رابطه بکارگیری حسابرس متخصص صنعت و ریسک پذیری شرکت با توجه به اثر تعدیل کنندگی سرمایه‌گذاران نهادی

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسنده

استادیار گروه حسابداری، واحد بندرگز، دانشگاه آزاد اسلامی، بندرگز، ایران،

چکیده

مقاله حاضر به بررسی رابطه بین تخصص صنعت حسابرس با ریسک‌پذیری شرکت و همچنین، نقش سرمایه‌گذاران نهادی بر رابطه بین آن‌ها می‌پردازد. فرضیه‌های تحقیق با استفاده از نمونه‌ای متشکل از 96 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و با بهره‌گیری از مدل‌های رگرسیون چند متغیره مبتنی بر تکنیک داده‌های تلفیقی مورد آزمون قرار گرفت. یافته‌های تحقیق حاکی از آن است که با بکارگیری حسابرسان متخصص در صنعت، میزان ریسک‌پذیری شرکت افزایش می‌یابد. علاوه بر این، نتایج نشان می‌دهد که مالکیت سرمایه گذاران نهادی، رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک پذیری شرکت را تضعیف می‌کند. یافته‌های تحقیق ضمن پر کردن خلاء تحقیقاتی صورت گرفته در این حوزه، می‌تواند برای سرمایه‌گذاران، سازمان بورس اوراق بهادار و سایر ذینفعان اطلاعات حسابداری در امر تصمیم‌گیری راهگشا باشد.
 

کلیدواژه‌ها


رابطه بکارگیری حسابرس متخصص صنعت و ریسک پذیری شرکت

با توجه به اثر تعدیل کنندگی سرمایه‌گذاران نهادی

 

 

 

تاریخ دریافت: 28/01/1396           تاریخ پذیرش: 31/03/1396

 

مهدی صفری گرایلی[1]

 

 

چکیده

مقاله حاضر به بررسی رابطه بین تخصص صنعت حسابرس با ریسک‌پذیری شرکت و همچنین، نقش سرمایه‌گذاران نهادی بر رابطه بین آن‌ها می‌پردازد. فرضیه‌های تحقیق با استفاده از نمونه‌ای متشکل از 96 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و با بهره‌گیری از مدل‌های رگرسیون چند متغیره مبتنی بر تکنیک داده‌های تلفیقی مورد آزمون قرار گرفت. یافته‌های تحقیق حاکی از آن است که با بکارگیری حسابرسان متخصص در صنعت، میزان ریسک‌پذیری شرکت افزایش می‌یابد. علاوه بر این، نتایج نشان می‌دهد که مالکیت سرمایه گذاران نهادی، رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک پذیری شرکت را تضعیف می‌کند. یافته‌های تحقیق ضمن پر کردن خلاء تحقیقاتی صورت گرفته در این حوزه، می‌تواند برای سرمایه‌گذاران، سازمان بورس اوراق بهادار و سایر ذینفعان اطلاعات حسابداری در امر تصمیم‌گیری راهگشا باشد.

 

واژه‌های کلیدی: تخصص صنعت حسابرس، مالکیت نهادی، ریسک پذیری شرکت.

 

1- مقدمه

در ادبیات مالی و حسابداری، ریسک‌پذیری شرکت به‌عنوان ابهامات مرتبط با بازده و جریانات نقدی مورد انتظار ناشی از سرمایه‌گذاری تعریف می‌شود (رایت و همکاران[i]،443،1996). برپایه این تعریف، ریسک‌گریزی مدیران موجب اتخاذ تصمیمات سرمایه‌گذاری با ریسک پایین و به تبع آن عدم پذیرش فرصت‌های سرمایه‌گذاری دارای ریسک و ارزش بالا می‌گردد (اسمیت و همکاران[ii]، 1985،395؛ گای[iii]، 1999،46). عمده مطالعات تجربی صورت گرفته در ادبیات موجود بر تأثیر مثبت ریسک‌پذیری شرکت بر افزایش ثروت سهامداران صحه گذارده‌اند (جنسن و مک‌لینگ[iv]،1976،310؛ مایرز[v]،149،1977؛ لو[vi]،2009،472). با این حال، مدیران به پذیرش ریسک کمتر نیز تمایل دارند که به نوبه خود ممکن است کاهش ارزش شرکت را به همراه داشته باشد. براساس تئوری نمایندگی، مدیران هنگام اتخاذ تصمیمات سرمایه گذاری ریسک شخصی خود را نیز در نظر می‌گیرند، چرا که آنان نمی‌توانند همانند سهامداران از طریق تنوع بخشی، ریسک شخصی خود را کاهش دهند (مای[vii]، 1297،1995). بنابراین از آن‌جا که سرمایه‌گذاری‌های ریسکی، ممکن است منجر به بروز بحران مالی و در پی آن مخدوش شدن امنیت شغلی مدیران شود، لذا آن‌ها ممکن است از پذیرش چنین فرصت‌های سرمایه‌گذاری خودداری نمایند. ضمن آن‌که پذیرش طرح‌های سرمایه‌گذاری پرریسک، هزینه‌های اضافی نظیر محدود شدن رفتار فرصت‌طلبانه مدیران در سوء استفاده از منابع شرکت را به آن‌ها تحمیل خواهد نمود (آمیهود و لئو[viii]،1981،610؛ مای،1995،1299؛ هاسچر و سیوی[ix]،2014،599). جنسین و مک لینگ (1976) نشان دادند که وجود یک ساز و کار نظارتی قوی باعث کاهش تضاد منافع میان مدیران و مالکان شده و مدیران را ترغیب می‌نماید که در راستای تأمین منافع مالکان عمل نمایند. براین اساس، انتظار می‌رود که نظارت قوی موجب افزایش ریسک‌پذیری شرکت گردد. مطالعات قبلی (بوشمن و اسمیت[x]،2001،241؛ کانودیا و لی[xi]،1998،34) از حسابرسان مستقل به عنوان یکی از مهم‌ترین ابزارهای نظارتی یاد کرده و بر این باورند که انجام حسابرسی با کیفیت بالا، از عدم تقارن اطلاعاتی میان مدیران و مالکان کاسته و موجب کاهش هزینه‌های نمایندگی می‌گردد. تحقیقات اخیر (فرانسیس و همکاران[xii]، 2005،117؛ فرانسیس و یو[xiii]،1523،2009) بیانگر آن است که حسابرسان متخصص در صنعت صاحبکار به دلیل شناخت بیشتر از رویه‌های حسابداری، الزامات گزارشگری و عملیات تجاری آن صنعت، درک بهتری از مسائل خاص شرکت صاحبکار داشته که آنان را قادر می‌سازد خدمات حسابرسی با کیفیت‌تری ارائه نموده و در نتیجه نظارت موثرتری بر رفتار مدیران اعمال نمایند. از لحاظ نظری، نظارت قوی بر تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران اثرگذار بوده و از طریق کاهش هزینه‌های نمایندگی سبب پذیرش فرصت‌های سرمایه‌گذاری مخاطره آمیز اما با ارزش بالا، می‌گردد (رایت و همکاران[xiv]،1996،447؛ لو،2009،473). براین اساس، انتظار می‌رود که بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت موجب افزایش ریسک‌پذیری شرکت شود. اکنون، سوالی که مطرح می‌شود این است که این رابطه در چه شرکت‌هایی قوی‌تر است؟. در این خصوص دو نظریه رقیب (نظریه جایگزینی و نظریه مکمل) در ادبیات مالی و حسابداری مطرح شده است. از یک‌سو، نظریه جایگزینی بیان می‌کند که در شرکت‌های دارای سایر مکانیزم‌های نظارت خارجی، نقش نظارتی حسابرسان متخصص صنعت کم رنگ شده و پیش بینی می‌شود بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت در این شرکت‌ها، تأثیر کمتری بر ریسک‌پذیری شرکت داشته باشد. از سوی دیگر، نظارت اعمال شده از سوی حسابرسان با کیفیت بالا، ممکن است مکمل سایر ساز و کارهای نظارت خارجی بوده و در نتیجه، بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت در شرکت‌های دارای سایر ابزارهای نظارت خارجی می‌تواند سبب افزایش ریسک‌پذیری شرکت گردد (نظریه مکمل). با این حال در عمده مطالعات داخلی صورت گرفته این موضوع نادیده انگاشته شده و یک فضای خالی در ادبیات حسابداری برای تحقیق در این باره وجود دارد که این خود، انگیزه ای جهت انجام پژوهش حاضر می‌باشد. از این رو، در این پژوهش سعی بر آن است که رابطه بین تخصص صنعت حسابرس با ریسک‌پذیری شرکت و همچنین اثر تعدیل‌کنندگی مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی به عنوان یکی از مکانیزم‌های نظارتی بر این رابطه، مورد بررسی قرار گیرد. پرسش اصلی تحقیق آن است که آیا بین تخصص صنعت حسابرس با ریسک‌پذیری شرکت رابطه معناداری وجود دارد؟. علاوه بر این، آیا این رابطه تحت تأثیر مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی قرار می‌گیرد؟. یافته‌های پژوهش ضمن آن‌که موجب بسط مبانی نظری پژوهش‌های گذشته می‌شود، می‌تواند مورد استفاده سرمایه‌گذاران، تحلیل‌گران مالی، قانون‌گذاران بازار سرمایه و سایر استفاده‌کنندگان اطلاعات حسابداری قرار گرفته و در امر تصمیم‌گیری آنان راهگشا باشد.

