر متغیرهای کنترلی با آنچه در سایر مطالعات اخیر یافت شده است، مشابه است (مشایخی و همکاران، 1402؛ خواجوی و همکاران، 1401).
نگارۀ 2: آمار توصیفی متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی
Table 2: Descriptive Statistics for Dependent, Independent and Control Variables
|
متغیرها |
نماد |
تعداد |
حداقل |
حداکثر |
میانگین |
میانه |
انحراف معیار |
|
اقلام تعهدی اختیاری |
DACC |
574 |
510/0- |
603/0 |
003/0- |
002/0- |
133/0 |
|
تحریفهای بااهمیت |
MMISSTATE |
574 |
000/0 |
000/1 |
287/0 |
000/0 |
453/0 |
|
حقالزحمۀ حسابرسی |
LAUDF |
215 |
489/19 |
177/23 |
486/21 |
473/21 |
755/0 |
|
حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی |
ABFEE |
215 |
090/1- |
030/20 |
092/0 |
000/0 |
373/1 |
|
تخصص رئیس |
AFE_CHAIR |
574 |
000/0 |
000/1 |
521/0 |
000/0 |
500/0 |
|
اندازۀ حسابرس |
BIG |
574 |
000/0 |
000/1 |
279/0 |
000/0 |
499/0 |
|
تصدی مدیرعامل |
LNCEOTENURE |
574 |
000/0 |
703/2 |
664/0 |
693/0 |
652/0 |
|
استقلال هیئتمدیره |
BINDEP |
574 |
200/0 |
000/1 |
676/0 |
693/0 |
170/0 |
|
ریاست هیئتمدیره توسط مدیرعامل |
CEOCHAIR |
574 |
000/0 |
000/1 |
404/0 |
000/0 |
491/0 |
|
تصدی صندلی ریاست کمیتۀ حسابرسی |
LNCHAIRTENURE |
574 |
000/0 |
945/1 |
476/0 |
693/0 |
527/0 |
|
اهرم مالی |
LEVERAGE |
574 |
010/0 |
270/1 |
512/0 |
510/0 |
202/0 |
|
جریان نقدی عملیاتی |
OCFTA |
574 |
372/0- |
722/0 |
146/0 |
116/0 |
158/0 |
|
کل داراییها |
LNASSETS |
574 |
394/5 |
330/21 |
784/15 |
705/15 |
193/2 |
|
شدت سرمایه |
CAPINT |
574 |
040/0- |
990/0 |
236/0 |
170/0 |
197/0 |
|
رشد فروش |
GROWTH |
574 |
400/0- |
770/1 |
396/0 |
377/0 |
330/0 |
|
نسبت جاری |
CR |
574 |
006/0 |
672/74 |
294/2 |
504/1 |
126/5 |
|
داراییهای نامشهود |
INTANG |
215 |
000/0 |
240/0 |
010/0 |
003/0 |
023/0 |
|
اظهارنظر تعدیلشدۀ حسابرس |
OPINION |
215 |
000/0 |
000/1 |
233/0 |
000/0 |
426/0 |
|
نسبت مطالبات و موجودیها |
RECINV |
574 |
000/0 |
190/1 |
518/0 |
520/0 |
222/0 |
|
سن شرکت |
LNFIRMAGE |
574 |
693/0 |
343/4 |
499/3 |
584/3 |
520/0 |
|
نسبت داراییهای جاری |
CA_TA |
215 |
070/0 |
970/0 |
668/0 |
740/0 |
223/0 |
|
نرخ بازده داراییها |
ROA |
215 |
116/0- |
842/0 |
222/0 |
183/0 |
157/0 |
|
زیان |
LOSS |
574 |
000/0 |
000/1 |
044/0 |
000/0 |
204/0 |
|
تجدید ارائۀ صورتهای مالی |
RESSTATEMENT |
574 |
000/0 |
000/1 |
329/0 |
000/0 |
470/0 |
تحلیل رگرسیون - اقلام تعهدی اختیاری
نتایج تحلیل رگرسیون مربوط به بررسی رابطۀ بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری در نگارۀ 3) ارائه شده است. همانطور که مشاهده میشود، ضریب متغیر AFE_CHAIR برابر 026/0- و از نظر آماری در سطح خطای 5 درصد معنادار است. این یافته به معنای تأیید فرضیۀ اول پژوهش است و نشان میدهد شرکتهایی که رئیس کمیتۀ حسابرسی آنها دارای تخصص حسابداری مالی است، اقلام تعهدی اختیاری کمتری دارند. به بیان دیگر، تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی میتواند به عنوان یک عامل بازدارنده در برابر مدیریت سود از طریق اقلام تعهدی اختیاری عمل کند.
