بررسی عدم کاربرد الگوهای حق‌الزحمه حسابرسی مستقل در برآورد و پیش‌بینی

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

1 گروه حسابداری، عضو هیات علمی موسسه آموزش عالی طلوع مهر، قم، ایران.

2 گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران،

3 گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

چکیده

منافع اقتصادی حسابرس از طریق حق‌الزحمه‌ها تأمین می‌شود. هزینه حسابرسی مستقل، از عوامل متعددی تأثیر می‌پذیرد اما تغییرات هزینه حسابرسی مستقل به طور کامل با تغییر در عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی، تبیین نمی‌شود. به بیان ساده‌تر، میزان افزایش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار افزایش در هزینه، بیشتر از میزان کاهش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار کاهش در هزینه است؛ بنابراین ضرورت بررسی تغییرات نامتقارن در رفتار حق‌الزحمه با توجه به عوامل ساختاری مؤثر بر ایجاد آن احساس می‌شود تا بتوان نرخ‌های حسابرسی را به مدل استاندارد آن نزدیک کند. هدف این پژوهش، بررسی عدم تقارن در حق‌الزحمه حسابرسی، تعدیلات مربوط به تفاوت‌های افزایشی و کاهشی آن در بلندمدت، عامل تخصص حسابرس مستقل و چرخش اجباری حسابرس بر انحراف حق‌الزحمه حسابرسی از مدل استاندارد آن است. به همین منظور، نمونه‌ای متشکل از 142 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده است. آزمون فرضیه‌های پژوهش به کمک مدل رگرسیونی داده‌های ترکیبی صورت گرفته است. یافته‌ها بیانگر آن است که میزان افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی، هنگام انتظار افزایش در آن، بیشتر از میزان کاهش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار کاهش در آن است که به معنای چسبنده بودن هزینه حسابرسی است. همچنین چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی از یک روند مشخص تبعیت نمی‌کند و در دوره‌های زمانی بلندمدت متغیر است. از طرف دیگر، تخصص حسابرس در صنعت و چرخش اجباری حسابرس، انحراف از مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی را افزایش می‌دهد.
 
Auditor's economic benefits are provided through fees. Independent Auditor's Fees are affected by a variety of factors, but the of Independent Auditor's Fees is not fully explained by changes in the factors affecting the Independent Auditor's Fees. Simply put, the increase in the audit fee, while waiting for an increase in fee, is greater than the reduction in the fee of an audit, while waiting for a reduction in fee, which in accounting accounting is referred to as the tightness of audit fees.Therefore, the necessity of examining the asymmetric changes in the behavior of the fee depends on the structural factors affecting its creation, in order to bring the audit rates closer to its standard model.The purpose of this study is to investigate the asymmetry of audit fees, adjustments to its incremental and decreasing differences in the long term, the nature of specialization of an auditor in the industry, Mandatory rotation of auditors,on the standard deviation of audit fees. For this purpose, a sample of 142 companies listed in Tehran Stock Exchange has been selected. Testing of research hypotheses has been done using the combined data regression model. The findings indicate that the increase in audit fees, while awaiting an increase, is more than a reduction in the audit fees, while waiting for a drop in that, which means that the audit fee is sticky. audit fee stickiness does not follow a particular process and varies over long periods of time. On the other hand, the specialization of an auditor in the industry and the Mandatory rotation of auditors, will increase the deviation from the standard model of audit fees and increase the stiffness of the fee.

کلیدواژه‌ها


بررسی عدم کاربرد الگوهای حق‌الزحمه حسابرسی مستقل

 در برآورد و پیش‌بینی

 

 

فاطمه تلخابی

تاریخ دریافت: 24/01/1399            تاریخ پذیرش: 25/03/1399

[1]

قدرت‌اله طالب‌نیا[2]

رمضانعلی رؤیایی[3]

 

 

چکیده

منافع اقتصادی حسابرس از طریق حق‌الزحمه‌ها تأمین می‌شود. هزینه حسابرسی مستقل، از عوامل متعددی تأثیر می‌پذیرد اما تغییرات هزینه حسابرسی مستقل به طور کامل با تغییر در عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی، تبیین نمی‌شود. به بیان ساده‌تر، میزان افزایش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار افزایش در هزینه، بیشتر از میزان کاهش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار کاهش در هزینه است؛ بنابراین ضرورت بررسی تغییرات نامتقارن در رفتار حق‌الزحمه با توجه به عوامل ساختاری مؤثر بر ایجاد آن احساس می‌شود تا بتوان نرخ‌های حسابرسی را به مدل استاندارد آن نزدیک کند. هدف این پژوهش، بررسی عدم تقارن در حق‌الزحمه حسابرسی، تعدیلات مربوط به تفاوت‌های افزایشی و کاهشی آن در بلندمدت، عامل تخصص حسابرس مستقل و چرخش اجباری حسابرس بر انحراف حق‌الزحمه حسابرسی از مدل استاندارد آن است. به همین منظور، نمونه‌ای متشکل از 142 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده است. آزمون فرضیه‌های پژوهش به کمک مدل رگرسیونی داده‌های ترکیبی صورت گرفته است. یافته‌ها بیانگر آن است که میزان افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی، هنگام انتظار افزایش در آن، بیشتر از میزان کاهش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار کاهش در آن است که به معنای چسبنده بودن هزینه حسابرسی است. همچنین چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی از یک روند مشخص تبعیت نمی‌کند و در دوره‌های زمانی بلندمدت متغیر است. از طرف دیگر، تخصص حسابرس در صنعت و چرخش اجباری حسابرس، انحراف از مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی را افزایش می‌دهد.

 

واژه‌های کلیدی: چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی، تخصص حسابرس در صنعت، چرخش اجباری حسابرس.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

زمانی که فروشندگان اطلاعات کافی از وضعیت بازار ندارند، نظریه اقتصادی تغییر قیمت‌ها را پیش‌بینی می‌کند. زاباراکی 1 و همکاران (2004) بیان کردند هنگامی که شناخت کافی از بازار وجود نداشته باشد، فروشندگان تمایلی به کاهش قیمت از طریق اصلاحات متعدد ندارند. بال و منکیو 2 (1994) نشان دادند با افزایش قیمت کالا یا خدمات، دیگر کاهش نخواهد یافت و افزایش قیمت در مقایسه با کاهش قیمت، سرعت بیشتری دارد که نمونه بارز مفهوم چسبندگی قیمت‌هاست.

مطالعات انجام شده در حسابداری مدیریت نشان می‌دهد که ارتباط بین فروش و طبقات هزینه، دقیقاً متناسب با نوسانات افزایشی یا کاهشی نیست و افزایش به مراتب از کاهش هزینه‌ها سریعتر رخ می‌دهد (اندرسون و همکاران،2003). باید در نظر داشت که چسبندگی هزینه 3 با چسبندگی قیمت متفاوت است. چسبندگی هزینه در ادبیات حسابداری مدیریت مورد مطالعه قرار می‌گیرد و به نوسانات کل هزینه قابل کنترل توسط مدیران اطلاق می‌شود ولی چسبندگی قیمت، در زمره ادبیات اقتصادی است و قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی با توافق مدیر و حسابرس تعیین می‌شود.

رسالت حسابرسی، اعتباربخشی به گزارشگری مالی و اعتمادسازی برای استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی است و در مقابل، منافع اقتصادی حسابرس از طریق حق‌الزحمه تأمین می‌شود (ملکیان و نیکروان فرد،1394). بیهادوری و فالکینر 4 (1990) نشان دادند حسابرسان شناخت کافی از واکنش صاحبکاران به تغییرات در حق‌الزحمه حسابرسی ندارند، بنابراین آنان مبنای خود برای قیمت‌گذاری را بهای تمام شده قرار می‌دهند و به تدریج آن را اصلاح می‌کنند. پس تغییرات در حق‌الزحمه را می‌توان از این طریق پیش‌بینی کرد. عموماً قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی توسط خود حسابرسان انجام شده و به صاحبکار اطلاع داده می‌شود. در صورت تعیین هزینه حسابرسی مستقل بر مبنای مدلی منطقی، هم صاحبکار با رضایت بیشتری این هزینه را قبول می‌کند و هم حسابرسان برای تعیین هزینه حسابرسی مستقل، مبانی مناسبی را در اختیار دارند و با شکل‌دهی قضاوت حرفه‌ای خود، از پیشنهاد هزینه حسابرسی مستقل با تفاوت‌های فاحش خودداری می‌کنند (صفر زاده و بیگ پناه،1394).

نتایج پژوهش‌های انجام شده نشان می‌دهد که هزینه حسابرسی مستقل، از عوامل متعددی تأثیر می‌پذیرد اما تغییرات هزینه حسابرسی مستقل به طور کامل با تغییر در عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی، تبیین نمی‌شود. به بیان ساده‌تر، میزان افزایش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار افزایش در هزینه، بیشتر از میزان کاهش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار کاهش در هزینه است که در ادبیات حسابداری از این موضوع به عنوان چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی 5 یاد می‌شود (دیویلرس 6 و همکاران،2014). های و نیکل 7 (2010) مشاهده کردند که ماهیت حسابرسی به منزله کالایی اعتباری، به تحمیل هزینه و زمان بیشتر یا کمتر از حد منجر می‌شود. در ادبیات اقتصادی، هنگامی که مشاهده کیفیت امکان‌پذیر نباشد، قیمت را معیاری برای کیفیت در نظر می‌گیرند، حق‌الزحمه نیز معیاری از کیفیت حسابرسی در نظر گرفته می‌شود پس به نظر منطقی است که موسسه‌های بزرگ حسابرسی، حق‌الزحمه بیشتری را مطالبه کنند و کیفیت حسابرسی آنان نیز بالاتر باشد (رشیدی باغی،1393). پژوهش‌ها نشان می‌دهند حسابرسان متخصص صنعت توانایی بهتری در کشف اشتباه و تحریف صاحبکاران دارند (دوئلمن، هارویتز و سان 8، 2015). پژوهش‌های پیشین بیان کردند که حسابرسانی که متخصص صنعت هستند نسبت به حسابرسانی که متخصص صنعت نیستند، خدمات حسابرسی با کیفیت‌تری را ارائه می‌نمایند و رابطه مثبت و معناداری بین تخصص صنعت حسابرس و معیارهای مستقیم و غیرمستقیم کیفیت حسابرسی مشاهده شده است (آلموتری 9 و همکاران،2009). مطالعه ادبیات موضوعی، بالاتر بودن حق‌الزحمه حسابرسان متخصص در مقایسه با سایر حسابرسان را تأیید می‌کند (فانگ، گول و کریشنان 10، 2012).