2- مبانی نظری پژوهش

2-1- ریسک‌گریزی مدیران، ریسک‌پذیری شرکت و ارزش شرکت

ادبیات مالی به وضوح اذعان دارد که سهامداران ترجیح می‌دهند که در تمامی پروژه‌ها با خالص ارزش فعلی مثبت، بدون در نظر گرفتن ریسک آن‌ها سرمایه‌گذاری نمایند (مایرز،1977،149؛ رایت،1996،447؛ جان و همکاران[xv]،2008،1685). معمولاً پروژه‌های دارای بازده بالا، مستلزم پذیرش ریسک بیشتری نیز هستند. بر پایه این استدلال، مطالعات تجربی صورت گرفته از تأثیر مثبت ریسک‌پذیری شرکت بر افزایش ثروت سهامداران حکایت دارد. برای نمونه لو (2009) دریافت مدیرانی که در پی منفعت شخصی خود هستند با کاهش ریسک‌پذیری شرکت، سبب کاهش ارزش شرکت می‌شوند. جان و همکاران (2008) نیز شواهدی را مبنی بر وجود رابطه مثبت بین حمایت از سهامداران و ریسک پذیری شرکت ارائه نمودند. با این وجود، غالباً مدیران در تصمیمات سرمایه‌گذاری خود به حفظ نقدینگی یا پذیرش ریسک کمتر از حد، تمایل دارند. زیرا اولاً: با عدم سرمایه‌گذاری، آن‌ها می‌توانند منابع شرکت را با هزینه سهامداران در جهت تأمین منافع شخصی خود، صرف نمایند. ثانیاً: مدیران هنگام تصمیمات سرمایه گذاری ریسک شخصی خود را در نظر می‌گیرند، چرا که آن‌ها نمی‌توانند همانند سهامداران از طریق تنوع بخشیدن به سهام ریسک خود را کاهش دهند، بلکه فقط می‌توانند ریسک خود را در سطح شرکت کاهش دهند (هاسچر و سیوی،2014،600). در ننتیجه از آن‌جا که فرصت‌های سرمایه‌گذاری با ریسک بالا، ممکن است هزینه‌های شخصی (نظیر از دست دادن شغل یا کاهش پاداش) را به مدیران تحمیل نماید، لذا آن‌ها ممکن است که تصمیمات سرمایه‌گذاری دارای ریسک کمتر را جایگزین پروژه‌های با ریسک و ارزش بالا کنند (آمیهود و لو،1981،610؛ لو،2009،474؛ هاسچر و سیوی،2014،600). بدین ترتیب، مسائل نمایندگی به‌وجود می‌آید. یعنی با وجود آن که سهامداران تمایل دارند که شرکت در همه پروژه‌های دارای خالص ارزش فعلی مثبت (ریسک‌پذیری زیاد) سرمایه‌گذاری کند. اما در مقابل، مدیران ریسک‌گریز بوده و از سرمایه‌گذاری‌ها اهداف متفاوتی همچون امنیت شغلی و پاداش اضافی را دنبال می‌نمایند (هاسچر و سیوی،2014،601).

 

 

2-2-کیفیت حسابرسی، سرمایه گذاران نهادی و نظارت شرکت

در صورت وجود مکانیزم‌های نظارتی قوی، هزینه‌های نمایندگی بین مدیران و مالکان کاهش یافته و مدیران ترغیب می‌شوند تا در تمامی پروژه‌های با خالص ارزش فعلی مثبت سرمایه گذاری نمایند (افزایش ریسک‌پذیری شرکت). جنسن و مک‌لینگ (1976) معتقدند که حسابرسان مستقل به عنوان یک ابزار نظارتی خارجی برای همسویی اهداف و تشویق مدیران به تأمین منافع سهامداران محسوب می‌گردند. بنابراین، انتظار می‌رود که حسابرسان با کیفیت‌تر فرصت‌های نظارت بهتری را برای سهامداران فراهم نموده و مدیران را ترغیب می‌نمایند که در راستای منافع سهامداران گام بردارند (هاسچر و سیوی،2014،601). همچنین، انجام حسابرسی با کیفیت از طریق افزایش شفافیت گزارشگری مالی و ارائه صورت‌های مالی قابل اتکاء به سرمایه‌گذاران، باعث کاهش هزینه‌های نمایندگی می‌گردد (واتز و زیمرمن[xvi]،1983،621). کیفیت حسابرسی مفهومی چند بعدی بوده که به طور ذاتی قابل مشاهده نیست و هیچ شاخص دقیقی برای سنجش آن تاکنون ارائه نشده است. از این رو، محققان از معیارهای مختلفی برای اندازه‌گیری آن استفاده نموده‌اند (دی آنجلو[xvii]،1981،184؛ فرانسیس و همکاران،2005،117؛ ریچلت و وانگ[xviii]،2010،653) که تخصص صنعت حسابرس، یکی از سنجه‌هایی است که به‌طور گسترده در ادبیات حسابرسی به عنوان شاخص کیفیت حسابرسی بکار گرفته شده است. فرانسیس و همکاران (2005) و هاسچر و سیوی (2014) بیان می‌کنند که حسابرسان متخصص در صنعت صاحبکار از آگاهی و شناخت قابل توجهی در خصوص عملیات تجاری، روش‌های حسابداری و رویه‌های گزارشگری خاص آن صنعت برخوردار بوده که آنان را قادر می‌سازد تا خدمات حسابرسی با کیفیت‌تری را به صاحبکاران خود ارائه نمایند. فرانسیس و همکاران (2005) و ریچلت و وانگ (2010) نیز دریافتند شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت حسابرسی شده‌اند، اقلام تعهدی اختیاری کمتری دارند. فرانسیس و همکاران (2011) نیز به رابطه مثبت بین تخصص صنعت حسابرس و کارآیی سرمایه‌گذاری دست یافتند. به‌طور مشابه، لی و همکاران (2010) نشان دادند که شرکت‌های صاحبکار حسابرسان متخصص صنعت، هزینه حقوق صاحبان سهام کمتری را نیز تجربه می‌کنند.

یکی دیگر از مکانیزم‌های نظارتی مؤثر بر رفتار مدیران، ظهور سرمایه گذاران نهادی است. مطابق با تعریف بوش (1998) سرمایه گذاران نهادی، سرمایه گذاران بزرگ نظیر بانک‌ها، شرکت‌های بیمه، شرکت‌های سرمایه‌گذاری و... هستند. عموماً این گونه تصور می‌شود که حضور سرمایه‌گذاران نهادی ممکن است به تغییر رفتار شرکت‌ها منجر شود که این امر از فعالیت‌های نظارتی که این سرمایه‌گذاران انجام می‌دهند، نشأت می‌گیرد (مهرانی و همکاران،1394،48). با توجه به فرضیة نظارت فعال، به دلیل حجم ثروت سرمایه‌گذاری شده، نهادها احتمالاً سرمایه‌گذاری خود را به صورت فعال مدیریت می‌کنند. بر اساس این نگرش، سرمایه‌گذاران نهادی سرمایه‌گذاران متبحری هستند که از مزیت نسبی در جمع آوری و پردازش اطلاعات برخوردارند و به دلیل سرمایه‌گذاری بلندمدت در شرکت، تمایل زیادی به صرف منابع برای تأثیرگذاری و نظارت بر تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران دارند (هاسچر و سیوی،2014،601). بر مبنای این استدلال، رایت و همکاران (1996) و جیراپورن و[xix] همکاران (2015) دریافتند که مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی سبب افزایش ریسک‌پذیری شرکت می‌شود. بنابراین، بر پایه مطالب فوق انتظار بر آن است که بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت به دلیل نظارت مؤثر اعمال شده از سوی آنان بر رفتار فرصت‌طلبانه و تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران، موجب افزایش ریسک‌پذیری شرکت شود. از سوی دیگر، نظر به این‌که نفش نظارتی حسابرسان با کیفیت ممکن است جایگزین یا مکمل سرمایه‌گذاران نهادی، از این‌رو انتظار می‌رود که رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک پذیری شرکت، تحت تأثیر مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی قرار گرفته و تعدیل (تضعیف یا تقویت) گردد.