نگارۀ 3: نتایج آزمون رگرسیون - اقلام تعهدی اختیاری
Table 3: Regression Results – Discretionary Accruals
|
متغیرها |
نماد |
ضریب |
خطای استاندارد |
آمارۀ t |
احتمال |
|||||
|
تخصص رئیس |
AFE_CHAIR |
026/0- |
012/0 |
100/2- |
036/0 |
|||||
|
تصدی مدیرعامل |
LNCEOTENURE |
007/0 |
008/0 |
888/0 |
375/0 |
|||||
|
استقلال هیئتمدیره |
BINDEP |
089/0 |
042/0 |
103/2 |
036/0 |
|||||
|
ریاست هیئتمدیره توسط مدیرعامل |
CEOCHAIR |
037/0 |
015/0 |
410/2 |
016/0 |
|||||
|
اندازۀ حسابرس |
BIG |
402/0- |
100/0 |
013/4- |
001/0 |
|||||
|
تصدی صندلی ریاست کمیتۀ حسابرسی |
LNCHAIRTENURE |
004/0 |
009/0 |
047/0 |
963/0 |
|||||
|
اهرم مالی |
LEVERAGE |
020/0 |
038/0 |
537/0 |
592/0 |
|||||
|
جریان نقدی عملیاتی |
OCFTA |
984/0- |
043/0 |
855/22- |
000/0 |
|||||
|
کل داراییها |
LNASSETS |
014/0- |
009/0 |
525/1- |
128/0 |
|||||
|
شدت سرمایه |
CAPINT |
073/0 |
051/0 |
428/1 |
154/0 |
|||||
|
رشد فروش |
GROWTH |
029/0 |
015/0 |
878/1 |
061/0 |
|||||
|
سن شرکت |
LNFIRMAGE |
139/0- |
097/0 |
435/1- |
152/0 |
|||||
|
اثرات ثابت صنعت |
|
لحاظ شده است |
|
|||||||
|
اثرات ثابت سال |
|
لحاظ شده است |
|
|||||||
|
تعداد مشاهدات |
n |
574 |
|
|
||||||
|
ضریب تعیین |
R-squared |
591/0 |
|
|
||||||
|
دوربین-واتسون |
durbin-watson stat |
133/2 |
|
|
||||||
|
آمارۀ F |
F-statistic |
438/4 |
|
|
||||||
|
احتمال آمارۀ F |
Prob(F-statistic) |
000000/0 |
|
|
||||||
این یافتهها نشان میدهد تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی یکی از عوامل مهم در ارتقای کیفیت گزارشگری مالی و کاهش مدیریت سود از طریق اقلام تعهدی اختیاری است.
در رابطه با متغیرهای کنترلی، نتایج نشان میدهد اندازۀ حسابرس (BIG) دارای رابطهای منفی و بسیار معنادار است (0001/0) که نشان میدهد شرکتهای حسابرسیشده توسط مؤسسههای بزرگتر مدیریت سود کمتری دارند. همچنین، استقلال هیئتمدیره (BINDEP) و دوگانگی وظیفۀ مدیرعامل (CEOCHAIR) هر دو رابطهای مثبت و معنادار با اقلام تعهدی اختیاری دارند. همانطور که انتظار میرفت، جریان نقد عملیاتی (OCFTA) نیز رابطهای منفی و معنادار با اقلام تعهدی دارد.