از طرف دیگر، موضوع طول دوره تصدی حسابرسی و چگونگی تأثیر آن بر کیفیت حسابرسی نیز سال‌هاست که مورد مناقشه سازمان‌ها و نهادهای نظارتی، حسابرسان و سرمایه‌گذاران بوده است. طرفداران الزام سیاست اجباری چرخش اجباری حسابرس معتقدند، دوره تصدی بلندمدت حسابرسی احتمال ایجاد روابط نزدیک میان حسابرس و مدیریت را افزایش داده که ممکن است باعث خدشه در استقلال حسابرس و در نتیجه کاهش در کیفیت حسابرسی شود (آرل 11 و همکاران، 2005). در نقطه مقابل، مخالفین سیاست چرخش اجباری معتقدند، حسابرس جدید ممکن است به دلیل عدم شناخت کافی از صاحبکار و سیستم گزارشگری آن، قادر به کشف موارد ایراد در صورت‌های مالی صاحبکار نباشد. افزایش شناخت حسابرس از محیط واحد تجاری با افزایش طول دوره تصدی باعث ایجاد یک مزیت رقابتی برای حسابرس در کشف موارد ایراد با اهمیت مندرج در صورت‌های مالی شده که می‌تواند موجب افزایش کیفیت حسابرس گردد (آرل و همکاران، 2005). با توجه به اینکه به طور معمول بودجه ساعات کار صرف شده در حسابرسی، مبنایی برای تعیین حق‌الزحمه در نظر گرفته می‌شود، انتظار می‌رود گردش اجباری حسابرسان به دلیل صرف زمان بیشتر در رسیدگی اولیه، به افزایش حق‌الزحمه حسابرسی منجر شود (حساس یگانه، برزیده و همکاران، 1395).

بررسی عوامل تأثیرگذار بر حق‌الزحمه حسابرسی از اهمیت زیادی برخوردار است، زیرا عدم توجه به این عوامل و قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی به عنوان کالای همگن و غیررقابتی می‌تواند تأثیرات منفی بر استقلال و کیفیت کار حسابرسی بگذارد (مهرانی و ایوانکی،1390). دوگار 12 و همکارانش اثر زمانی تغییرات در استانداردهای حسابرسی را طبق مدل حق‌الزحمه سال‌های قبل، از طریق مقایسه حق‌الزحمه واقعی و حق‌الزحمه پیش‌بینی شده بررسی کردند (دوگار، سیواداسان و سالومون، 2010).

مطالعات انجام شده در زمینه چسبندگی و تغییرات افزایشی و کاهشی حق‌الزحمه در ایران بسیار محدود است از جمله این مطالعات می‌توان به واعظ، رمضان احمدی و رشیدی باغی (2013) و نیکبخت تنانی (2009) اشاره کرد. با وجود ادبیات مستحکم در زمینه حق‌الزحمه حسابرسی و بحث و بررسی کاملی درباره جزییات آن، بر مبنای منطقی و قابل دفاع نمی‌توان گفت این کار با توجه به ویژگی‌های واحد مورد رسیدگی، با چه هزینه‌ای انجام شدنی است. بر این اساس، پژوهش حاضر، به دنبال یافتن پاسخی به این سؤال است که آیا تغییر شرایط میزان حق‌الزحمه‌های واقعی را تحت تأثیر قرار می‌دهد؟ و اگر این‌گونه است این تأثیر چگونه قابل تفسیر است. در این راستا، با الگو گرفتن از (اندرسون و همکاران، 2003، دیویلرس و همکاران، 2014، چن 13و همکاران، 2013)، به بررسی عدم تقارن در هزینه‌های حسابرسی و متغیر مؤثر بر آن می‌پردازیم.

در ادامه پژوهش، به ترتیب مبانی نظری و پیشینه پژوهش، روش‌شناسی پژوهش، نتایج آزمون فرضیه‌ها و تجزیه‌وتحلیل داده‌ها و نتیجه‌گیری تشریح می‌شود.

 

2- مبانی نظری و مروری بر پیشینه پژوهش

2-1- عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی

درک نحوه تعیین هزینه حسابرسی هم برای حسابرسان، هم صاحبکاران آن‌ها و هم اشخاصی که سیاست‌گذاری و قانونمندی را دنبال می‌کنند، اهمیت دارد. عوامل متعددی در تعیین هزینه حسابرسی نقش دارند. پژوهشگرانی مانند، دیویلرس و همکاران (2014) برای برآورد حق‌الزحمه مد نظر هر شرکت، از متغیرهای زیر برای مدل حق‌الزحمه استاندارد استفاده کرده‌اند.

اندازه شرکت. اندازه شرکت نمایانگر اهرم شرکت، برتری رقابتی شرکت، توانایی مدیریت، کارایی اطلاعات و در نهایت ریسک کلی شرکت است. موسسه تحقیقاتی ایران اسکلایف می‌گوید: اندازه شرکت یک شمشیر دو لبه است. شرکت‌های بزرگ دارای کنترل داخلی قوی، کار حسابرسی پیچیده ولی حق‌الزحمه بالا برای حسابرسان هستند (مهرانی و جمشیدی ایوانکی،1390).

بازده دارایی‌ها. نظریه نمایندگی بیان می‌دارد که شرکت‌های با داشتن سازوکارهای حاکمیت شرکتی بهتر، دارای عملکرد بهتر و ارزش بالاتری هستند و این امر را ناشی از پایین بودن هزینه‌های نمایندگی می‌داند. نتایج پژوهش‌های گذشته، توسط (موتینهو 14 و همکاران، 2012) و چن و دیگران، 2012) نشان می‌دهد که بین حق‌الزحمه حسابرسی و قدرت سودآوری رابطه مستقیم وجود دارد.

ریسک صاحبکار. در صورتی که ریسک حسابرسی در سطح بالایی برآورد شود، حسابرس برای رسیدگی به صورت‌های مالی، سطح تردید حرفه‌ای خود را بالا می‌برد که این امر موجب افزایش حجم رسیدگی حسابرس و در نتیجه افزایش هزینه حسابرسی می‌شود (دوگار و همکاران،2010). در پژوهش‌ها، از متغیرهایی مثل زیان، نسبت بدهی، نسبت جاری، برای اندازه‌گیری ریسک استفاده می‌شود:

پژوهش‌های قبلی (سیتارامن و همکاران 15،2002) سطح زیان صاحبکار ممکن است در حدی باشد که حسابرس در معرض ریسک ناشی از ناتوانی مالی صاحبکار قرار گیرد (سیمونیک،­1980)؛ بنابراین شرکت‌های زیان‌ده دارای ریسک حسابرسی بالاتری بوده که باعث افزایش حق‌الزحمه حسابرسی می‌شود. بر این اساس انتظار می‌رود بین این متغیر و حق‌الزحمه حسابرسی رابطه مستقیمی وجود داشته باشد. اهرم مالی نیز، نشان‌دهنده توان پرداخت بدهی بلندمدت صاحبکار است. نسبت بالای بدهی به دارایی، احتمال ورشکستگی شرکت را افزایش می‌دهد زیرا نسبت بالای بدهی، ممکن است با ریسک بالای شرکت در ارتباط بوده و ناشی از عدم سلامت مالی شرکت، سوء مدیریت و یا تقلب باشد و می‌تواند منجر به مشکلاتی در خصوص نقدینگی و تداوم فعالیت شرکت شود. در نتیجه حسابرسان ممکن است برای کاهش دادن این ریسک در شرکت‌های با درجه اهرمی بالاتر، رسیدگی‌های بیشتری را انجام داده و این منجر به افزایش حق‌الزحمه حسابرسی گردد (اصلانی،1380). همچنین نسبت جاری، نشان‌دهنده نقدینگی کوتاه‌مدت شرکت است. این نسبت متداول‌ترین ابزار برای اندازه‌گیری توان پرداخت بدهی‌های کوتاه‌مدت است. پایین بودن نسبت‌های جاری با ریسک بالای شرکت در ارتباط است و باعث افزایش سطح ریسک حسابرسی می‌شود (اکبری، 1385).

 

  • ·       چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی

کاشولی و همکارانش به این نتیجه رسیدند که حق‌الزحمه حسابرسی مستقل نسبت به تغییر محرک‌های حسابرسی، واکنش نشان می‌دهد (کاشولی 16، مارتین، های و نیکل، 2010). اترج، لی و آمیق 17 (2011) با استفاده از مدل استاندارد، فشار ناشی از حق‌الزحمه را از طریق مقایسه حق‌الزحمه استاندارد با حق‌الزحمه پیش‌بینی شده شرکت‌های شاخص، بررسی کردند.

انتظار می‌رود هزینه حسابرسی با توجه به تغییر در عوامل مؤثر بر آن (چه در جهت افزایش هزینه و چه در جهت کاهش آن) به درستی برآورد شود، اما نتایج پژوهشگران در سال‌های اخیر بیانگر آن است که میزان افزایش در هزینه حسابرسی هنگام انتظار افزایش در هزینه حسابرسی، بیشتر از میزان کاهش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار کاهش در آن است. چنین رفتاری چسبندگی هزینه حسابرسی نامیده می‌شود. ناسازگاری‌های بازار (اطلاعات ناقص) به چسبندگی منجر می‌شود (قیمت‌ها به سرعت تغییر نمی‌کنند)، اما رقابت، فروشنده‌ها را به کاهش قیمت‌ها در طول زمان وادار می‌کند (دیویلرس، همکاران،2014).

«دوره مشخص قراردادها»، عاملی است که موجب چسبندگی می‌شود. دو طرف خریدار و فروشنده تصمیم می‌گیرند برای دوره مشخص، کالایی را با یک سطح از قیمت مبادله کنند، در این حالت، چسبندگی قیمتی رخ می‌دهد و اگر شوکی هم در بخش پولی ایجاد شود، دیگر نمی‌توان قیمت کالا را تعدیل و اصلاح کرد. حق‌الزحمه‌های حسابرسی، به صورت قرارداد بین حسابرس و صاحبکار پیش از آغاز کار حسابرسی تعیین می‌شود. با وجود این معمولاً بندهای"فرار" داخل قرارداد گنجانده می‌شود که به حسابرس اجازه انجام کارهای اضافی و دریافت هزینه اضافه‌کاری‌ها را در وضعیت غیر قابل مشاهده، از جمله وجود مشکل تداوم فعالیت، یا عوامل مؤثر بر ریسک حسابرسی، می‌دهد (پالمروس، 1989). هزینه قراردادها و سایر هزینه‌ها، اغلب سبب افزایش حق‌الزحمه حسابرسی می‌شود و کمتر شاهد کاهش مبلغ هستیم که همان مفهوم چسبندگی است.

در ادبیات اقتصادی زمانی که مشاهده کیفیت امکان‌پذیر نباشد، قیمت را معیاری برای کیفیت در نظر می‌گیرند (شاپیرو 18، 1983). حق‌الزحمه نیز معیاری از کیفیت حسابرسی در نظر گرفته می‌شود (کراسول، فرانسیس و تیلور 19، 1995). چنانچه صاحبکاران، افزایش حق‌الزحمه حسابرسی را افزایش کیفیت حسابرسی در نظر بگیرند، ممکن است برای افزایش حق‌الزحمه مقاومت کمتری نسبت به آنچه انتظار می‌رود، نشان دهند و هنگامی که کاهش در حق‌الزحمه مناسب باشد، تقاضای صاحبکاران برای کاهش حق‌الزحمه، کمتر از حد مورد انتظار خواهد بود (فرگوسن، لینوکس و تیلور، 2005)

بازار رقابتی، قیمت را به واقعیت نزدیک‌تر می‌کند. از دیدگاه حسابرسان، چنانچه حسابرسان زمان انجام کار را بیش از اندازه برآورد کنند، حق‌الزحمه حسابرسی در دوره‌های جاری بالاتر است، اما در دوره‌های بعدی اصلاح می‌شود؛ بنابراین چسبندگی در دوره‌های بعدی معکوس می‌شود. در بازارهای رقابتی حسابرسان فرصت‌طلب مجبورند رفتار فرصت‌طلبانه خود را به منظور حفظ کار حسابرسی (از دست ندادن صاحبکار) تغییر دهند. از طرفی چنانچه حسابرسان حق‌الزحمه را تعدیل نکنند و صاحبکاران نیز تصمیم به تغییر حسابرسان به منظور کاهش حق‌الزحمه داشته باشند، شاهد معکوس شدن چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی در دوره‌های بعد خواهیم بود (دیویلرس و همکاران،2014).