 

3-پیشینه تجربی تحقیق

آدین[xx] (2016) در پژوهش خود تأثیر مالکیت دولتی بر ریسک‌پذیری شرکت را برای نمونه ای از 108 شرکت حاضر در بورس سهام امارات طی سال‌های 2004 تا 2013 بررسی نمود. در این تحقیق از انحراف معیار بازده روزانه سهام به عنوان سنجه ریسک‌پذیری شرکت استفاده گردید. نتایج تحقیق نشان داد که با افزایش میزان مالکیت دولتی، سطح ریسک پذیری شرکت نیز افزایش می‌یابد. یوآن و همکاران[xxi] (2016) با انتخاب نمونه ای از شرکت‌های چینی به بررسی رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و اقلام تعهدی اختیاری پرداختند و به این نتیجه رسیدند که رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و اقلام تعهدی اختیاری در شرکت‌هایی که دارای استراتژی تجاری متفاوتی از استراتژی تجاری صنعت می‌باشند، قوی‌تر است. جیراپورن و همکاران (2015) تأثیر مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی به عنوان یکی از مکانیزم‌های نظارتی حاکمیت شرکتی را بر ریسک‌پذیری شرکت، برای نمونه‌ای متشکل از 7015 شرکت-سال مشاهده بررسی نمودند و دریافتند که مالکیت سرمایه گذاران نهادی سبب افزایش سطح ریسک پذیری شرکت می‌گردد. هاسچر و سیوی (2014) به بررسی رابطه بین تخصص صنعت حسابرس با ریسک پذیری شرکت و تأثیر نظارت خارجی بر رابطه بین آن‌ها، در نمونه ای مشتمل بر 1525 شرکت پذیرفته شده در بورس سهام آمریکا طی سالهای 2003 الی 2007 پرداختند. یافته‌های تحقیق نشان داد که بین تخصص صنعت حسابرس و سنجه‌های ریسک پذیری شرکت (انحراف معیار بازده و هزینه تحقیق و توسعه) رابطه مثبت معناداری وجود دارد. علاوه بر این، ایشان دریافتند که رابطه بین تخصص صنعت حسابرس با ریسک‌پذیری شرکت در شرکت‌های دارای سایر ابزارهای نظارت خارجی، ضعیف‌تر است. چن و همکاران [xxii](2011) در پژوهش خود به بررسی تأثیر کیفیت حسابرسی بر هزینه سرمایه دو گروه شرکت‌های دولتی و غیر دولتی در بازار سرمایه چین پرداختند. نمونه آماری این تحقیق شامل 3310 سال - شرکت مشاهده طی سال‌های 2004 تا 2009 بوده است. یافته‌های تحقیق حاکی از آن است که تاثیربکارگیری حسابرسان با کیفیت در کاهش هزینه سرمایه شرکت‌های غیردولتی در مقایسه با شرکت‌های دولتی، بیشتر است. راسمین[xxiii] (2010) با به کارگیری مدل تعدیل شده جونز برای سنجش اقلام تعهدی اختیاری و سنجه مدیریت سود و با بهره گیری از متغیرهای تخصص صنعت و اندازه مؤسسه حسابرسی به عنوان شاخص‌های اندازه گیری کیفیت حسابرسی، به بررسی ارتباط بین این متغیرها پرداخت. وی به منظور آزمون فرضیه‌های تحقیق از تحلیل رگرسیون چند متغیره و اطلاعات مالی نمونه ای از 301 شرکت از شرکت‌های فعال در بورس سنگاپور، بین سال‌های 2004 تا 2008 استفاده نمود. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها حاکی از آن بود که بین اندازه مؤسسه حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری رابطه منفی معناداری وجود دارد. علاوه بر این، دریافت که شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت حسابرسی شده‌اند نسبت به سایر شرکت‌ها، اقلام تعهدی اختیاری کمتری دارند. بهن و همکاران[xxiv] (2008) در پژوهشی به بررسی ارتباط میان کیفیت حسابرسی و پیش بینی سود تحلیل گران پرداختند. نمونه آماری تحقیق شامل 9261 شرکت - سال مشاهده در کشور آمریکا طی سال‌های 1996 تا 2001 بوده است. در این تحقیق کیفیت حسابرسی توسط دو متغیر مستقل اندازه مؤسسه حسابرسی و تخصص صنعت حسابرس تعیین گردید. نتایج تحقیق نشان داد که شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت حسابرسی می‌شوند، دقت پیش‌بینی سود بالاتر و پراکندگی پیش‌بینی سود کمتری دارند. همچنین ایشان دریافتند که اندازه مؤسسه حسابرسی با دقت پیش بینی سود رابطه مثبت و با پراکندگی پیش بینی سود تحلیل گران رابطه منفی معنادار دارد. احمد و همکاران[xxv] (2008) در پژوهش خود تأثیر تخصص صنعت حسابرس بر هزینه سرمایه را برای نمونه ای مشتمل بر 8740 شرکت - سال مشاهده طی سال‌های 1995 تا 2005 بررسی نمودند و دریافتند که شرکت‌هایی که از حسابرسان متخصص در صنعت استفاده نمودند در مقایسه با سایر شرکت‌ها، هزینه سرمایه کمتری را تجربه می‌کنند. پیوت و جنین[xxvi] (2007) در پژوهش خود ارتباط میان برخی ابعاد کیفیت حسابرسی شامل اندازه مؤسسه حسابرسی، دوره تصدی حسابرس و وجود کمیته حسابرسی با مدیریت سود شرکت‌ها را بررسی نمودند. آن‌ها در این تحقیق، اطلاعات نمونه ای متشکل از 102 شرکت فعال در بازار سهام فرانسه طی سال‌های 1998 تا 2002 را بررسی نمودند و با استفاده از مدل‌های رگرسیون چندگانه به بررسی ارتباط بین این متغیرها پرداختند. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها و تجزیه و تحلیل داده‌ها، حاکی از آن است که وجود کمیته حسابرسی اعمال مدیریت سود در شرکت‌ها را کاهش می‌دهد. با این وجود در این تحقیق، شواهدی دال بر وجود رابطه معنادار بین اندازه موسسه حسابرسی و دوره تصدی حسابرس با مدیریت سود یافت نشد.