گفتنی است، مقدار ضریب تعیین (R-squared) مدل برابر 591/0 است که نشان میدهد متغیرهای مستقل و کنترلی مدل، در مجموع، میتوانند حدود 59 درصد از تغییرات متغیر وابسته (اقلام تعهدی اختیاری) را توضیح دهند. همچنین، آمارۀ دوربین- واتسون (133/2) حاکی از عدم وجود خودهمبستگی جدی در خطاهای مدل است.
تحلیل رگرسیون لجستیک - تحریفهای بااهمیت
نتایج حاصل از برآورد مدل رگرسیون لجستیک که رابطۀ بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و احتمال وقوع تحریفهای بااهمیت (MMISSTATE) را بررسی میکند، در نگارۀ 4) ارائه شده است. همانطور که در این جدول مشاهده میشود، ضریب متغیر AFE_CHAIR برابر 115/0 - و از نظر آماری در سطح خطای 5 درصد معنادار است (015/0 p=). این یافته به معنای تأیید فرضیۀ دوم پژوهش است و نشان میدهد شرکتهایی که رئیس کمیتۀ حسابرسی آنها دارای تخصص حسابداری مالی است، به طرزی معنادار احتمال کمتری برای وقوع تحریفهای بااهمیت در صورتهای مالی خود دارند. به بیان دیگر، تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی میتواند به عنوان یک عامل بازدارنده در برابر تحریفهای بااهمیت عمل کند و در نتیجه، به بهبود کیفیت گزارشگری مالی کمک میکند.
نگارۀ 4: نتایج آزمون رگرسیون لجستیک – تحریفهای بااهمیت
Table 4: Logistic Regression Results – Material Misstatements
نتایج حاصل از برآورد مدل رگرسیون لجستیک که رابطۀ بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و احتمال وقوع تحریفهای بااهمیت را بررسی میکند، در نگارۀ (۴) ارائه شده است.
همانطور که مشاهده میشود، ضریب متغیر AFE_CHAIR برابر 115/0- و از نظر آماری در سطح خطای ۵ درصد معنادار است (015/0). این یافته به معنای تأیید فرضیۀ دوم پژوهش است و نشان میدهد بین تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی و احتمال وقوع تحریف بااهمیت، رابطهای منفی و معنادار وجود دارد.
برای تفسیر بزرگی این اثر از نظر اهمیت اقتصادی، ضریب رگرسیون لجستیک به «نسبت شانس» تبدیل میشود. نسبت شانس برای این متغیر برابر 891/0 ( ) است. این عدد نشان میدهد در شرکتهایی که رئیس کمیتۀ حسابرسی آنها دارای تخصص حسابداری مالی است، شانس وقوع یک تحریف بااهمیت 9/10 درصد کمتر از شرکتهایی است که رئیس کمیتۀ آنها فاقد این تخصص است (109/0=891/0-1). این کاهش، اهمیت عملی و اقتصادی تخصص رئیس کمیتۀ را در کاهش ریسک گزارشگری مالی برجسته میکند.
تحلیل رگرسیون - حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی
همانطور که پیشتر اشاره شد، حقالزحمۀ حسابرسی به دو بخش عادی و غیرعادی تقسیم میشود. حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی (ABFEE) که متغیر وابسته در این تحلیل است، از طریق باقیماندۀ مدل رگرسیونی برآورد حقالزحمۀ عادی حسابرسی (معادلۀ 3) به دست میآید. بنابراین، میتوان از باقیماندههای این مدل به عنوان برآوردی از حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی استفاده کرد. نتایج تحلیلهای مربوط به ABFEE در نگاره 5) ارائه شده است.