دیویلرس و همکاران (2014)، عامل چسبندگی هزینه حسابرسی این‌گونه بیان می‌کنند که: حسابرس، هزینه حسابرسی را با توجه به میزان رسیدگی‌ها و ریسک حسابرسی تعیین می‌کند و میزان رسیدگی و ریسک حسابرسی در حین انجام حسابرسی مشخص می‌شود، لذا حسابرس قبل از برنامه‌ریزی جهت اجرای کار و تعیین هزینه حسابرسی، این موضوع را مد نظر قرار نمی‌دهد. در مواردی که میزان رسیدگی و ریسک حسابرس به میزان چشمگیری کاهش می‌یابد، با توجه به انعقاد قرارداد قبل از شروع به کار، هزینه حسابرسی در سال مورد رسیدگی کاهش نمی‌یابد و این تغییرات با تأخیر و در سال مالی بعد شناسایی می‌شود که عاملی در جهت ایجاد چسبندگی هزینه حسابرسی است. انتظار می‌رود این موضوع تأثیری کوتاه‌مدت داشته باشد و در سال‌های آتی توسط حسابرس مد نظر قرار گیرد. اندرسون و همکاران (2003) معتقدند که دوره‌های بلندمدت (بیشتر از یکسال) چرخه اصلاحات را کامل می‌کنند، به این معنا که چسبندگی در دوره‌های بلندمدت کاهش می‌یابد. انتظار بر آن است که صاحبکاران در بلندمدت، کاهش حق‌الزحمه را مدیریت کنند. در پژوهش (منون و ویلیام 20،2001)، به مطالعه و بررسی روندهای بلندمدت در حق‌الزحمه حسابرسی و ارتباط آن با تغییرات محیطی، از جمله استانداردهای حسابرسی پرداختند. چسبنده بودن حق‌الزحمه حسابرسی، از عواملی است که در الگوهای مربوط به پژوهش‌های گذشته، لحاظ نشده و باعث ضعف الگوها در برآورد مبلغ دقیق آن می‌شود. در پژوهش پیش رو فرض می‌شود که افزایش حق‌الزحمه حسابرسی در مقایسه با کاهش حق‌الزحمه، سرعت بیشتری دارد.

 

  • ·       تخصص حسابرس

پورتر 21(1985) بیان می‌کند که از سیاست‌های اصلی حسابرس، افزایش توانایی‌های خود برای تأمین نیازهای مختلف صاحبکار است تا از این طریق بتواند به سطح قابل قبولی از تمایز رقابتی نسبت به رقبای خود دست یابد و از این طریق برای خود، مشتریان انحصاری و در نهایت، رانت‌های اقتصادی ایجاد کنند. افزایش سطح تخصص حسابرس زمینه مناسبی را برای تأمین نیازهای مختلف صاحبکاران فراهم می‌کند و به حسابرس اجازه می‌دهد تا راهبرد متمایزی را برای ارائه خدمات به گروه وسیعی از مشتریان با ویژگی‌های مشابه ارائه کنند. به همان نسبتی که حسابرسان در صنعت مورد نظر تخصص پیدا می‌کنند، دانش تخصصی آن‌ها بیشتر می‌شود و از آن‌ها انتظار می‌رود که در مقایسه با حسابرسان غیرمتخصص در شناخت گزارشات متقلبانه دقت بیشتری داشته باشد (بالسم 22 و همکاران،2003). از آنجایی که متخصص صنعت شدن یک سرمایه‌گذاری پرهزینه است، موسسه حسابرسی خواهان نرخ بازده نرمالی از سرمایه‌گذاری انجام شده می‌باشد. این امر در حق‌الزحمه بالاتر برای مؤسسات حسابرسی بزرگ در مقایسه با مؤسسات کوچک و مؤسسات متخصص صنعت در مقابل مؤسسات غیرمتخصص، منعکس می‌شود. شواهد تجربی متناقض می‌باشد (علوی طبری و عارف منش، 1393).

 میهو و ویلکینز 23(2003) بیان می‌کنند، حسابرس زمانی متخصص است که بزرگترین سهم بازار را داشته باشد، یا سهم بازار آن‌ها حداقل 10 درصد بالاتر از سهم بزرگترین حسابرس دوم باشد. آن‌ها برای محاسبه سهم بازار از نسبت حق‌الزحمه موسسه حسابرسی نسبت به کل حق‌الزحمه‌های حسابرسی در یک صنعت بهره گرفتند. برای محاسبه سهم بازار معیارهای دیگری نیز مثل تعداد مشتریان در صنعت، تعداد صاحبکاران حسابرسی شده به وسیله حسابرس یا مجموع دارایی‌های تمام صاحبکاران یک حسابرس به مجموع تمام دارایی‌های صاحبکاران در این صنعت وجود دارد. پژوهش‌ها بیان کردند که حسابرسان متخصص صنعت نسبت به حسابرسانی که متخصص صنعت نیستند، خدمات حسابرسی با کیفیت‌تری را ارائه می‌نمایند (آلموتری و همکاران، 2009). پژوهش‌ها نشان می‌دهند حسابرسان متخصص صنعت توانایی بهتری در کشف اشتباه و تحریف صاحبکاران خود دارند (دوئلمن، هارویتز و سان،2015)؛ بنابراین احتمال استفاده مدیران بیش اطمینان از حسابرسان متخصص صنعت کمتر است، زیرا این احتمال بیشتر است که حسابرسان متخصص صنعت، رویه‌های حسابداری متهورانه صاحبکاران خود را کشف می‌کنند. مطالعه ادبیات موضوعی از یک سو، نشان می‌دهد حق‌الزحمه حسابرسی، از مهمترین عوامل مؤثر بر انتخاب حسابرس مستقل محسوب می‌شود و از سوی دیگر، نیز بیانگر آن است که بیش اطمینانی مدیران بر حق‌الزحمه حسابرسی تأثیر دارد و حسابرسان متخصص صنعت در مقایسه با سایر حسابرسان حق‌الزحمه بسیار بیشتری مطالبه می‌کنند (فانگ، گول و کریشنان 24،2012). از این رو می‌توان عنوان کرد مدیران بیش اطمینان تمایل کمتری به استفاده از حسابرس متخصص صنعت دارند تا از این طریق حق‌الزحمه کمتری نیز پرداخت کنند (دوئلمن، هارویتز و سان، 2015).

یافته‌های پژوهش‌های مربوط به تأثیر تخصص صنعت حسابرس بر حسابرسی، ممکن است از دیدگاه سرمایه‌گذاران با اهمیت باشد. بین سرمایه‌گذاران این دیدگاه وجود دارد که موسسه بزرگ حسابرسی به دلیل شهرت، کیفیت بالاتر حسابرسی را تضمین می‌کنند. شواهد حاصل از پژوهش‌ها نشان می‌دهد که تخصص صنعت حسابرس که به حسابرسان امکان کشف مدیریت فرصت‌طلبانه سود را می‌دهد و نسبت به شناسایی به موقع زیان اطمینان حاصل می‌کند، کیفیت افشا را بهبود می‌بخشد و هزینه سرمایه را کاهش می‌دهد. این پیامدهای مثبت به سرمایه‌گذاران نسبت به قابلیت اعتماد صورت‌های مالی اطمینان می‌بخشد (علوی طبری، عارف منش، 1393).

 

  • ·       چرخش اجباری حسابرس

گردش اجباری حسابرس، همواره یکی از راهکارهای بالقوه برای بهبود کیفیت حسابرسی بوده و به طور ویژه در سال‌های اخیر و در پی پررنگ‌تر شدن نقش حسابرسان در بازارهای سرمایه، توجه بیشتری را نیز به خود جلب کرده است (هریس 25،2012). رسوایی‌های مالی شرکت‌های بزرگ، به سلب اعتماد عمومی نسبت به کیفیت گزارشگری مالی شرکت‌ها و عوامل ناظر بر آن، به ویژه کیفیت حسابرسی مستقل منجر شده است. در ایالات متحده آمریکا، در واکنش به این رسوایی‌ها و با هدف بازگرداندن اعتماد عمومی نسبت به صورت‌های مالی، قانون ساربینزآکسلی به تصویب رسید که مفاد مندرج در بخش 203 این قانون، گردش شرکای حسابرسی را اجباری کرده است و در بخش 207 نیز بر لزوم اجرای پژوهش بیشتر روی مسئله گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی تأکید شده است (چی 26، 2011).

هامیلتون 27 (2012)، به بررسی دیدگاه‌های مخالفان چرخش اجباری و موافقان آن و استدلال آن‌ها پرداخته‌اند. طرف‌های حامی مخالفان گردش اجباری، انجمن‌های حرفه‌ای و مؤسسات بزرگ حسابرسی هستند و استدلال آنان مبنی بر مخالفت شامل، کمبود اطلاعات حسابرس جدید، از دست رفتن اطلاعات حسابرس قبلی، افزایش تحریف با اهمیت در سال اول تصدی، شهرت حسابرس، در دسترس نبودن حسابرس مناسب می‌باشد. موافقان گردش اجباری موسسه حسابرسی، سرمایه‌گذاران و مصرف‌کنندگان، سازمان بورس اوراق بهادار برخی از کشورها از جمله ایران و چین و قانون ساربینز آکسلی هستند و استدلال آنان مبنی بر موافقت شامل، افزایش استقلال حسابرس، ایجاد دیدگاه‌های تازه برای حسابرس، توجه به حضور حسابرس بعدی، ایجاد بازار پویا برای حسابرسی، شکست انحصار در حرفه حسابرسی می‌باشد. مسئله اصلی، بررسی هزینه‌های تحمیل شده به حسابرسان مستقل و صاحبکاران آن‌ها، به موجب اجرایی شدن مقررات گردش الزامی مؤسسه‌های حسابرسی است. ضرورت بررسی این مسئله از آنجا نشات می‌گیرد که با توجه به تجربه اندک کشورها در سطح جهان در خصوص این گونه الزامات و نیز، نبود اجماع بین صاحب‌نظران نسبت به خوب یا بد بودن الزامات یادشده، هنوز در عمل اظهار نظر نسبت به فزونی منافع بر مخارج این امر امکان‌پذیر نیست.