وکیلی فرد و همکاران (1395) در پژوهش خود و با انتخاب نمونه‌ای شامل 43 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1385 تا 1389 دریافتند که شرکت‌هایی که از حسابرس متخصص استفاده می‌نمایند، تمایل کمتری به دریافت گزارش مشروط دارند. مهرانی و همکاران (1394) در پژوهش خود تأثیر مالکیت نهادی بر انعطاف پذیری مالی شرکت را مورد بررسی قرار دادند. یافته‌های تحقیق حاکی از آن است که حضور مالکان نهادی در ساختار سرمایه شرکت‌ها سبب انعطاف‌پذیری بیشتری آن‌ها می‌گردد. همچنین نتایج نشان داد که هر چه تمرکز مالکان نهادی بیشتر باشد، انعطاف پذیری شرکت کم می‌شود. اسماعیل‌زاده مقری و همکاران (1394) تأثیر تعدیل کنندگی ساختار مالکیت شامل مالکیت نهادی، مالکیت شرکتی و مالکیت مدیریتی بر رابطه بین جریان وجوه نقد آزاد و استفاده بهینه از دارایی‌ها را برای نمونه‌ای از 85 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی نمودند. نتایج این پژوهش بیانگر آن است که مالکیت نهادی و مالکیت مدیریتی در سطح کل صنایع و به تفکیک بر رابطه منفی بین جریان وجه نقد آزاد و استفاده بهینه از دارایی‌ها اثر معکوس داشته است. همچنین نتایج نشان داد که مالکیت شرکتی در سطح کل صنایع و به تفکیک، بر رابطه منفی بین جریان وجه نقد آزاد و استفاده بهینه از دارایی‌ها اثر مستقیم دارد. حساس یگانه و همکاران (1391) در پژوهشی به بررسی تأثیر تخصص صنعت حسابرس بر گزارشگری مالی و واکنش بازار سرمایه، برای نمونه ای از 117 شرکت پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1380 تا 1389 پرداختند. در این تحقیق، ضریب واکنش سود در شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت رسیدگی شده‌اند با شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت رسیدگی نشده‌اند، مورد مقایسه قرار گرفت. نتیجه این تحقیق نشان داد که بین محتوای اطلاعاتی اجزای تعهدی و نقدی سود در شرکت‌های با حسابرس متخصص صنعت نسبت به دیگر شرکت‌ها تفاوت معناداری وجود ندارد. ثقفی و معتمدی فاضل (1390) در تحقیق خود تأثیر کیفیت حسابرسی بر کارایی سرمایه گذاری شرکت‌ها را بررسی نموند. یافته‌های پژوهش حاکی از آن بود که چنانچه شرکت‌های با امکانات سرمایه گذاری زیاد، از حسابرسان با کیفیت بالاتر استفاده کنند، سطح بالاتری از کارایی سرمایه‌گذاری را تجربه خواهند نمود. این در حالی است که کیفیت حسابرسی بالاتر، تأثیری در کاهش اقلام تعهدی اختیاری ندارد. اعتمادی و همکاران (1388) در پژوهش خود تحت عنوان" بررسی رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و کیفیت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" و با استفاده از داده‌های نمونه ای از 117 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، سطح مطلق اقلام تعهدی اختیاری و ضریب واکنش سود در شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت رسیدگی شده‌اند، با شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت حسابرسی نشده‌اند، مقایسه نمودند و به این نتیجه دست یافتند که شرکت‌هایی که حسابرس آن‌ها، متخصص صنعت است دارای سطح مطلق اقلام تعهدی کمتر و ضریب واکنش سود بالاتری نسبت به شرکت‌هایی که حسابرس آن‌ها متخصص صنعت نیست، می‌باشند.

4- فرضیه‌های پژوهش

براساس ادبیات موجود در خصوص تأثیر تخصص صنعت حسابرس بر ریسک‌پذیری شرکت، معمولاً سهامداران تنوع پذیر بوده و ترجیح می‌دهند که شرکت تمامی فرصت‌های سرمایه‌گذاری با خالص ارزش فعلی مثبت را بدون در نظر گرفتن ریسک آن‌ها بپذیرد. در حالی‌که مدیران ریسک گریزند و تنوع پذیری کمتری دارند (جنسن و مکلینگ،1976،315؛ لو،2009،474). مدیران می‌توانند از طریق انتخاب طرح‌های سرمایه گذاری و رد فرصت‌های با ریسک زیاد اما دارای خالص ارزش فعلی مثبت به منظور حمایت از منابع انسانی شرکت و حفظ منافع شغلی خود، میزان ریسک پذیری شرکت را تغییر دهند (لو،2009،474). از سوی دیگر، اعمال نظارت قوی هزینه‌های نمایندگی و ریسک‌گریزی مدیران را کاهش می‌دهد. کانودیا و همکاران[xxvii] (2005) و برتومیو و همکاران[xxviii] (2011) بیان می‌کنند که حسابرسی مستقل یکی از این ابزارهای نظارتی بوده و از طریق ارائه اطلاعات قابل اتکا برای تصمیم گیری استفاده‌کنندگان صورت‌های مالی، عدم تقارن اطلاعاتی و به تبع آن هزینه‌های نمایندگی را کاسته و بدین ترتیب، نظارت موثری را بر رفتار مدیران فراهم می‌نماید. مدیران که نیز از نظارت اعمال شده از سوی سرمایه‌گذاران آگاه هستند، با احتمال کمتری اقدام به تحریف صورت‌های مالی و سوء استفاده از دارایی‌های شرکت نموده و در نتیجه تصمیمات سرمایه‌گذاری کارایی را اتخاذ می‌کنند (بوشمن و اسمیت، 2001،241). نظر به این‌که حسابرسان با کیفیت (حسارسان متخصص در صنعت صاحبکار) نظارت موثرتری را اعمال می‌کنند، از این رو انتظار می‌رود که بین بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت و ریسک‌پذیری شرکت رابطه مثبتی وجود داشته باشد. براین اساس، فرضیه اول پژوهش به شرح زیر تدوین می‌شود:

 

فرضیه 1: با بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت، ریسک‌پذیری شرکت افزایش می‌یابد.

رایت و همکاران (1996) نشان دادند که میزان ریسک‌پذیری شرکت با سایر ابزارهای نظارت خارجی (از قبیل مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی) ارتباط مثبتی دارد. احمد و همکاران (2008) نیز دریافتند که استفاده از حسابرسان متخصص صنعت در شرکت‌های دارای مالکیت سرمایه گذاران نهادی، تأثیر بیشتری بر کاهش هزینه سرمایه شرکت دارد. بر این اساس، انتظار می‌رود که رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک‌پذیری شرکت در شرکت‌های با میزان مالکیت بالاتر سرمایه‌گذاران نهادی، ضعیف‌تر باشد (کاری و همکاران[xxix]،2000،41؛ هاسچر و سیوی،2014،601). به بیان دیگر، ممکن است در شرکت‌های دارای مالکیت بیشتر سرمایه‌گذاران نهادی، نقش نظارتی حسابرسان متخصص صنعت کم رنگ شده و در نتیجه، استفاده از حسابرسان متخصص صنعت در این شرکت‌ها تأثیر کمتری بر ریسک‌پذیری شرکت دارد (نظریه جایگزینی). اما از سوی دیگر، ممکن است نقش نظارتی حسابرسان متخصص صنعت مکمل سرمایه‌گذاران نهادی بوده و بدین ترتیب رابطه بین ریسک‌پذیری شرکت و تخصص صنعت حسابرس در شرکت‌های با مالکیت بیشتر سرمایه‌گذاران نهادی، قوی‌تر باشد (نظریه مکمل). لذا با توجه به مطالب مطروحه فوق فرضیه دوم پژوهش به شرح زیر خواهد بود:

فرضیه 2: مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی، رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک پذیری شرکت را تعدیل می‌کند.

 

5- روش شناسی تحقیق

تحقیق حاضر از نظر هدف، تحقیقی کاربردی و از نظر شیوه گردآوری داده از نوع تحقیقات نیمه تجربی پس رویدادی در حوزه تحقیقات اثباتی حسابداری است که با استفاده از روش رگرسیون چند متغیره و مدل‌های اقتصاد سنجی انجام شده است. جامعه آماری مورد مطالعه در این پژوهش را شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1389 الی 1393 تشکیل می‌دهد و نمونه انتخابی تحقیق نیز شرکت‌هایی می‌باشند که مجموعه شرایط زیر را دارا باشند:

1)   شرکت‌هایی که تاریخ پذیرش آن‌ها در سازمان بورس اوراق بهادار قبل از سال 1389 بوده و تا پایان سال 1393 نیز در فهرست شرکت‌های بورسی باشند.

2)   به منظور افزایش قابلیت مقایسه، سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.

3)   طی سال‌های مذکور تغییر فعالیت یا تغییر سال مالی نداده باشند.

4)   جزء شرکت‌های سرمایه گذاری و واسطه‌گری مالی نباشند (شرکت‌های سرمایه‌گذاری به علت تفاوت ماهیت فعالیت با بقیه شرکت‌ها در جامعه آماری منظور نشدند).

5)   طول وقفه انجام معاملات در این شرکت‌ها طی دوره زمانی مذکور بیشتر از 6 ماه نباشد.

پس از اعمال محدودیت‌های فوق تعداد 96 شرکت به عنوان نمونه تحقیق انتخاب شدند. داده‌های تحقیق حاضر از لوح‌های فشرده آرشیو آماری و تصویری سازمان بورس اوراق بها دار تهران، پایگاه اینترنتی بورس اوراق بهادار تهران و دیگر پایگاه‌های مرتبط و نیز از نرم افزارهای تدبیر پرداز و ره‌آورد نوین استخراج گردید. تجزیه و تحلیل نهایی داده‌های گردآوری شده نیز با استفاده از نرم افزارهای Eviews و SPSS صورت گرفته است.