نگاره 5: نتایج آزمون رگرسیون – حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی
Table 5: Regression Results – Abnormal Audit Fees
|
متغیرها |
نماد |
ضریب |
خطای استاندارد |
آمارۀ t |
احتمال |
|
تخصص رئیس |
AFE_CHAIR |
-0/0801 |
0/039 |
-2/0820 |
0/0391 |
|
تصدی مدیرعامل |
LNCEOTENURE |
-0/2642 |
0/068 |
-3/8911 |
0/0002 |
|
ریاست هیئتمدیره توسط مدیرعامل |
CEOCHAIR |
-0/0792 |
0/066 |
-1/2081 |
0/2290 |
|
استقلال هیئتمدیره |
BINDEP |
-0/7165 |
-0/2642 |
-3/8248 |
0/0002 |
|
تصدی صندلی ریاست کمیتۀ حسابرسی |
LNCHAIRTENURE |
0/2523 |
0/072 |
3/5022 |
0/0006 |
|
اندازۀ حسابرس |
BIG |
0/2935 |
0/110 |
2/6606 |
0/0087 |
|
سن شرکت |
LNFIRMAGE |
0/3465 |
0/117 |
2/9672 |
0/0036 |
|
جریان نقدی عملیاتی |
OCFTA |
-0/1017 |
0/163 |
-0/6239 |
0/5336 |
|
شدت سرمایه |
CAPINT |
-0/0544 |
0/111 |
-0/4890 |
0/6256 |
|
رشد فروش |
GROWTH |
-0/0614 |
0/047 |
-1/2991 |
0/1960 |
|
اثرات ثابت صنعت |
|
لحاظ شده است |
|||
|
اثرات ثابت سال |
|
لحاظ شده است |
|||
|
تعداد مشاهدات |
n |
215 |
|
||
|
ضریب تعیین |
R-squared |
0/968 |
|
||
|
دوربین-واتسون |
durbin-watson stat |
2/438 |
|
||
|
آمارۀ F |
F-statistic |
61/203 |
|
||
|
احتمال آمارۀ F |
Prob(F-statistic) |
0/00000 |
|
||
همانطور که در این جدول مشاهده میشود، ضریب متغیر AFE_CHAIR برابر 0801/0- و از نظر آماری در سطح خطای 5 درصد معنادار است (0391/0 p=) که حاکی از وجود رابطۀ منفی معناداری بین تخصص حسابداری رئیس کمیتۀ حسابرسی و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی است؛ یعنی شرکتهایی که رئیس کمیتۀ حسابرسی آنها دارای تخصص حسابداری مالی است، بر نفی رابطۀ مالی بین مدیریت و حسابرسان مستقل تمرکز میکنند که این امر موجب کاهش حقالزحمۀ غیرعادی میشود که به معنای حفاظت و صیانت از استقلال حسابرس است.
ضمناً، این نتیجه میتواند گویای این باشد که تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی موجب تقویت نظارت بر گزارشگری مالی شرکتها و همچنین تقویت نظارت بر فرایند حسابرسی و کاهش ریسک حسابرسی میشود و در نتیجه، باعث کاهش تلاشهای حسابرسی و کوتاهشدن زمان رسیدگی میشود. از آنجا که کاهش تلاشهای حسابرس و کوتاهشدن زمان رسیدگی باعث کاهش مبلغ حقالزحمۀ حسابرسی میشود، احتمال وقوع حقالزحمۀ غیرعادی نیز کاهش مییابد. این نتیجهگیری با دیدگاهی همسو است که حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی را به عنوان شاخصی از تلاش بیشتر حسابرسان (و نه لزوماً رانت و روابط ناسالم) در نظر میگیرد (Kinney & Libby, 2002). اثر این نظارت دقیق از نظر اهمیت اقتصادی نیز جالب توجه است؛ وجود تخصص حسابداری مالی در ریاست کمیتۀ حسابرسی، به طور متوسط، باعث میشود حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی حدود 058/0 واحد انحراف معیار کاهش پیدا کند.