یکی از پیامدهای بسیار مهم گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی که باید مد نظر قرار گیرد، آثار آن بر رقابت در بازار کار حسابرسی است. گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی از این جنبه، به مثابه تیغ دو لبه‌ای است که هم می‌تواند به بهبود بازار کار حسابرسی و کارایی این بازار بیانجامد و هم می‌تواند به توزیع نامناسب بازار بین مؤسسه‌های باکیفیت و کم کیفیت منجر شود (کمران، مرلوتی و وینسنزو 28،2009). موافقان گردش اجباری با اتکا به پویاتر شدن بازار کار حسابرسی، ادعا می‌کنند در گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی، وضعیت بازار برای حرفه حسابرسی به سمتی خواهد رفت که انحصار در بازار حسابرسی شکسته خواهد شد. این وضعیت موجب می‌شود علاوه بر پویایی بیشتر بازار حسابرسی، سطح کیفی حرفه نیز به طورکلی بهتر شود و توانایی مؤسسه‌های حسابرسی در انجام عملیات حسابرسی به سطحی بالاتر، ارتقا یابد. این موضوع علاوه بر منفعت برای حرفه حسابرسی، موجب منتفع شدن سرمایه‌گذاران هم می‌شود (استینلی و دیزورت 29،2007).

موضوع طول دوره تصدی حسابرسی و چگونگی تأثیر آن بر کیفیت حسابرسی سال‌هاست که مورد مناقشه سازمان‌ها و نهادهای نظارتی، حسابرسان و سرمایه‌گذاران بوده است. طرفداران الزام سیاست اجباری چرخش اجباری حسابرس به دلایل زیر برای موافقت خود با چنین سیاستی اشاره می‌نمایند:

دوره تصدی بلندمدت حسابرسی احتمال ایجاد روابط نزدیک میان حسابرس و مدیریت را افزایش داده که ممکن است باعث خدشه در استقلال حسابرس و درنتیجه کاهش در کیفیت حسابرسی شود (آرل و همکاران، 2005).

محدود نبودن طول دوره تصدی ممکن است باعث تغییر انگیزه حسابرس از ارتقاء کیفیت حسابرسی به سمت حفظ و کسب سود از صاحبکار گردد. مزایای خاص صاحبکار که فقط در طی زمان برای حسابرس ایجاد می‌شود، ممکن است باعث ایجاد وابستگی مالی حسابرس به صاحبکار شده و درنتیجه باعث کاهش استقلال حسابرس گردد (دی آنجلو،1981).

با افزایش طول دوره تصدی حسابرسی، ممکن است فرآیند حسابرسی به فرایندی تکراری تبدیل شده و حسابرسان به جای ارزیابی و بررسی موارد ادعا شده در صورت‌های مالی به پیش‌بینی نتایج رسیدگی‌های خود با توجه به نتایج رسیدگی‌های سنوات قبل پرداخته و یا از روش‌های رسیدگی عادی و تکراری ناکارآمد استفاده نمایند (گیتزمن و سن 30،2002).

سیاست چرخش اجباری حسابرسان باعث افزایش رقابت در بازار خدمات حسابرسی شده و این رقابت می‌تواند بر اساس کیفیت و قیمت خدمات حسابرسی باشد (کاون 31،2014). این افزایش رقابت موجب می‌شود که بازار خدمات حسابرسی از انحصار موسسه‌های بزرگ خارج شده و فرصت رشد برای موسسه‌های متوسط و کوچک فراهم گردد. این سیاست می‌تواند باعث جلوگیری از زیان‌های هنگفت ناشی از عدم توانایی حسابرسان در کشف و گزارش موارد تحریف صورت‌های مالی در رسوایی‌های مالی اخیر مانند انرون و ورلدکام شود. در نقطه مقابل، مخالفین سیاست چرخش اجباری به دلایل زیر برای ابراز مخالفت خود استناد می‌کنند:

حسابرس جدید ممکن است به دلیل عدم شناخت کافی از صاحبکار و سیستم گزارشگری آن، قادر به کشف موارد ایراد در صورت‌های مالی صاحبکار نباشد. افزایش شناخت حسابرس از محیط واحد تجاری با افزایش طول دوره تصدی باعث ایجاد یک مزیت رقابتی برای حسابرس در کشف موارد ایراد با اهمیت مندرج در صورت‌های مالی شده که می‌تواند موجب افزایش کیفیت حسابرس گردد (آرل و همکاران، 2005).

چنین سیاستی ممکن است باعث افزایش در هزینه‌های اولیه حسابرسی و افزایش ریسک قصور حسابرس در عدم کشف موارد اشتباه در صورت‌های مالی به دلیل اتکا بیش از حد حسابرس به برآوردها و اطلاعات ارائه شده توسط مدیریت گردد. علاوه بر این به دلیل از بین رفتن دانش کسب شده توسط حسابرس قبلی) حسابرسی سنوات قبلی) و پیچیدگی محیط گزارشگری مالی، کسب شناخت لازم برای حسابرس جدید جهت ارائه حسابرسی با کیفیت بالا ممکن است مستلزم سپری شدن چندین سال باشد (کاون و همکاران،2014)

مخالفان گردش اجباری معتقدند در صورت اجباری شدن گردش حسابرسان، مؤسسه‌های حسابرسی به دلایلی چون ناآشنایی با صاحبکار جدید و نیاز به بررسی گسترده‌تر فرایند فعالیت کاری صاحبکار) برای حفظ کیفیت کار حسابرسی)، در سال‌های اول تصدی حسابرسی، باید زمان و هزینه‌های بیشتری صرف کنند. نتیجه این فرایند، افزایش حق‌الزحمه حسابرس و هزینه حسابرسی است. از سوی دیگر، چون در گردش اجباری، حسابرسان بعد از دوره‌ای معین صاحبکاران خود را از دست می‌دهند، برای به دست آوردن صاحبکاران جدید باید با سایر حسابرسان رقابت کنند؛ در نتیجه برای دریافت مقدار حق‌الزحمه و به منظور کسب صاحبکاران جدید، ناگزیرند انعطاف‌پذیری بیشتری داشته باشند (لام 32،2011). با توجه به اینکه به طور معمول بودجه ساعات کار صرف شده در حسابرسی، مبنایی برای تعیین حق‌الزحمه در نظر گرفته می‌شود، انتظار می‌رود گردش اجباری حسابرسان به دلیل صرف زمان بیشتر در رسیدگی اولیه، به افزایش حق‌الزحمه حسابرسی منجر شود (حساس یگانه، برزیده و همکاران، 1395).

 

2-2- پیشینه پژوهش خارجی

کمران، فرانسیس، مارا و پتینیچیو 33(2015) با مطرح کردن آخرین وضعیت گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی در اتحادیه اروپا (حداکثر 10 سال) و در دست بررسی بودن وضع این الزامات در ایالات متحده آمریکا، به بررسی پیامدهای واقعی این گونه الزامات در ایتالیا که گردش اجباری حسابرسان از سال 1976 میلادی اجرایی شده است پرداختند. ایشان دریافتند حق‌الزحمه حسابرسی در سال اول پس از گردش اجباری به نسبت کمتر است، اما در سال‌های بعد این اثر برعکس شده و به طور میانگین به افزایش حق‌الزحمه منجر می‌شود. آن‌ها همچنین دریافتند کیفیت حسابرسی پس از گردش اجباری حسابرسان، به طور ویژه در سه سال اول تصدی حسابرس جدید، کاهش می‌یابد؛ این در حالی است که افزایش حق‌الزحمه به موجب گردش اجباری مؤسسه‌ها، تنها در صورتی توجیه می‌شود که این امر جبران‌کننده بهبود کیفیت حسابرسی باشد.

کوربلا، فلوریو، گاتی و ماسترولیا 34(2015) به بررسی ارتباط میان گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی با حق‌الزحمه حسابرسی و کیفیت حسابرسی روی شرکت ایتالیایی طی دوره طولانی 1998 تا 2011 پرداختند. نتایج پژوهش نشان داد کیفیت حسابرسی پس از گردش اجباری از مؤسسه‌های کوچک به مؤسسه‌های بزرگ، ارتقا یافته است. بر اساس نتیجه دیگر این پژوهش، حق‌الزحمه حسابرسی پس از گردش اجباری از مؤسسه‌های بزرگ به کوچک کاهش می‌یابد، اما از مؤسسه‌های کوچک به بزرگ تغییری نمی‌کند. رابطه بین حق‌الزحمه با عملکرد حسابرسی داخلی توسط استانداردهای حرفه‌ای تأیید شده است (والاس، (1984.

دوئلمن، هارویتز و سان (2015) به بررسی ارتباط بیش اطمینانی مدیریت و حق‌الزحمه حسابرسی پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد، مدیران بیش اطمینان با احتمال کمتری از حسابرس متخصص صنعت استفاده می‌کنند.

وون، لیم و سیمنت 35(2014)، تأثیر گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی کره را بر کیفیت حسابرسی و حق‌الزحمه حسابرسی، روی شرکت‌ها طی سال‌های 2000 تا 2009 بررسی کردند. نتایج این پژوهش در خصوص کیفیت حسابرسی نشان داد گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی هیچ تأثیر معناداری بر کیفیت حسابرسی ندارد. بر اساس نتیجه دیگر این پژوهش، به طور میانگین حق‌الزحمه حسابرسی پس از وضع مقررات گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی در کره، به طور شایان توجهی افزایش یافته است.

دیویلرس و همکاران (2014)، در پژوهش خود بیان کردند، بخشی از چسبندگی ناشی از اطلاعات ناقص است. در این حالت فروشنده از واکنش خریدار در برابر تغییر قیمت شناخت کافی ندارد. برای نمونه، شناختی از علت تغییر فروشنده توسط خریدار ندارد. هنگامی که خریدار فروشنده جدیدی انتخاب می‌کند، عدم قطعیت کاهش می‌یابد، زیرا مشخص می‌شود که خریدار قصد تغییر فروشنده را دارد؛ بنابراین، یکی از عوامل شکاف در بازار، یعنی عامل چسبندگی قیمت، حذف می‌شود و انتظار می‌رود که قیمت‌ها به سطح انتظار نزدیکتر شود. رینولدز و پیکونی 36 (2012)، در پژوهش خود عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی را بررسی نموده‌اند و بر اساس مطالعات انجام شده بر روی عوامل مهم و اثرگذار بر قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی، مدلی را پیشنهاد کردند. با استفاده از مدل رگرسیون حق‌الزحمه حسابرسی، پس‌مانده این مدل به عنوان حق‌الزحمه حسابرسی غیر قابل توضیح، اندازه‌گیری می‌گردد. پس‌مانده یا باقیمانده رگرسیون لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه حسابرسی بر اساس مجموعه‌ای از عوامل، از قبیل لگاریتم کل دارایی‌ها محاسبه می‌گردد. هر چه این عدد بزرگتر باشد کیفیت اطلاعات حسابداری کمتر است.

داناهو و نکل 37(2014)، در پژوهشی نشان دادند، پیچیدگی‌های وضعیت مالیاتی شرکت و الزامات گزارشگری آن، کاربردهای زیادی برای تصمیمات حسابرسان مستقل در پی دارد. بر اساس نتایج پژوهش آنان زمانی که وضعیت مالیاتی پر ریسک حاکم است حق‌الزحمه حسابرسی بیشتری پرداخت می‌شود. همچنین حسابرسی توسط فرد متخصص، حق‌الزحمه بیشتری در پی دارد که این موضوع ارتباطی با وضعیت مالیاتی شرکت ندارد و مستقل است.