 

6- متغیرها و مدل‌های مورد استفاده

متغیرهای مورد مطالعه در این تحقیق شامل متغیرهای وابسته، مستقل، تعدیل کننده و کنترلی به شرح زیر اندازه گیری شده‌اند.

 

6-1- متغیر وابسته

متغیر وابسته در این تحقیق، ریسک‌پذیری شرکت است که مطابق با پژوهش هاسچر و سیوی (2014) از انحراف معیار بازده روزانه سهام، برای اندازه گیری آن استفاده شده که از طریق رابطه 1 محاسبه می‌شود:

(1)

 i,t  RISK

که در آن:

RISK i,t، نوسان‌پذیری بازده سهام شرکت i در سال t؛ ، بازده روزانه سهام شرکت i است که اگر قیمت پایانی روز t ام باشد برای محاسبه آن رابطه 2 را داریم:

(2)

   =

 

 تعداد روزهایی از سال t است که برای آن بازده روزانه سهام شرکت i محاسبه شده است.

 

6-2- متغیر مستقل

متغیر مستقل پژوهش حاضر، تخصص صنعت حسابرس می‌باشد. متغیر مزبور یک متغیر مجازی صفر و یک بوده که چنان‌چه حسابرس شرکت حداقل 25 درصد از سهم بازار یک صنعت خاص را داشته باشد، به‌عنوان حسابرس متخصص در آن صنعت محسوب شده و به آن شرکت عدد 1 و در غیر این صورت به آن عدد 0، اختصاص می‌یابد. برای محاسبه سهم بازار مؤسسه حسابرسی i در صنعت k ( ) از رابطه 3 استفاده می‌شود:

(3)

 

 

که در رابطه 3،:  جمع فروش شرکت صاحبکار j در صنعت k که توسط موسسه حسابرسی i حسابرسی شده است؛ i=1,2,…,I، شاخص مؤسسه حسابرسی؛ j =1,2,..,J، شاخص شرکت صاحبکار؛ k =1,2,..,K، شاخص صنعت صاحبکار؛ ، تعداد مؤسسات حسابرسی در صنعت k و:  تعداد شرکت‌های صاحبکار حسابرسی شده توسط موسسه حسابرسی i در صنعت k می‌باشد. از این شیوه اندازه گیری، در مطالعه محققانی نظیر هاسچر و سیوی (2014)، راسمین (2010) و احمد و همکاران (2008) نیز استفاده شده است.

 

6-3- متغیر تعدیلی

متغیر تعدیلی مورد استفاده در این پژوهش، میزان مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی است که برای محاسبه آن، مجموع سهام تحت تملک بانک‌ها و بیمه‌ها، شرکت‌های سرمایه گذاری، صندوق‌های بازنشستگی، شرکت‌های تأمین سرمایه و صندوق‌های سرمایه‌گذاری و سازمان‌ها و نهادهای دولتی، بر کل تعداد سهام منتشره شرکت تقسیم می‌گردد.

 

6-4- متغیرهای کنترلی

در این پژوهش برخی از مهم‌ترین متغیرهایی که بر مبنای مطالعات قبلی به عنوان عوامل مؤثر بر ریسک‌پذیری شناخته شده‌اند، به‌عنوان متغیرهای کنترلی مد نظر قرار گرفتند که عبارت‌اند از:

اندازه شرکت: در این تحقیق همانند پژوهش برک[xxx] (1995)، بارگرون و همکاران[xxxi](2010) و هاسچر و سیوی (2014) لگاریتم فروش خالص به عنوان سنجه اندازه شرکت و متغیر کنترلی در نظر گرفته شده است.

فرصت‌های رشد: شواهد تجربی اسمیت و واتز[xxxii](1992) و بیلت و همکاران[xxxiii] (2007) نشان می‌دهد که فرصت‌های رشد شرکت بر تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران اثرگذار بوده و شرکت‌هایی با فرصت رشد بالاتر، ریسک بیشتری را نیز تحمل می‌کنند. از این رو، در پژوهش حاضر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام به عنوان شاخص فرصت‌های رشد و یکی دیگر از متغیرهای کنترلی مدنظر قرار گرفته شده است.

اهرم مالی: در این مطالعه، اهرم مالی از طریق نسبت کل بدهی به دارایی‌های شرکت اندازه گیری می‌شود. این متغیر در پژوهش‌های براو و همکاران[xxxiv] (2005) و هاسچر و سیوی (2014) نیز به عنوان یک عامل بالقوه مؤثر بر ریسک پذیری شرکت و متغیر کنترلی لحاظ شده است.

سودآوری: بارگرون و همکاران (2010) و هاسچر و سیوی (2014) بیان می‌دارند که شرکت‌های سودآور، معمولاً از منابع مالی و فرصت‌های سرمایه‌گذاری زیادی برخوردار بوده و انتظار می‌رود ریسک‌پذیری بیشتری نیز در در مقایسه با سایر شرکت‌ها داشته باشند. از این‌رو در این تحقیق، بازده حقوق صاحبان سهام به عنوان سنجه سودآوری شرکت و یکی دیگر از متغیرهای کنترلی وارد مدل شده است.

به منظور آزمون فرضیه‌های تحقیق، از الگویی که هاسچر و سیوی (2014)، در پژوهش خود استفاده نمودند، بهره گرفته شده است که مدل‌های پژهش حاضر به شرح زیر می‌باشد:

مدل مربوط به آزمون فرضیه اول:

RISK i,t0+ β1 SPECIALISTi,t+ β2 SIZEi,t + β3MBi,t4 LEVi,t + β5ROEi,t+ εi,t(4)

 

مدل مربوط به آزمون فرضیه دوم:

 RISK i,t0+ β1 SPECIALISTi,t+ β2MONITORINGi,t 3SPECIALISTi,t,*MONITORINGi,t+ β4 SIZEi,t + β5MBi,t6 LEV i,t+ β7ROE i,t + εi,t (5)

                   

 

که در مدل‌های 4 و 5:

RISK i,t، ریسک‌پذیری شرکت، معادل انحراف معیار بازده روزانه سهام شرکت i در سال t؛ SPECIALISTi,t: تخصص صنعت حسابرس شرکت i در سال t، MONITORINGi,t، میزان مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی شرکت i در سال t؛ SPECIALISTi,t, *MONITORINGi,t، اثرتعاملی تخصص صنعت حسابرس و مالکیت سرمایه گذاران نهادی برای شرکت i در سال t؛ SIZEi,t، اندازه شرکت، معادل لگاریتم فروش سالیانه شرکت i در سال t؛ MBi,t، فرصت‌های رشد شرکت، معادل نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t؛ LEVi,t، اهرم مالی که برابر است با نسبت بدهی به مجموع دارایی‌های شرکت i در سال t؛ ROEi,t، سود خالص به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت شرکت i در سال t و εi,t، جزء خطای مدل رگرسیون می‌باشد.

به منظور برآورد مدل‌های تحقیق از تکنیک داده‌های تلفیقی استفاده شده است. داده‌های تلفیقی که از ترکیب دو دسته داده‌های سری زمانی و مقطعی حاصل می‌شود، امروزه به طور گسترده‌ای توسط محققین مورد استفاده قرار می‌گیرد. در بسیاری از موارد، محققین از این روش برای مواردی که نمی‌توان مسائل را به صورت سری زمانی یا مقطعی بررسی نمود و یا زمانی که تعداد داده‌ها کم است، استفاده می‌کنند. ادغام داده‌های سری زمانی و مقطعی و ضرورت استفاده از آن بیشتر به دلیل افزایش تعداد مشاهدات، بالا بردن درجه آزادی، کاهش ناهمسانی واریانس و کاهش همخطی میان متغیرها می‌باشد (گجراتی [xxxv]، 2009،408).

 

7- آمار توصیفی

به منظور بررسی مشخصات عمومی متغیرها، همچنین برآورد مدل و تجزیه و تحلیل دقیق آن‌ها، آشنایی با آمار توصیفی مربوط به متغیرها لازم است. جدول 1، آمار توصیفی متغیرهای مورد آزمون که شامل برخی شاخص‌های مرکزی و پراکندگی می‌باشد را برای نمونه‌ای متشکل از 480 شرکت-سال مشاهده در فاصله زمانی سال‌های 1393-1389 نشان می‌دهد. مقایسه میانگین مشاهدات با میانه آن‌ها و اختلاف اندک آن‌ها، بیانگر نرمال بودن توزیع مشاهدات می‌باشد.