در رابطه با متغیرهای کنترلی، نتایج نشان میدهد سابقۀ تصدی مدیرعامل (LNCEOTENURE) با حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی رابطهای منفی و معنادار دارد (ضریب: 2642/0- ، p < 0.01). این امر ممکن است نشاندهندۀ این باشد که مدیران عامل باسابقه، به دلیل شناخت بهتر شرکت و فرایندهای آن، میتوانند به حسابرس در انجام حسابرسی کارآمدتر کمک کنند. علاوه بر این، استقلال هیئتمدیره (BINDEP) با حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی رابطهای منفی و معنادار دارد (ضریب: 7161/0-، p < 0.01). این یافته با این ایده که هیئتمدیرۀ مستقلتر نظارتی بهتر بر فرایند حسابرسی دارد و در نتیجه، نیاز به تلاش بیشتر حسابرس را کاهش میدهد، همخوانی دارد. همچنین، متغیر سابقۀ تصدی صندلی ریاست کمیتۀ حسابرسی با ضریب 2523/0 و در سطح معناداری 1 درصد، رابطهای مثبت و معنادار با متغیر وابسته دارد. متغیر سن شرکت نیز با ضریب 3465/0 با حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی رابطهای مثبت و معناداری دارد. سایر متغیرهای کنترلی تأثیری معنادار بر حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی نداشتند.
بحث و نتیجهگیری
در مجموع، نتایج این پژوهش شواهدی قانعکننده ارائه میدهد مبنی بر اینکه تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی عاملی تعیینکننده در ارتقای کیفیت گزارشگری مالی و بهبود نظارت بر فرایند حسابرسی در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. به طور ویژه، مشخص وجود تخصص حسابداری مالی نزد رئیس کمیتۀ حسابرسی موجب کاهش معنادار در اقلام تعهدی اختیاری (به عنوان شاخصی از مدیریت سود) و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی (به عنوان شاخص مخدوششدن استقلال حسابرس) میشود. علاوه بر این، تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی منجر به کاهش احتمال تحریفهای بااهمیت میشود. این یافتهها بر اهمیت دانش و تجربۀ کافی رئیس کمیته تأکید میکند، زیرا ترکیب دانش قابل قبول و تجربۀ کافی تشکیلدهندۀ هستۀ تخصص رئیس کمیتۀ حسابرسی است.
وجود دانش حسابداری مالی در اشخاص باعث ایجاد درک مناسب آنان از سیستم پردازش اطلاعات مالی شرکت میشود که همان سامانۀ حسابداری است و باعث میشود رئیس متخصص کمیتۀ حسابرسی از ماهیت و محتوای اطلاعات حسابداری آگاهی کافی و قابل قبولی داشته باشد و با لحن و محتوای استانداردهای حسابداری و ظرافتهای بهکاررفته در استانداردهای یادشده نیز آشنا باشد و طبیعتاً قادر است پیچیدگیهای سامانۀ حسابداری را تحلیل کند. با چنین تواناییهایی، طبیعی است که یک رئیس متخصص میتواند با اقتدار بر رابطۀ بین مدیریت و حسابرسان مستقل نظارت کند و مانع از ناهنجاریهای مالی شود.
در این پژوهش، ناهنجاریهای مالی که میتوانند بر اعتبار اطلاعات مالی سایه اندازند و باعث مخدوششدن سلامت مالی شوند، سه مورد مدیریت سود، وجود تحریفهای بااهمیت و حقالزحمۀ غیرعادی حسابرسی در نظر گرفته شدند. بر اساس نتایج بهدستآمده، مشخص شد یک رئیس کمیتۀ حسابرسی متخصص میتواند مانع از بروز رفتار فرصتطلبانۀ مدیریت و تمایل حسابرسان به ایجاد رابطۀ غیرعادی با صاحبکار شود و احتمال دستکاری اقلام تعهدی اختیاری و وقوع تحریفهای بااهمیت را به کمترین حد ممکن کاهش دهد که این دو مورد میتوانند مانع از ایجاد رابطۀ مالی غیرعادی حسابرسان با مدیریت شوند و از بروز حقالزحمۀ غیرعادی جلوگیری کنند.