چوی و همکاران 38(2010) با تمرکز بر اندازه دفتر کار یک موسسه حسابرسی، سطح تخصص را محدود کردند و به این نتیجه رسیدند که مؤسسات حسابرسی بزرگ در مقایسه با مؤسسات کوچک حق‌الزحمه و کیفیت سود بالاتری دارند. این امر بیانگر این است که مؤسسات بزرگ در مقایسه با مؤسسات کوچک، تخصص و تجربه جمعی ارزشمندتر در حسابرسی شرکت‌های سهامی دارند این پژوهش‌ها تنها به شناسایی حق‌الزحمه اضافی در سطوح مختلف تخصص بدون در نظر گرفتن عوامل خاص شرکت و اقتصاد، پرداختند.

وانگ 39(2008)، در مقاله خود به بررسی حق‌الزحمه حسابرسی با تمرکز بر تخصص صنعتی در چین پرداخته است. نتایج آن نشان می‌دهد که چهار موسسه بزرگ حسابرسی که دارای تخصص صنعتی هستند حق‌الزحمه بالاتری در مقایسه با حسابرسان غیرمتخصص دریافت می‌کنند.

مایهیو و ویلکینز (2003) از بازار عرضه اولیه سهام (IPO) استفاده کردند و استدلال کردند که بازار سطح بالاتری از رقابت را بین (IPO) مؤسسات حسابرسی ایجاد می‌کند و بهتر می‌تواند حق‌الزحمه اضافی مربوط به تخصص صنعت حسابرس را مستند کند. آن‌ها دریافتند مؤسسات حسابرسی با استراتژی موفق تمایز بر حسب تخصص صنعت، حق‌الزحمه اضافی در حدود 29% کسب می‌کنند.

قاش و لاست گارتن 40 (2006) با بررسی مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی، نشان دادند که قدرت توضیح دهندگی مدل استاندارد در حالت سالانه کمتر از حالت بلندمدت (برای دوره‌های چندساله) است. این نتایج بیانگر این است که حق‌الزحمه حسابرسی به سرعت و مناسب با پیش‌بینی مدل استاندارد تغییر نمی‌کند.

کراسول و همکاران 41(1995) با استفاده از داده‌های سال 1987 به بعد در استرالیا و معیار تخصص صنعت حسابرس ارائه شده توسط کراسول و تیلور 42 (1991) نشان دادند که حسابرس متخصص صنعت حق‌الزحمه بیشتری دریافت می‌کنند. آن‌ها گزارش کردند که متخصصین 8 موسسه بزرگ 16% حق‌الزحمه بیشتر نسبت به غیرمتخصصین 8 موسسه بزرگ دریافت می‌کنند.

 

2-3- پیشینه پژوهش داخلی

مشایخی و همکاران (1395) به بررسی تأثیر کیفیت حسابرسی داخلی بر حق‌الزحمه حسابرسی مستقل پرداخته‌اند. نتایج حاکی از این است که صلاحیت حسابرسی داخلی یعنی مدت تصدی و حضور آن در شرکت با حق‌الزحمه حسابرسی رابطه معنادار منفی داشته و مهارت‌های محاسباتی و IT، مدارک حرفه‌ای و علمی، مدت ساعات آموزشی با حق‌الزحمه حسابرسی رابطه‌ای ندارند. در کل نتایج حاکی از عدم تأثیر کیفیت حسابرسی داخلی بر حق‌الزحمه حسابرسی مستقل می‌باشد.

حیدر پور و جعفری (1395) به بررسی تأثیر ساختار بازار محصول بر هزینه‌های حسابرسی پرداخته‌اند. حق‌الزحمه حسابرسی به عنوان متغیر وابسته، شاخص هزینه- های حسابرسی است و معیارهای ساختار بازار محصول  شامل شاخص هرفیندال– هیرشمن، شاخص لرنر و شاخص لرنر تعدیل شده به عنوان متغیرهای مستقل انتخاب شدند. نتایج بیانگر آن است که سهامداران عمده با افزایش کیفیت حسابرسی و شفاف‌سازی و از سوی دیگر سهامداران مدیریتی با کاهش مشکلات نمایندگی موجب کاهش و افزایش هزینه‌های حسابرسی می‌شوند.

حساس یگانه، برزیده و همکاران (1395) بررسی تأثیر گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی و رقابت در بازار حسابرسی شرکت‌های پذیرفته شده در بازار بورس و اوراق بهادار تهران پرداختند. بر اساس الزامات سازمان بورس و اوراق بهادار تهران، گردش حسابرسان مستقل اجباری شرکت‌های بورسی ایران، پس از حداکثر 4 سال پی‌درپی الزامی شده است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد حق‌الزحمه حسابرسی مستقل، به موجب گردش اجباری افزایش می‌یابد و این افزایش بیش از افزایش معمول در گردش اختیاری حسابرسان است و به شرکت‌ها هزینه اضافی تحمیل می‌کند. پس از وضع الزامات یاد شده، تفاوت شایان توجهی در سهم از بازار مؤسسه‌های حسابرسی با کیفیت بالا و پایین مشاهده نشد.

صفر زاده و بیگ (1394)، در پژوهش خود به بررسی چسبندگی هزینه حسابرسی مستقل در شرکت‌های ایرانی پرداختند. نتایج نشان داد، تغییرات هزینه حسابرسی مستقل به طور کامل با تغییر در عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی تبیین نمی‌شود. همچنین میزان افزایش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار افزایش در آن، بیشتر از میزان کاهش در هزینه حسابرسی، هنگام انتظار کاهش در آن است و تفاوت بین هزینه واقعی برآوردی حسابرسی مستقل، با گذشت زمان کاهش می‌یابد.

حساس یگانه و همکاران (1394)، در پژوهشی به بررسی رابطه بیش اطمینانی مدیریت و حق‌الزحمه‌های حسابرسی پرداختند. آنان دریافتند بین بیش اطمینانی مدیریت و حق‌الزحمه حسابرسی ارتباط منفی معناداری بر قرار است. بر اساس بررسی‌های بیشتر، بیش اطمینانی مدیریت بر استفاده از حسابرس متخصص صنعت، تأثیر معناداری ندارد.

دیانتی دیلمی و بیاتی (1394) به بررسی رابطه رقابت بازار محصول با حق‌الزحمه حسابرسی مستقل صورت‌های مالی پرداخته‌اند. نتایج به دست آمده در حالت کلی نشان می‌دهد که رقابت بازار محصول بر حق‌الزحمه حسابرس مستقل تأثیر معناداری دارند. با توجه به نتیجه به دست آمده می‌توان بیان کرد که رقابت، باعث کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران می‌شود که این موضوع به نوبه خود باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های کنترلی می‌شود؛ بنابراین، ریسک حسابرسی کاهش می‌یابد و در نتیجه حق‌الزحمه درخواستی حسابرس نیز کاهش خواهد یافت.

بررسی چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی توسط رشیدی باغی (1393)، انجام گرفته است. نتایج، حاکی از آن است که چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی از روند مشخص تبعیت نمی‌کند. به بیانی دیگر در دوره‌های چند ساله تغییر می‌کند و در دوره‌های کوتاه‌مدت (معمولاً یک ساله) تغییرات مشهودی در حق‌الزحمه صورت نمی‌گیرد و همچنین نتایج بیانگر آن است که موسسه‌های حسابرسی در سال‌های اولیه، حق‌الزحمه درخواستی خود را تغییر نمی‌دهند ولی در سال‌های بعدی با توجه به شناختی که از صاحبکار به دست می‌آورند، اقدام به تعدیل حق‌الزحمه می‌نمایند و در نهایت، نتایج نشان‌دهنده این است که تغییر حسابرس، سبب نزدیک‌تر شدن حق‌الزحمه‌های حسابرسی به مدل استاندارد می‌شود.

سجادی و زارعی (1386)، به بررسی تأثیر ویژگی‌های موسسه‌های حسابرسی و صاحبکار بر حق‌الزحمه حسابرسی از دیدگاه شرکای موسسه حسابرسی پرداختند. نتایج نشان می‌دهد که تخصص صنعتی موسسه حسابرسی، کیفیت گزارش حسابرسی، میزان دعاوی حقوقی صاحبکار و تنگناهای گزارش حسابرسی در تعیین حق‌الزحمه حسابرسی مؤثر است. همچنین نتایج نشان می‌دهد که شهرت موسسه حسابرسی، استقلال حسابرسان موسسه حسابرسی و شهرت صاحبکار در تعیین حق‌الزحمه حسابرسی مؤثر نیستند.

 

 

3- فرضیه‌های پژوهش

به دلیل انعقاد قرارداد حسابرسی مستقل به صورت دوره‌ای، تغییرات عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی مستقل در طی دوره مالی، به صورت لحظه‌ای هزینه حسابرسی مستقل را تحت تأثیر قرار نمی‌دهد (صفرزاده، بیگ پناه،1394)، بنابراین:

فرضیه 1: حق‌الزحمه‌های حسابرسی نمی‌تواند در کوتاه‌مدت (یکساله)، متناسب با مدل استاندارد حق‌الزحمه تعدیل شود.

از دیدگاه دیویلرس و همکاران (2014)، گرچه انتظار می‌رود تغییرات افزایشی و کاهشی در عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی مستقل، تأثیر متقارنی بر هزینه حسابرسی داشته باشند، اما تغییرات افزایشی به دلیل چسبندگی هزینه حسابرسی بیشتر از تغییرات کاهشی، هزینه حسابرسی را تحت تأثیر قرار می‌دهد؛ بنابراین:

فرضیه 2: تمایل به افزایش حق‌الزحمه‌های حسابرسی، (وقتی که انتظار افزایش وجود دارد) بیشتر از کاهش در حق‌الزحمه‌های حسابرسی (وقتی که انتظار کاهش وجود دارد) است.

با توجه به اینکه تغییرات عوامل مؤثر بر هزینه حسابرسی طی دوره مالی، هزینه حسابرسی دوره مالی بعد را تحت تأثیر قرار می‌دهد (دیویلرس و همکاران،2014؛ صفر زاده و بیگ پناه، 1395)، لذا انتظار می‌رود که فاصله بین هزینه پیش‌بینی شده با هزینه واقعی در سال‌های آتی روند کاهشی داشته باشد، بنابراین:

فرضیه 3: انحراف حق‌الزحمه‌های حسابرسی از مدل استاندارد حق‌الزحمه در دوره بعد کاهش می‌یابد.

نتایج پژوهش چوی و همکاران (2010) با تمرکز بر اندازه دفتر کار یک موسسه حسابرسی نشان می‌دهد که مؤسسات بزرگ در مقایسه با مؤسسات کوچک، تخصص و تجربه جمعی ارزشمندتر در حسابرسی شرکت‌های سهامی دارند که منجر به شناسایی حق‌الزحمه اضافی در سطوح مختلف تخصص بدون در نظر گرفتن عوامل خاص شرکت و اقتصاد، می‌شود؛ بنابراین:

فرضیه 4: تخصص حسابرس، تفاوت بین حق‌الزحمه واقعی حسابرسی از مدل استاندارد حق‌الزحمه را افزایش می‌دهد.

یافته‌های (لام،2011) با بررسی اجباری شدن گردش حسابرسان، بیانگر آن است که مؤسسه‌های حسابرسی به دلایلی چون ناآشنایی با صاحبکار جدید و نیاز به بررسی گسترده‌تر فرایند فعالیت کاری صاحبکار) برای حفظ کیفیت کار حسابرسی(، در سال‌های اول تصدی حسابرسی، باید زمان و هزینه- های بیشتری صرف کنند. نتیجه این فرایند، افزایش حق‌الزحمه حسابرس و هزینه حسابرسی است؛ بنابراین:

فرضیه 5: چرخش اجباری حسابرس، مطابق بورس اوراق بهادار تهران، تفاوت بین حق‌الزحمه واقعی حسابرسی از مدل استاندارد حق‌الزحمه را افزایش می‌دهد.