 

جدول 1- آماره توصیفی متغیرهای تحقیق

متغیر

تعداد مشاهدات

میانگین

میانه

حداقل

حداکثر

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

ریسک پذیری شرکت

480

753/2

618/2

529/0

082/12

027/2

058/1

842/5

تخصص صنعت حسابرس

480

429/0

000/0

000/0

000/1

376/0

499/0

702/1

مالکیت نهادی

480

546/0

493/0

000/0

990/0

313/0

041/0-

023/2

اندازه شرکت

480

769/10

593/10

805/9

936/12

581/0

675/0

206/4

فرصت‌های رشد

480

627/1

471/1

729/0

819/3

057/1

924/0

529/3

اهرم مالی

480

484/0

468/0

131/0

791/0

258/0

183/0-

352/3

سودآوری

480

194/0

189/0

013/0

647/0

309/0

185/0

669/3

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همان‌گونه که در جدول 1 ملاحظه می‌شود، حدود 43 درصد شرکت‌های نمونه توسط مؤسسات حسابرسی متخصص صنعت حسابرسی شده‌اند. همچنین، سهامدارن نهادی به طور متوسط حدود 55 درصد از سهام شرکت‌های نمونه در مالکیت خود دارند که نشان دهنده حضور فعال این سرمایه‌گذاران در بورس و اوراق بهادار است. اندازه شرکت نیز که از طریق لگاریتم فروش سالیانه شرکت محاسبه می‌گردد، دارای مقدار میانگین 77/10 و میانه 60/10 بوده که حداقل و حداکثر مقدار این متغیر به ترتیب برابر با 80/9 و 94/12 می‌باشد. نکته قابل توجه دیگر جدول 1، بیشتر بودن ارزش بازار حقوق صاحبان سهام اغلب شرکت‌های نمونه از ارزش دفتری آن است که ملاحظه مقدار میانگین متغیر فرصت‌های رشد (627/1) در جدول فوق، گواه این مدعاست.

 

8- نتایج آزمون فرضیه‌ها

با توجه به روش مدل‌سازی داده‌های تلفیقی، ابتدا باید مشخص نمود که کدام یک از فروض یکسان بودن عرض از مبدأها یا متفاوت بودن آن‌ها برای مقاطع، می‌بایست اعمال گردد. بدین منظور از آزمون چاو و آماره F لیمر استفاده می‌شود. در این آزمون، فرضیه H0، نشان دهنده یکسان بودن عرض از مبداها بوده و در مقابل فرضیه H1، دلالت بر ناهمسانی عرض از مبداها دارد. چنان‌چه آماره F محاسباتی بیشتر از F جدول باشد، فرضیه صفر (H0) رد شده و متفاوت بودن عرض از مبدأها برای مقاطع مختلف پذیرفته می‌شود. نتایج مربوط به آزمون چاو در جدول 2 نشان داده شده است:

 

جدول 2- نتایج آزمون چاو برای مدل‌های تحقیق

مدل

 مقدار آماره F

درجه آزادی

سطح معناداری

نتیجه

مدل (1)

416/3

(379،95)

002/0

رد H0

مدل (2)

169/4

(377،95)

000/0

رد H0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج جدول 2 نشان می‌دهد فرضیه صفر مبنی بر برابری عرض از مبدأها در مقاطع مختلف برای تمامی مدل‌ها رد می‌شود. پس از مشخص شدن این که عرض از مبدأ برای مقاطع مختلف یکسان نیست، باید روش مورد استفاده در برآورد مدل (اثرات ثابت یا تصادفی) تعیین گردد که بدین منظور از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. در این آزمون فرضیه H0، مبنی بر سازگاری تخمین‌های اثر تصادفی در مقابل فرضیه H1، مبنی بر ناسازگاری تخمین‌های اثر تصادفی قرار می‌گیرد. بنابراین در صورتی‌که H0 پذیرفته شود، روش اثرات تصادفی بر روش اثرات ثابت مرجح خواهد بود و در غیر این صورت، روش اثرات ثابت بر روش اثرات تصادفی برتری خواهد داشت. نتایج مربوط به آزمون هاسمن در جدول 3 نشان داده شده است:

 

جدول 3- نتایج آزمون هاسمن برای انتخاب بین اثرات ثابت و اثرات تصادفی

مدل

آماره

درجه آزادی

سطح معناداری

نتیجه

روش تأیید شده

مدل (1)

409/16

5

007/0

رد H0

اثرات ثابت

مدل (2)

357/18

7

013/0

رد H0

اثرات ثابت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج جدول 3 بیانگر آن است که در تمامی مدل‌ها فرضیه صفر رد شده، لذا مدل‌ها باید به روش اثرات ثابت برآورد گردد. در این تحقیق همچنین، برای آزمون همبستگی بین پسماندها از آماره دوربین- واتسن و برای رفع ناهمسانی واریانس، از روش حداقل مربعات تعمیم یافته (GLS)[xxxvi] استفاده شده است. علاوه بر این، به منظور اطمینان از عدم وجود مشکل همخطی چندگانه بین متغیرها، آزمون همخطی با استفاده از عامل تورم واریانس[xxxvii]وتلورانس مورد بررسی قرار گرفت. عموماً، مشکل همخطی، زمانی به‌وجود می‌آید که عامل تورم واریانس متغیرهای توضیحی مدل بیش از 10 بوده و یا تلورانس آن نزدیک به صفر باشد.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول (برآورد مدل 1، رابطه 4) در جدول 4 ارائه شده است:

 

جدول 4- نتایج آزمون فرضیه اول

متغیرها

ضرایب

خطای معیار

آماره t

آماره همخطی

عامل تورم واریانس

تلورانس

مقدار ثابت

* 315/0

136/0

308/2

_

_

تخصص صنعت حسابرس

** 048/0

013/0

703/3

261/1

793/0

اندازه شرکت

* 037/0

018/0

053/2

247/1

801/0

فرصت‌های رشد

016/0

011/0

395/1

309/1

763/0

اهرم مالی

** 029/0-

010/0

921/2-

241/1

805/0

سودآوری

009/0

022/0

421/0

218/1

821/0

آمارهٔ F

408/8

سطح معناداری

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

537/0

آماره دوربین - واتسن

008/2

روش تخمین مدل

اثرات ثابت

*و** به ترتیب بیانگر معنی داری آماری در سطح خطای 5% و 1% می‌باشد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

ملاحظه مقدار آماره F در جدول 4، موید معناداری کلی مدل رگرسیونی برازش شده در سطح خطای 1 درصد است. با توجه ضریب تعیین تعدیل شده مدل می‌توان ادعا نمود که حدود 54 درصد از تغییرات ریسک‌پذیری شرکت، توسط متغیرهای مدل توضیح داده می‌شود. همچنین، مقدار آماره دوربین- واتسن (008/2) از عدم وجود مشکل خود همبستگی درمیان جملات پسماند حکایت دارد. با نگاهی به مقادیر عامل تورم واریانس و تلورانس نیز می‌توان دریافت که مشکل همخطی چندگانه تهدیدی جدی برای مدل محسوب نمی‌شود. همان‌گونه که در جدول 4 مشهود است، ضریب متغیر تخصص صنعت حسابرس مطابق انتظار، مثبت و در سطح خطای 01/0 معناداربوده که +9حاکی از وجود رابطه مثبت معنادار میان بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت و ریسک‌پذیری شرکت می‌باشد. بر مبنای این شواهد، فرضیه اول تحقیق پذیرفته می‌شود. جدول 5 نتایج برآورد مدل 2 (رابطه 5) را نشان می‌دهد:

 