این تبعات پیامدهایی مهم برای هیئتهای مدیره، کمیتههای انتصاب، نهادهای تنظیم مقررات مالی و فعالان بازار سرمایه در ایران دارد و بر اهمیت نقش رهبری تخصصی کمیتۀ حسابرسی به عنوان یک معیار کلیدی و تعیینکننده تأکید میکند. این نتایج میتواند به عنوان شواهدی عینی برای بازنگری و بهبود الزامات حاکمیت شرکتی در ایران در راستای تحکیم تخصص مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی استفاده شود. به عبارتی دیگر، یافتههای این پژوهش گویای این است که چنانچه رئیس کمیتۀ حسابرسی به سلاح تخصص حسابداری مالی مجهز باشد، میتواند همزمان هم بر مدیران و هم بر حسابرسان نظارت کند. نظارت بر مدیران باعث کاهش دستکاری سود و وجود تحریفهای بااهمیت میشود و نظارت بر حسابرسان باعث کاهش احتمال ایجاد رابطۀ ناسالم و غیرعادی حسابرسان مستقل با مدیران میشود که مجموع این عوامل باعث صیانت از منافع سهامداران و سایر ذینفعان میشود. با توجه به نتایج بهدستآمده و محدودیتهای این پژوهش، به سرمایهگذاران بالقوه پیشنهاد میشود که تا حد ممکن از سرمایهگذاری در شرکتهایی که تخصص حسابداری در ریاست کمیتۀ حسابرسی آنان مشاهده نمیشود، پرهیز کنند؛ زیرا احتمالاً ضریب اطمینان در شرکتهایی که رئیس کمیتۀ حسابرسی آنها دارای تخصص حسابداری مالی نیست، رضایتبخش و قابل قبول نیست. همچنین، به تدوینکنندگان مقررات و الزامات حاکمیت شرکتی (مانند بورس اوراق بهادار تهران)، تأکید میشود بر وجود تخصص حسابداری مالی رؤسای کمیتههای حسابرسی تأکید ویژه کنند تا پیامی اطمینانبخش به سرمایهگذاران و فعالان بازار سرمایه ارسال و مخابره شود.
[i] مادۀ 1 منشور کمیتۀ حسابرسی شرکتهای نمونه (سازمان بورس و اوراق بهادار تهران، 1391) «تخصص مالی» را به طور کلی تعریف میکند. اما از آنجا که هدف این پژوهش بررسی نقش تخصص حسابداری مالی رئیس کمیتۀ حسابرسی در ارتقای کیفیت گزارشگری مالی است، در این پژوهش تمرکز بر رؤسایی است که دارای مدرک تحصیلی دستکم کارشناسی در رشتههای حسابداری، حسابرسی یا دارای سوابق کاری مرتبط در سمتهای کلیدی حسابداری و حسابرسی (مانند رئیس حسابداری، حسابرس داخلی، حسابداری رسمی و یا حسابرس مستقل) هستند.
[ii] Discretionary Accruals Analysis
در این مدل، ابتدا کل اقلام تعهدی (TACC) به صورت تفاوت بین سود عملیاتی (سود خالص قبل از اقلام غیرمترقبه) و جریان نقدی عملیاتی، تقسیم بر مجموع داراییهای ابتدای دوره، محاسبه میشود. TA-1 مجموع داراییهای ابتدای دوره (پایان دورۀ قبل)، تغییرات درآمد (ΔREV) منهای تغییرات در حسابهای دریافتنی تجاری (ΔREC)، خالص اموال، ماشینآلات و تجهیزات (PPE)، و نرخ بازده داراییهای سال قبل (ROA) رگرس میشود. باقیماندۀ حاصل از این رگرسیون، برآوردی از اقلام تعهدی اختیاری (DACC) است.
[iv] Material Misstatement Analysis
[v] Abnormal Audit Fees
)