 

4- روش‌شناسی پژوهش

4-1- نوع پژوهش و روش گردآوری داده‌ها

این پژوهش در حوزه پژوهش‌های اثباتی مالی قرار می‌گیرد. با توجه به استفاده از اطلاعات تاریخی شرکت‌ها برای آزمون فرضیه‌ها، در گروه تحقیقات شبه آزمایشی قرار می‌گیرد. با توجه به روشی که در این پژوهش استفاده می‌شود، نوعی پژوهش توصیفی همبستگی به شمار می‌رود. پژوهش حاضر به لحاظ معرفت‌شناسی از نوع تجربه‌گر، سیستم استدلال آن، استقرایی و از جهت نوع مطالعه، میدانی آرشیوی می‌باشد. در این پژوهش برای جمع‌آوری داده‌ها و اطلاعات، ابتدا از روش کتابخانه‌ای استفاده شده است (طبیبی و همکاران،1393). اطلاعات مورد نیاز شرکت‌ها از طریق مراجعه به صورت‌های مالی حسابرسی شده، ماهنامه بورس اوراق بهادار و سایت کدال و با استفاده از نرم‌افزار ره‌آورد نوین گردآوری شده و سپس با جمع‌بندی و محاسبات مورد نیاز در صفحه گسترده نرم‌افزار اکسل برای تجزیه‌وتحلیل آماده شده است. تجزیه‌وتحلیل نهایی به کمک نرم‌افزار آماری EViews 8 انجام شده است.

 

4-2- جامعه آماری پژوهش

جامعه شامل برخی از شرکت‌های تولیدی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که با توجه به ماهیت پژوهش و نیز وجود برخی ناهماهنگی‌ها میان شرکت‌های پذیرفته شده در بورس، شرایط زیر به منظور تعیین جامعه آماری پژوهش در نظر گرفته شده است، از این رو جامعه آماری به روش حذف سیستماتیک و شرکت‌ها با توجه به 4 ویژگی زیر انتخاب می‌شوند:

1)   به منظور همگن شدن جامعه آماری در سال‌های بررسی، شرکت‌ها پیش از سال 1386 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشند.

2)   برای رعایت قابلیت مقایسه پذیری، سال مالی شرکت‌ها منتهی به 29 اسفند ماه هر سال باشد.

3)   شرکت طی سال‌های 1386 تا 1394 تغییر سال مالی نداشته باشد.

4)   جامعه آماری شامل شرکت‌های واسطه‌گری مالی، سرمایه‌گذاری، لیزینگ، بانک‌ها و شرکت‌های بیمه نمی‌شود، زیرا ماهیت دارایی شرکت‌های مذکور متفاوت است.

با توجه به شرایط فوق، 142 شرکت به عنوان جامعه آماری انتخاب شده‌اند.

5- متغیرهای پژوهش و نحوه محاسبه آن

با توجه به تعریف متغیرهای پژوهش به پیروی از (سیمونیک،1980؛ اندرسون و بانکر،2003؛ دیویلرس و همکاران،2014)، برای برآورد حق‌الزحمه مدنظر هر شرکت، از مدل حق‌الزحمه استاندارد (مدل شماره یک)، استفاده شده است. به کارگیری این مدل، امکان برآورد دقیق هزینه حق‌الزحمه حسابرسی را نسبت به مدل چسبندگی هزینه فراهم می‌کند سپس تغییرات حق‌الزحمه واقعی با تغییرات پیش‌بینی شده مدل، به صورت کلی و نیز تفکیکی مقایسه می‌شود. حق‌الزحمه حسابرسی تابعی از متغیرهای زیر است:

رابطه 1)

 

 

رابطه 2)

 

 

برای بررسی فرضیه اول با استفاده از مدل 2، پیش‌بینی می‌شود مقدار کمتر از یک باشد نشان می‌دهد حق‌الزحمه حسابرسی نمی‌تواند به صورت کامل و متناسب با مدل استاندارد حق‌الزحمه، اصلاح می‌شوند به بیانی دیگر، واکنش حق‌الزحمه حسابرسی متناسب با تغییرات صورت گرفته و تابعی از عوامل مطرح شده در مدل استاندارد 1 است.

رابطه 3)

 

 

به پیروی از مدل ارائه شده توسط (دی ویلرس و همکاران،2014؛ و اندرسون،2003)، برای بررسی فرضیه دوم با استفاده از مدل 3، پیش‌بینی می‌شود ارتباط  با متغیر وابسته معنادار باشد و این تمایل بیشتر به افزایش حق‌الزحمه را نشان می‌دهد به بیانی دیگر، فرض می‌شود با توجه به مبانی نظری حق‌الزحمه حسابرسی معمولاً روند افزایش داشته باشد نه کاهشی (انتظار می‌رود اصلاحات کاهشی کمتر از اصلاحات افزایش باشد).  افزایش در حق‌الزحمه‌هاست، زمانی که انتظار افزایش وجود دارد و +  کاهش در حق‌الزحمه‌های حسابرسی است زمانی که انتظار کاهش وجود دارد. برای تأیید این فرضیه باید  پذیرفته شود. برای بررسی فرضیه، آزمون فرض آماری به شرح زیر است:

 

: ≤

: >

از آنجا که جامعه مورد مطالعه شرکت‌های مختلف در انواع صنایع و در اندازه‌های متفاوت را شامل می‌شود بنابراین استفاده از مدلی که مبتنی بر شاخص‌های نسبتی و لگاریتمی است باعث می‌شود که قابلیت مقایسه متغیرها در میان شرکت‌ها را افزایش دهد و تفسیر ضرایب برآورد شده را همسان کند. چون ارزش متغیر D در زمان افزایش حق‌الزحمه، صفر است، بنابراین  درصد افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی را زمانی که انتظار افزایش وجود دارد، نشان می‌دهد و از آنجایی که متغیر Dدر هنگام کاهش حق‌الزحمه برابر یک است، بنابراین مجموع ضرایب +  بیانگر درصد کاهش در حق‌الزحمه‌ها، زمانی که انتظار کاهش وجود دارد می‌باشد. اگر حق‌الزحمه‌ها چسبنده باشد باید درصد افزایش بیشتر از درصد کاهش باشد؛ به عبارت دیگر باید 0<  و 0>  باشد.

رابطه 4)

 

 

برای بررسی فرضیه سوم به پیروی از (نمازی و دوانی، 1389؛ دیویلرس و همکاران، 2014؛ رشیدی باغی،1393)، با استفاده از مدل 4، پیش‌بینی می‌شود  مثبت و معنادار شود که نشان دهندگی کاهش چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی در دوره بعد است. برای بررسی فرضیه، آزمون فرض آماری به شرح زیر است:

: >  +

≤ +

 

جهت بررسی فرضیه‌های چهارم، اثر تخصص حسابرس بر چسبندگی هزینه‌ها، آزمون می‌کنند، به پیروی از پژوهش کاما و ویس 44،2013، چن و همکاران،2013؛ حیدری، 1393)، برای آزمون فرضیه از مدل 5 استفاده کرده‌ایم:

رابطه 5)

 

این فرضیه نقش تعدیلی تخصص حسابرس، بر شدت چسبندگی را آزمون می‌نماید. اگر ضریب  منفی باشد نشان از وجود چسبندگی است. اگر حسابرس متخصص باشد می‌تواند حق‌الزحمه‌های بیشتری را مطالبه کند. پس اگر ضریب  منفی باشد نشان از این است عامل تخصص حسابرس، باعث افزایش میزان حق‌الزحمه حسابرسی و انحراف از مدل استاندارد حق‌الزحمه خواهد شد. برای بررسی فرضیه، آزمون فرض آماری به شرح زیر است:

:  +

: +

 

برای بررسی فرضیه پنجم از مدل 6 استفاده می‌شود این فرضیه نقش تعدیلی چرخش مؤسسات حسابرسی، بر شدت چسبندگی را آزمون می‌نماید. اگر ضریب  منفی باشد نشان از وجود چسبندگی است.

رابطه 6)

 

 

چنین سیاستی ممکن است باعث افزایش در هزینه‌های اولیه حسابرسی و افزایش ریسک قصور حسابرس در عدم کشف موارد اشتباه در صورت‌های مالی به دلیل اتکا بیش از حد حسابرس به برآوردها و اطلاعات ارائه شده توسط مدیریت گردد. علاوه بر این به دلیل از بین رفتن دانش کسب شده توسط حسابرس قبلی (حسابرسی سنوات قبلی) و پیچیدگی محیط گزارشگری مالی، کسب شناخت لازم برای حسابرس جدید جهت ارائه حسابرسی با کیفیت بالا ممکن است مستلزم سپری شدن چندین سال باشد (کاون و همکاران،2014). این عوامل باعث افزایش میزان حق‌الزحمه‌های حسابرسی خواهد شد و چسبندگی حق‌الزحمه‌ها بیشتر خواهد شد. اگر  منفی باشد نشان از افزایش چسبندگی هزینه‌هاست. ولی اگر مثبت باشد بیانگر آن است که چون در گردش اجباری، حسابرسان بعد از دوره‌ای معین صاحبکاران خود را از دست می‌دهند، برای به دست آوردن صاحبکاران جدید باید با سایر حسابرسان رقابت کنند؛ در نتیجه برای دریافت مقدار حق‌الزحمه و به منظور کسب صاحبکاران جدید، ناگزیرند انعطاف‌پذیری بیشتری داشته باشند (لامب،2011). آزمون فرض آماری به شرح زیر است:

 =  +

 = +

متغیر وابسته

حق‌الزحمه حسابرسی : لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه حسابرسی استفاده شده است (هویتاش 43 و همکاران،2007). اطلاعات مربوط به حق‌الزحمه حسابرسی از یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی بخش هزینه‌های اداری و عمومی و معین سایر هزینه‌ها استخراج شده است.

 

متغیرهای مستقل

اندازه شرکت  لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌های شرکت‌ها

نسبت جاری : نسبت دارایی‌های جاری به مجموع دارایی‌ها

نسبت آنی : نسبت دارایی‌های جاری (به استثنای موجودی کالا) به بدهی‌های جاری شرکت‌ها

بدهی‌های بلندمدت : نسبت بدهی‌های بلندمدت به مجموع دارایی‌ها

بازده دارایی‌ها : برابر با نسبت سود قبل از بهره و مالیات به مجموع دارایی‌ها

زیان متغیر موهومی است که اگر شرکت در سال جاری، سال قبل یا دو سال قبل، زیان داشته باشد عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر می‌گیرد.

حق‌الزحمه برآورد شده / : لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه برآوردی سال جاری به حق‌الزحمه برآوردی سال قبل. برای برآورد حق‌الزحمه حسابرسی از مدل شماره (1) پژوهش استفاده می‌شود (دیویلرس و همکاران،2014).

متغیر موهومی DECREASE­­: اگر حق‌الزحمه برآوردی منفی باشد متغیر موهومی یک، در غیر این صورت صفر است.