جدول 5- نتایج آزمون فرضیه دوم

متغیرها

ضرایب

خطای معیار

آماره t

آماره همخطی

عامل تورم واریانس

تلورانس

مقدار ثابت

* 318/0

132/0

410/2

_

_

تخصص صنعت حسابرس

** 064/0

011/0

437/5

179/1

848/0

مالکیت نهادی

** 021/0

005/0

099/4

194/1

837/0

اثر تعاملی تخصص صنعت حسابرس و مالکیت نهادی

** 004/0-

001/0

918/3-

272/1

786/0

اندازه شرکت

** 077/0

017/0

467/4

201/1

832/0

فرصت‌های رشد

019/0

011/0

697/1

317/1

759/0

اهرم مالی

* 020/0-

008/0

429/2-

186/1

843/0

سودآوری

011/0

024/0

495/0

238/1

807/0

آمارهٔ F

564/11

سطح معناداری

000/0

ضریب تعیین تعدیل شده

593/0

آماره دوربین - واتسن

011/2

روش تخمین مدل

اثرات ثابت

*و**به ترتیب بیانگر معنی داری آماری در سطح خطای 5% و 1% می‌باشد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با نگاهی به مقدار آماره F و سطح معناداری آن می‌توان دریافت که مدل رگرسیونی برازش شده در سطح خطای 1 درصد به طور کلی معنادار است. مقدار ضریب تعیین تعدیل شده مدل نیز نشان می دهدکه متغیرهای مستقل مدل، حدود 59 درصد از تغییرات ریسک پذیری شرکت را توضیح می‌دهند. هچنین، مقادیر تلورانس و عامل تورم واریانس نیز حاکی از عدم وجود همخطی چند گانه بین متغیرهای توضیحی مدل می‌باشد. همان‌طور که در جدول 5 نیز ملاحظه می‌شود، ضریب برآوردی و آماره t مربوط به متغیر اثر تعاملی تخصص صنعت حسابرس و مالکیت نهادی، منفی و در سطح خطای 1 درصد معنادار است. بنابراین فرضیه دوم تحقیق نیز در سطح خطای 1 درصد تأیید می‌شود. یعنی می‌توان ادعا نمود که مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی، ارتباط بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک پذیری شرکت را تضعیف می‌کند.

 

9- بحث و نتیجه گیری

هدف اصلی این تحقیق بررسی رابطه بین تخصص صنعت حسابرس با ریسک‌پذیری شرکت و مطالعه اثر تعدیل کنندگی مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی بر رابطه بین آن‌ها، در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. تحقیق حاضر از این حیث دارای اهمیت است که در زمره نخستین تحقیقات داخلی می‌باشد که به بررسی این موضوع پرداخته و از این رو، می‌تواند به گسترش ادبیات حسابرسی و حسابداری در کشورهای در حال توسعه از جمله ایران، کمک شایانی نماید. برای دستیابی به این هدف نمونه‌ای متشکل از 96 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1389 تا 1393 در نظر گرفته شد و دو فرضیه معرفی گردید. نتایج تحقیق حاکی از آن است که بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک‌پذیری شرکت رابطه مثبت معناداری وجود دارد. تأیید فرضیه مذکور مبین این مطلب است که با بکارگیری مؤسسات حسابرسی متخصص در صنعت صاحبکار، به‌دلیل نظارت مؤثر اعمال شده از سوی آنان بر رفتار مدیران، تصمیمات سرمایه گذاری فرصت طلبانه و با انگیزه کسب منافع شخصی مدیران محدود شده و بدین ترتیب منابع شرکت به فرصت‌های سرمایه گذاری دارای ارزش و البته ریسک بیشتر، تخصیص می‌یابد. هاسچر و سیوی (2014) نیز در پژوهش خود نتایج مشابهی بدست آورده و اذعان داشتند شرکت‌هایی که توسط حسابرسان متخصص صنعت حسابرسی شده‌اند، از ریسک‌پذیری بیشتری نیز برخوردارند. در خصوص تأیید یکی از دو فرضیه رقیب (فرضیه جایگزینی و فرضیه مکمل) پیرامون تأثیر مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی بر رابطه بین بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت و ریسک‌پذیری شرکت نیز باید اذعان نمود که نتایج پژوهش حاضر با فرضیه جایگزینی همخوانی بیشتری دارد. به بیان دیگر، نقش حسابرسان متخصص صنعت صاحبکار در نظارت بر تصمیات سرمایه‌گذاری فرصت‌طلبانه مدیران زمانی که شرکت دارای میزان مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی کمتری است، موثرتر خواهد بود و در مقابل، در شرکت‌های دارای میزان مالکیت نهادی بیشتر، نقش نظارتی حسابرسان متخصص صنعت کم رنگ شده و بدین ترتیب بکارگیری حسابرسان متخصص صنعت در این شرکت‌ها تأثیر کمتری بر ریسک پذیری شرکت دارد.

در فرآیند انجام پژوهش علمی، مجموعه شرایطی وجود دارد که خارج از کنترل محقق است ولی به طور بالقوه می‌تواند نتایج پژوهش را تحت تأثیر قرار دهد. یکی از مهم‌ترین محدودیت این پژوهش عدم کنترل بعضی از عوامل مؤثر بر نتایج تحقیق از جمله تأثیر متغیرهایی نظیر عوامل اقتصادی، شرایط سیاسی، وضعیت اقتصاد جهانی، قوانین و مقررات و ... است که خارج از دسترس محقق بوده و ممکن است بر بررسی روابط اثرگذار باشد. محدودیت دیگر، عدم تعدیل اقلام صورت‌های مالی به واسطه وجود تورم است که می‌تواند بر نتایج تحقیق مؤثر باشد. با توجه به نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول مبنی بر وجود رابطه معنادار بین تخصص صنعت حسابرس و ریسک‌پذیری شرکت، به مجمع عمومی صاحبان سهام و هیئت مدیره شرکت‌ها پیشنهاد می‌گردد که جهت ارتقای کیفیت حسابرسی خویش در انتخاب حسابرسان مستقل، به حسابرسان متخصص در صنعت توجه بیشتری نمایند. بر اساس نتایج فرضیه دوم پژوهش به سرمایه‌گذاران و فعالان بازار سرمایه، توصیه می‌گردد در هنگام اتخاذ تصمیمات سرمایه‌گذاری علاوه بر متغیرهای مالی، به میزان مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی شرکت نیز توجه نموده و آن را به عنوان عاملی مؤثر بر ریسک پذیری شرکت‌ها در مدل‌های تصمیم‌گیری خود لحاظ نمایند. علاوه بر این، نظر به اینکه مالکین نهادی سرمایه گذارانی فعال و متبحر بوده و توان نظارت بر رفتار و تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیران را نیز دارند، تداوم عرضه شرکت‌های دولتی در بورس اوراق بهادر از جانب سازمان خصوصی سازی (که متعاقب آن تصاحب مالکیت این شرکت‌ها توسط سرمایه گذاران نهادی است) پیشنهاد می‌گردد.

 



1- استادیار گروه حسابداری، واحد بندرگز، دانشگاه آزاد اسلامی، بندرگز، ایران، نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات.

Mehdi.safari83@yahoo.com



[i]. Wright et al

[ii]. Smith et al

[iii]. Guay          

[iv]. Jensen & Meckling

[v]. Myers

[vi]. Low

[vii]. May

[viii]. Amihud & Lev

[ix]. Hoelscher & Seavey

[x]. Bushman & Smith

[xi]. Kanodia & Lee

[xii]. Francis & Lee

[xiii]. Francis & Yu

[xiv]. Wright et al

[xv]. John et al

[xvi]. Watts & Zimmerman

[xvii]. DeAngelo

[xviii]. Reichelt & Wang

[xix]. Jiraporn et al.

[xxi]. Yuan et al.

[xxii]. Chen et al.

[xxiii]. Rusmin

[xxiv]. Behn et al

[xxv]. Ahmed et al

[xxvi]. Piot and Jonin

[xxvii]. Kanodia et al

[xxviii]. Bertomeu et al

[xxix]. Carey et al

[xxx]. Berk

[xxxi]. Bargeron et al

[xxxii]. Smith & Watts.

[xxxiii]. Billett et al

[xxxiv]. Brav et al

[xxxv]. Gujarati.

[xxxvi]. Generalized Least Square

[xxxvii]. Variance Inflation Factor

Variance Inflation Factor

فهرست منابع

1)     اسماعیل زاده مقری، علی، محمد محمودی، سید امین هادیان و احمد برگ بید، (1394)، "تأثیر ساختار مالکیت بر رابطه بین جریان وجه نقد آزاد و مدیریت استفادة بهینه از دارایی‌ها"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 28، صص 41-23.

2)    اعتمادی، حسین، امیر محمدی و مهدی ناظمی اردکانی، (1388)، "بررسی رابطه بین تخصص صنعت حسابرس و کیفیت سود در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره اول و دوم، صص 32-17.

3)    ثقفی، علی و مجید معتمدی فاضل، (1390)، "رابطه میان کیفیت حسابرسی و کارایی سرمایه‌گذاری در شرکت‌های با امکانات سرمایه‌گذاری بالا"، پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره چهارم، صص 1- 14.