: برای محاسبه تخصص حسابرس در صنعت، از رویکرد سهم بازار پژوهش میهو و ویلکینز (2003) استفاده شده است. آنان معتقدند یک حسابرس زمانی متخصص است که بزرگترین سهم بازار را داشته باشد و یا سهم بازار آن‌ها حداقل 10 درصد بالاتر از سهم بزرگترین حسابرس بعدی باشد. آنان برای محاسبه سهم بازار از نسبت حق‌الزحمه موسسه حسابرسی نسبت به کل حق‌الزحمه‌های مؤسسات در یک صنعت بهره گرفتند. اگر سهم بازار خدمات حسابرس (که برابر است با کل حق‌الزحمه پرداختی به یک حسابرس تقسیم بر کل حق‌الزحمه پرداختی به همه مؤسسات در صنعت مشابه) در یک صنعت خاص طی یک سال بیشتر از سهم سایر مؤسسات حسابرسی باشد و همچنین موسسه دوم از لحاظ سهم بازار حق‌الزحمه با موسسه اول حداکثر دارای 10 درصد تفاوت و همچنین موسسه سوم نیز دارای حداکثر 10 درصد تفاوت نسبت به حسابرس دوم از لحاظ سهم بازار حق‌الزحمه باشد به عنوان متخصص در همان صنعت و سال شناخته می‌شود.

MAFR­: یک متغیر مصنوعی است که در صورت گردش مؤسسات حسابرسی عدد یک و در غیر این صورت عدد صفر را به خود اختصاص می‌دهد (حساس یگانه و برزیده و همکاران، 1395).

 

5-1- روش تجزیه‌وتحلیل یافته‌ها

برای آزمون فرضیات از آزمون دوربین واتسون برای تشخیص خود همبستگی مدل، از آزمون فیشر برای بررسی معناداری کل مدل و از آزمون جاکو برا برای نرمال بودن اجزای اختلال رگرسیون استفاده شده است. همچنین به منظور تعیین مدل مناسب برای برآورد و تأثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته ابتدا آزمون‌های تشخیصی لیمر (چاو)، بروش پاگان و هاسمن انجام می‌شود. از آزمون لیمر (چاو) برای تعیین مدل داده‌های تلفیقی در برابر مدل اثرات ثابت (برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر 5% باشد، از روش تلفیقی استفاده شده است)، از آزمون بروش پاگان به منظور آزمودن واریانس ناهمسانی در مدل‌های رگرسیون خطی استفاده می‌شود و وابستگی واریانس  جملات پسماند به دست آمده از رگرسیون خطی را به مقادیر متغیرهای توضیح‌دهنده مدل، بررسی می‌کند. از آزمون هاسمن برای تعیین مدل اثرات ثابت در برابر مدل اثرات تصادفی (انتخاب مدل اثرات تصادفی برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% است) استفاده می‌شود. پس از تعیین مدل مناسب برای برآورد پارامترها و تأثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته تخمین‌های لازم برای آزمون فرضیه‌ها انجام می‌شود. همچنین به منظور پاسخ به فرضیه‌های پژوهش و یافتن روابط خاص میان متغیرهای جامعه از آزمون‌های تحلیل رگرسیون، آزمون معناداری t استفاده شده است.

 

6- یافته‌های پژوهش

6-1- آماره توصیفی و تجزیه‌وتحلیل آن

در این پژوهش، ابتدا بـا استفاده از داده‌های خـام، مقدار متغیرها محاسبه شـده و سپس آماره‌های توصیفی متغیرهای مستقل و وابسته که شامل میانگین، میانه، حداکثر، حداقل و انحراف معیار داده‌های پژوهش است محاسبه و در جدول 1 ارائه شده است.مقادیر مذکور در جدول 1 شمایی کلی از وضعیت توزیع داده‌ها ارائه می‌کنند. میانگین حق‌الزحمه حسابرسی برابر 39/6 است و ارزش میانگین اندازه شرکت 91/5 و نسبت جاری 69/0 به دست آمده است. به بیان دیگر بخش عمده‌ای از دارایی‌های شرکت جاری است که به تلاش و رسیدگی بیشتر حسابرسی نیازمند است.

جدول 1- آماره توصیفی

زیان

بازده دارایی‌ها

بدهی بلندمدت

نسبت آنی

نسبت جاری

اندازه شرکت

حق‌الزحمه

متغیرها

000/0

140/0

05/0

47/0

69/0

91/5

398/6

میانگین

061/0

141/0

099/0

483/0

645/0

98/5

43/6

میانه

1

26/3

24/1

79/4

99/0

26/8

284/11

حداکثر

000/0

56/0

000/0

072/0

07/0

56/4

89/2

حداقل

24/0

158/0

133/0

466/0

197/0

582/0

925/0

انحراف استاندارد

1278

1278

1278

1278

1278

1278

1278

تعداد مشاهدات

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 2- ماتریس همبستگی بین متغیرها

زیان

بازده دارایی‌ها

بدهی بلندمدت

نسبت آنی

نسبت جاری

اندازه شرکت

حق‌الزحمه

متغیرها

 

 

 

 

 

 

1

----

حق‌الزحمه

 

 

 

 

 

1

346/0

اندازه شرکت

 

 

 

 

 

---

000/0

 

 

 

 

1

181/0-

077/0-

نسبت جاری

 

 

 

 

---

000/0

005/0

 

 

 

1

34/0

06/1

104/0

نسبت آنی

 

 

 

---

000/0

031/0

0002/0

 

 

1

115/0

428/0-

031/0

003/0

بدهی بلندمدت

 

 

---

000/0

000/0

259/0

899/0

 

1

217/0

248/0

066/0

038/0

085/0

بازده دارایی‌ها

 

---

000/0

000/0

017/0

167/0

002/0

1

411/0-

229/0

133/0

48/0-

113/0-

005/0

زیان

---

000/0

000/0

000/0

085/0

000/0

853/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

میانگین بدهی‌های بلندمدت، 5% و میانگین بازده دارایی‌ها 14/0 می‌باشد و ارزش میانگین نسبت آنی 47/0 است که بیانگر توان شرکت در بازپرداخت بدهی‌هاست. با مقایسه میانگین- ها و میانه‌ها می‌توان گفت انحراف منطقی در توزیع هر متغیر وجود دارد. مطالعه همبستگی، ابزاری آماری است که به‌وسیله آن می‌توان درجه‌ای را انـدازه‌گیری کرد که یک متغیر به متغیری دیگر از نظر خطی مرتبـط می‌شود. رابطـه همبستگی بین متغیرهای پژوهش در جدول 2 ارائه شده است. ضریب همبستگی بین متغیرهای مستقل به کار رفته در یک مدل نباید زیاد باشد؛ زیرا همبستگی بین متغیرهای مستقل در یک مدل موجب مخدوش شدن نتایج رگرسیون می‌شود. چنانچه سطح معناداری همبستگی بین دو متغیر (p-value) از 05/0 کمتر باشد همبستگی بین دو متغیر در سطح 5% معنادار و اگر از 01/0 کمتر باشد همبستگی بین دو متغیر در سطح 1% معنادار است.

آزمونی که نرمال بودن جملات پسماند را مورد بررسی می‌کند، آزمون جارک- برا است (شکل 1)؛ بنابراین در این آزمون، فرض‌های ذیل تدوین می‌شود.

 

H0: جملات پسماند دارای توزیع نرمال است

H1: جملات پسماند دارای توزیع نرمال نیست

 

 

شکل 1- نرمال بودن جملات پسماند

 

اگر مقادیر محاسباتی آماره جارک- برا (J-B) از مقدار بحرانی جدول کای‌دو بزرگ‌تر نباشد، نرمال بودن توزیع جملات پسماند رد نمی‌شود؛ اما زمانی که اندازه نمونه به میزان کافی بزرگ باشد و سایر فروض کلاسیک نیز برقرار باشند، انحراف از فرض نرمال بودن معمولاً بی‌اهمیت و پیامدهای آن ناچیز است. برای هر جامعه آماری، هر چه اندازه نمونه تصادفی افزایش یابد توزیع نمونه به سمت توزیع نرمال نزدیک می‌شود. این موضوع در آمار و نظریه احتمالات، قضیه حد مرکزی نام دارد و بیان می‌نماید که یک سری از چند متغیر تصادفی مستقل با توزیع یکسان به سمت یک متغیر تصادفی مشخص با توزیع نرمال میل می‌کند؛ بنابراین چنانچه تعداد مشاهدات در نمونه مورد بررسی به میزان کافی زیاد باشد، توزیع داده‌ها به سمت نرمال نزدیک می‌شود و حتی اگر جامعه نرمال نباشد می‌توان از آزمون‌های پارامتریک استفاده کرد (منابع مختلف زیاد بودن تعداد مشاهدات را بالای 30 مشاهده عنوان نموده‌اند و تعداد مشاهدات در پژوهش‌های حسابداری به ویژه ساختار داده‌های ترکیبی معمولاً بسیار زیاد است)(بنی مهد و همکاران، 1395).

 

6-2- آمار استنباطی

  • بررسی مدل 1

نتایج حاصل از تخمین مدل 1 در جدول 3 ارائه گردیده است. نتایج آماری نشان می‌دهد که احتمال t تمام ضرایب برآوردی به غیر از DE و ROI کمتر از 5 درصد می‌باشد لذا ضرایب فوق از لحاظ آماری معنادار می‌باشند. متغیر وابسته در این مدل، لگاریتم نسبت تغییرات حق‌الزحمه حسابرسی می‌باشد که متغیرهای QUICK رابطه معکوس و معنادار و سایر متغیرها، رابطه مستقیمی با متغیر وابسته دارند. ضریب تعیین بیانگر میزان توضیح دهندگی تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل می‌باشد که مقدار آن در این مدل، 90/0 می‌باشد. میزان دوربین واتسون مدل 12/2 می‌باشد از آنجا که مقدار آن بین 8/1 تا 5/2 می‌باشد، لذا خود همبستگی در مدل (همبستگی بین باقیمانده‌های مدل) وجود ندارد و یا مقدار آن کم اهمیت است. آماره F اعتبار کلی مدل را نشان می‌دهد. از آنجایی که آماره F از F جدول بزرگتر است یا به عبارتی دیگر احتمال F کمتر از 5% می‌باشد می‌توان نتیجه گرفت که این مدل با احتمال 95% معنی‌دار است و از اعتبار بالایی برخوردار است.