4)    حساس یگانه، یحیی، اعظم ولی‌زاده لاریجانی و امیر محمدی، (1391)، "بررسی تأثیرتخصص صنعت حسابرس بر گزارشگری مالی و واکنش بازار سرمایه"، فصلنامه بورس اوراق بهادار، شماره 19، صص 43- 64.

5)     مهرانی، ساسان، محمد مرادی، هدی اسکندر و میرمحمد جواد هاشمی، (1394)، "مالکیت نهادی و انعطاف پذیری مالی"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 28، صص 43-56.

6)     وکیلی‌فرد، حمیدرضا، قدرت‌اله طالب نیا و امید صباغیان طوسی، (1395)، "اثر کیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری و ارائه گزارش حسابرسی مشروط"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 29، صص 97-124.

7)     Ahmed, A., Rasmussen, S. and Tse, S, (2008), "Audit Quality, Alternative Monitoring Mechanisms, and Cost of Capital: an Empirical Analysis", working paper, Texas A&M University, College Station TX.

8)     Amihud,Y. and Lev, B. (1981), "Risk Reduction as a Managerial Motive for Conglomerate Mergers", Bell Journal of economics, Vol. 12, No. 2, PP. 605-617. argeron, L., Lehn, K. and Zutter, C. (2010), " Sarbanes-Oxley and corporate risk-taking", Journal of Accounting and Economics, Vol. 49. No ½, PP. 34-52.

9)     Behn, B.K., Choi, J.H., & Kang, T. (2008), "Audit Quality and Properties of Analyst Earnings Forecasts", The Accounting Review, Vol.83, No.2, PP.327–349.

10)  Berk, J. (1995), “ A Critique of Size-Related Anomalies”, The Review of Financial Studies, Vol. 8, No. 2, PP. 275-286.

11)  Bertomeu, J., Beyer, A. and Dye, R. (2011), “Capital Structure, Cost of Capital and Voluntary Disclosures”, The Accounting Review, Vol. 86, No. 3, PP. 857-886.

12)  Billett, M., King, T,-H. and Mauer, D. (2007), “Growth Opportunities and the Choice of Leverage, Debt Maturity, and Covenants”, Journal of Finance, Vol. 62, No. 2, PP. 697-730.

13)  Brav, A., Graham, J., Harvey, C. and Michaely, R. (2005), “Payout Policy in the 21st Century”, Journal of Financial Economics, Vol. 77, No. 3, PP. 483-527.

14)  Bushman", R.& Smith, A. (2001), "Financial Accounting Information and Corporate Governance". Journal of Accounting and Economics, PP.237-333.

15)  Carey, P., Simnett, R. and Tanewski, G. (2000), “Voluntary Demand for Internal and External Auditing by Family Business”, Auditing: A Journal of Theory and Practice, Vol. 19, No. s1, PP. 37-51.

16)  Chen, H., Chen, J. Z., Lobo, G. & Wang, Y. (2011), "Effects of Audit Quality on Earnings Management and Cost of Equity Capital: Evidence from China", Contemporary Accounting Research, vol.9, No.4, PP.892-925.        

17)  DeAngelo, L. (1981), “Auditor Size and Audit Quality”, Journal of Accounting and Economics, Vol.3, No.3, PP.183−199.

18)  Demiralp, I., DMello,R., Sclingemann, F. and Subramaniam, V. (2011), “Are There Monitoring Benefits to Institutional Ownership? Evidence from Seasoned Equity Offerings”, Journal of Corporate Finance, Vol. 17, No. 5, PP. 1340-1359.

19)  Francis, J. and Yu, M. (2009), "Big 4 Office Size and Audit Quality", The Accounting Review, Vol. 84, No. 5, PP. 1521-1552

20)  Francis, J., Reichelt, K. and Wang, D. (2005), "The Pricing of National and City-Specific Reputations for Industry Expertise in the US Audit Market", The Accounting Review, Vol. 80, No. 1, PP. 113-136.

21)  Francis, J., Michas, P. and Stein, S. (2011), “Auditor Industry Expertise and Firm-Level Investment Efficiency”, Working paper, Trulaske School of Business, University of Missouri, Columbia.

22)  Guay, W. (1999), "The Sensitivity of CEO Wealth to Equity Risk: an Analysis of the Magnitude and Determinants", Journal of Financial Economics, Vol. 53, No. 1, PP. 43-71.

23)  Gujarati, D.N. (2009), “Basic Econometrics”. 5th edition. New York: Mc Graw-Hill.

24)  Hoelscher Jamie L,Seavey Scott E. (2014), ”Auditor Industry Specialization and Corporate Risk-Taking",Managerial Auditing Journal,Vol.29, No.7, PP. 596-620.

25)  Jensen, M. C; and Meckling, W. H. (1976), "Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs, and Ownership Structure", Journal of Financial Economics, PP.305-360.

26)  Jiraporna, P., Chatjuthamard, P. and Tong, S. (2015), “Does Corporate Governance Influence Corporate Risk-Taking? Evidence from the Institutional Shareholders Services (ISS)”, Finance Research Letters, Vol. 13, PP. 105-112.

27)  John, K., Litov, L. and Yeung, B. (2008), "Corporate Governance and Risk Taking", The Journal of Finance, Vol. 63, No. 4, PP. 1679-1728.

28)  Kanodia, C. and Lee, D. (1998), "Investment and Disclosure: the Disciplinary Role of Periodic Performance Reports", Journal of Accounting Research, Vol. 36, No. 1, PP. 33-55.

29)  Kanodia, C., Lee, D., Singh, R. and Spero, A. (2005), “Imprecision in Accounting Measurement: Can It Be Value Enhancing?”, Journal of Accounting Research, Vol. 43, No. 3, PP. 487-519.

30)  Li, C., Xie, Y. and Zhow, J. (2010), “National Level, City Level Auditor Industry Specialization and Cost of Debt”, Accounting Horizons, Vol. 24, No. 3, PP. 395-417.

31)  Low, A. (2009), "Managerial Risk-Taking Behavior and Equity-Based Compensation", Journal of Financial Economics, Vol. 92, No. 3, PP. 470-490.

32)  May, D. (1995), "Do Managerial Motives Influence Firm Risk Reduction Strategies?", The Journal of Finance, Vol. 50, No. 4, PP. 1291-1307.

33)  Myers, S. (1977), "Determinants of Corporate Borrowing", Journal of Financial Economics, Vol. 5, No. 2, PP. 147-175.

34)  Piot, C., & Janin, R. (2007), "External Auditors, Audit Committees and Earnings Management in France". European Accounting Review, Vol. 16, No. 2, PP. 429–454.

35)  Reichelt, K. and Wang, D. (2010), "National and Office-Specific Measures of Auditor Industry Expertise and Effects on Audit Quality", Journal of Accounting Research, Vol. 48, No. 3, PP. 647-686.

36)  Rusmin, R. (2010), "Auditor Quality and Earnings Management: Singaporean Evidence", Managerial Auditing Journal, Vol.25, No. 7, PP. 618−638.

37)  Smith, C., Watts, R. (1992), “The Investment Opportunity Set and Corporate Financing, Dividend, and Compensation Policies”, Journal of Financial Economics, Vol. 32, No. 3, PP. 263-292.

38)  Smith, C., Watts, R. and Stulz, R. (1985), "The Determinants of Firms Hedging Policies", The Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 20, No. 4, PP.391-405.

39)  Uddin, M. (2016), “Effect of Government Share Ownership on Corporate Risk Taking: Case of the United Arab Emirates”, Research in International Business and Finance, Vol.36, PP.322−339.

40)  Watts, R. and Zimmerman, J. (1983), “Agency Problems, Auditing and the Theory of the Firm: Some Evidence”, Journal of Law and Economics, Vol. 26, No.3, PP. 613-633.

41)  Wright, P., Cheng, W. and Awasthi, V. (1996), "Impact of Corporate Insider, Block Holder, and Institutional Equity Ownership on Firm Risk-Taking", Academy of Management Journal, Vol. 39, No. 2, PP. 441-463.

42)  Yuan, R., Ferris, Y. and Ye, K. (2016), “Auditor Industry Specialization and Discretionary Accruals: The Role of Client Strategy”, The International Journal of Accounting, Vol. 51, No. 2, PP. 217-239

 

 

 

 

 

یادداشت‌ها