 

جدول 3- نتایج تخمین مدل اول

 

سطح معناداری

t آماره

خطای استاندارد

ضرایب

متغیرها

000/0

198/23

038/0

882/0

اندازه شرکت

0009/0

335/3

08/0

267/0

نسبت جاری

0003/0

589/3-

022/0

081/0-

نسبت آنی

347/0

939/0

068/0

064/0

بدهی‌های بلندمدت

298/0

041/1

077/0

081/0

بازده دارایی‌ها

0001/0

887/3

033/0

132/0

زیان

000/0

252/4

243/0

036/1

عرض از مبدأ

000/0

367/16

027/0

444/0

AR(1)

دوربین واتسون

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

121/2

893/0

907/0

سطح معناداری

آماره آزمون

آزمون

000/0

176/65

آماره F

000/0

626/18

F لیمر (چاو)

000/0

39/20555

بروش پاگان

000/0

586/35

هاسمن

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

  • ·       بررسی فرضیه اول (مدل 1)

برای بررسی فرضیه اول، نتایج تخمین مدل 2 در جدول 4، بررسی می‌شود که نشان از وجود رابطه مستقیم و معنادار بین حق‌الزحمه استاندارد حسابرسی و حق‌الزحمه حسابرسی واقعی است. مقدار ضریب برآوردی متغیر LOGEAF، برابر با 47/0 می‌باشد که عددی کمتر از یک است. این موضوع بیانگر آن است که حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با مدل استاندارد حق‌الزحمه اصلاح می‌شود؛ به عبارت دیگر، واکنش حق‌الزحمه حسابرسی متناسب با تغییرات صورت گرفته و تابعی از عوامل مطرح شده در مدل استاندارد 1 می‌باشد. ولی نمی‌تواند فوراً با مدل استاندارد تعدیل شود. لذا با اطمینان 95% فرضیه اول پژوهش مورد تأیید قرار می‌گیرد. همچنین میزان توضیح دهندگی مدل، 95% می‌باشد. میزان دوربین واتسون 74/1 بیانگر عدم وجود خود همبستگی در مدل است و همچنین آماره F، معتبر بودن کل مدل را تأیید می‌کند.

 

جدول 4- نتایج تخمین مدل دوم

 

سطح معناداری

t آماره

خطای استاندارد

ضرایب

متغیرها

0000/0

96/159

0029/0

470/0

LOG(EAF/EAF(-1))

0000/0

426/18

0020/0

037/0

C

دوربین واتسون

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

743/1

957/0

907/0

سطح معناداری

آماره آزمون

آزمون

0000/0

67/25589

آماره F

9368/0

8156/0

F لیمر (چاو)

0000/0

35/20865

بروش پاگان

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

  • ·       بررسی فرضیه دوم (مدل 3)

برای بررسی فرضیه دوم، نتایج تخمین مدل 3 در جدول 5 بررسی می‌شود، برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها بیشتر از 5% باشد یا به عبارتی دیگر آماره آزمون آن‌ها کمتر از آماره جدول باشد، از روش تلفیقی استفاده شده است و برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کمتر از 5% است، برای تخمین مدل از روش تابلویی استفاده گردیده است. با توجه به اینکه نتایج آزمون F لیمر بیشتر از 5% می‌باشد در این مدل از روش تلفیقی استفاده می‌شود. برای بررسی فرضیه دوم با استفاده از مدل 3، پیش‌بینی می‌شود ارتباط  با متغیر وابسته معنادار باشد و این تمایل بیشتر به افزایش حق‌الزحمه را نشان می‌دهد به بیانی دیگر فرض می‌شود با توجه به مبانی نظری حق‌الزحمه حسابرسی معمولاً روند افزایش داشته باشد نه کاهشی (انتظار می‌رود اصلاحات کاهشی کمتر از اصلاحات افزایش باشد). افزایش در حق‌الزحمه‌هاست، زمانی که انتظار افزایش وجود دارد و +  کاهش در حق‌الزحمه‌های حسابرسی است زمانی که انتظار کاهش وجود دارد. اگر حق‌الزحمه‌ها چسبنده باشد باید درصد افزایش بیشتر از درصد کاهش باشد؛ به عبارت دیگر باید 0<  و 0>  باشد. نتایج آزمون نشان می‌دهد که ضریب به مقدار 51/0 و +  برابر (6%- 51/0) است. بزرگ‌تر بودن ضریب از مجموع +  (51/0> 45/0) نشان از این است میزان افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی زمانی که انتظار افزایش وجود دارد، بیشتر از کاهش حق‌الزحمه‌ها، زمانی که انتظار کاهش وجود دارد می‌باشد؛ به عبارت دیگر حق‌الزحمه‌های حسابرسی رو به بالا چسبنده هستند و با همان سرعتی که در حال افزایش هستند کاهش نمی‌یابند. پس فرض پذیرفته می‌شود.

جدول 5- نتایج تخمین مدل سوم

 

سطح معناداری

t آماره

خطای استاندارد

ضرایب

متغیرها

000/0

254/108

004/0

514/0

LOG(EAF/EAF(-1))

000/0

149/10-

005/0

06/0-

DECREASE_DUMMY

*LOG(EAF/EAF(-1))

000/0

981/18

002/0

04/0

C

دوربین واتسون

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

805/1

961/0

961/0

سطح معناداری

آماره آزمون

آزمون

000/0

40/14092

آماره F

922/0

072/0

F لیمر (چاو)

000/0

53/18456

بروش پاگان

منبع: یافته‌های پژوهشگر

  • ·       بررسی فرضیه سوم (مدل 4)

برای بررسی فرضیه سوم با استفاده از مدل 4 در جدول 6، با توجه به اینکه نتایج آزمون F لیمر بیشتر از 5% می‌باشد در این مدل از روش تلفیقی استفاده می‌شود. آماره دوربین واتسون 85/1، عدم وجود خود همبستگی در مدل را تأیید می‌کند و ضریب تعیین بیانگر آن است که 98% از متغیر وابسته توسط متغیر مستقل بیان می‌شود. بیش بینی می‌شد  مثبت و معنادار شود که نشان دهندگی کاهش چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی در دوره بعد است. به این معنی که تفاوت‌های مثبت و منفی در طول زمان کاهش می‌یابد. فرضیه سوم پژوهش مبنی بر اینکه طبق مدل استاندارد حق‌الزحمه، انحراف حق‌الزحمه از سطوح پیشنهادی در دوره‌های بلندمدت کاهش می‌یابد، تأیید شده است. با توجه به خروجی‌های آماری، مقدار ضریب  کوچک‌تر از مجموع ضرایب ( + ) می‌باشد (60/0> 54/0) که نشان از کاهش شدت چسبندگی حق‌الزحمه در دوره بعد است. پس فرض تأیید می‌شود.

 

جدول 6- نتایج تخمین مدل چهارم

 

سطح معناداری

t آماره

خطای استاندارد

ضرایب

متغیرها

0000/0

96/196

0027/0

540/0

LOG(EAF/EAF(-1))

0000/0

342/12-

0035/0

043/0-

DECREASE_DUMMY*

LOG(EAF/EAF(-1))

0000/0

223/31

0032/0

100/0

LOG(EAF(-1)/EAF(-2))

35/0

918/0

006/0

0055/0

DECREASE_DUMMY(-1)*

LOG(EAF(-1)/EAF(-2))

0000/0

142/11

0018/0

020/0

C

دوربین واتسون

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

859/1

98/0

98/0

سطح معناداری

آماره آزمون

آزمون

0000/0

16/21630

آماره F

698/0

99/0

آزمون F لیمر

0000/0

05/19709

آزمون بروش پاگان

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

  • ·       بررسی فرضیه چهارم (مدل 5)

برای بررسی فرضیه چهارم با استفاده از مدل 5 در جدول 7، با توجه به اینکه نتایج آزمون F لیمر بیشتر از 5% می‌باشد در این مدل از روش تلفیقی استفاده می‌شود. این فرضیه نقش تعدیلی تخصص حسابرس، بر شدت چسبندگی را آزمون می‌نماید. ضریب  منفی است نشان از وجود چسبندگی است. این فرضیه نقش تخصص حسابرس، بر شدت چسبندگی را آزمون می‌نماید. در این آزمون، ضریب  مثبت است. ولی از آنجایی که ( ) کوچک‌تر از  (50/0) است یعنی 45/0< 50/0 نشان از این است تخصص حسابرس، باعث افزایش میزان حق‌الزحمه‌های حسابرسی و انحراف از مدل استاندارد حق‌الزحمه خواهد شد و حق‌الزحمه‌ها افزایش می‌یابد. همچنین میزان توضیح دهندگی مدل، 96% می‌باشد. میزان دوربین واتسون 92/1 بیانگر عدم وجود خود همبستگی در مدل است و همچنین آماره F، معتبر بودن کل مدل را تأیید می‌کند.

 

جدول 7- نتایج تخمین مدل پنجم

 

سطح معناداری

t آماره

خطای استاندارد

ضرایب

متغیرها

0000/0

850/88

0056/0

500/0

LOG(EAF/EAF(-1))

0000/0

888/8-

0057/0

050/0-

DECREASE_DUMMY

*LOG(EAF/EAF(-1))

0341/0

121/2-

000129/0

00027/0-

 

0016/0

1559/3

000168/0

00053/0

*DECREASE_DUMMY

*LOG(EAF/EAF(-1))

0000/0

5395/10

0038/0

0402/0

C

دوربین واتسون

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

9297/1

9685/0

9686/0

سطح معناداری

آماره آزمون

آزمون

0000/0

052/7520

آماره F

0000/0

23/1727

بروش پاگان

9980/0

6756/0

آزمون F لیمر (چاو)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

  • ·       بررسی فرضیه پنجم (مدل 6)

با توجه به اینکه نتایج آزمون F لیمر بیشتر از 5% می‌باشد در این مدل از روش تلفیقی استفاده شده است. ضریب تعیین، بیانگر میزان توضیح دهندگی تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل می‌باشد که مقدار آن در این مدل 97% می‌باشد. میزان دوربین واتسون مدل (120/2­) می‌باشد از آنجا که مقدار آن بین 8/1 تا 5/2 می‌باشد، لذا خود همبستگی در مدل (همبستگی بین باقیمانده‌های مدل) وجود ندارد و یا مقدار آن کم اهمیت است. ضریب  مقدار (6%-) درصد می‌باشد که بیانگر وجود چسبندگی است. در این آزمون، ضریب  منفی است که نشان‌دهنده افزایش شدت چسبندگی است. از آنجایی که مجموع ضرایب ( ) کوچک‌تر از ضریب  است (44/0<51/0)، بیانگر آن است که چرخش حسابرس، باعث افزایش میزان حق‌الزحمه‌های حسابرسی و انحراف از مدل استاندارد حق‌الزحمه خواهد شد و حق‌الزحمه افزایش می‌یابد. پس فرض پذیرفته می‌شود.

 

جدول 8- نتایج تخمین مدل ششم

 

p-Value

t آماره

خطای استاندارد

ضرایب

متغیرها

0000/0

8191/33

0159/0

5190/0

LOG(EAF/EAF(-1))

0000/0

156/4-

0151/0

0629/0-

DECREASE *

LOG(EAF/EAF(-1))

2696/0

1047/1-

0016/0

0018/0-

MAFR

0092/0

2.610763-

00043/0

0011/0-

MAFR * DECREASE_DUMMY

LOG(EAF/EAF(-1))*

0000/0

382/5

0070/0

0378/0

C

دوربین واتسون

ضریب تعیین تعدیل شده

ضریب تعیین

120/2

970/0

974/0

سطح معناداری

آماره آزمون

آزمون

0000/0

2655/220

آماره F

9979/0

6787/0

F لیمر (چاو)

0000/0

82/1755

پروش پاگان

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

7- بحث و نتیجه‌گیری

 بر اساس یافته‌های پژوهش، حق‌الزحمه‌های حسابرسی در کوتاه‌مدت و متناسب با مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی، تعدیل نمی‌شود. نتایج حاصل از این فرضیه مشابه یافته‌های (دیویلرس و همکاران،2014؛ صفر زاده و بیگ،1394) است. آنان بیان کردند که در دوره‌های کوتاه‌مدت تغییر مشهودی در حق‌الزحمه مشاهده نمی‌شود؛ به عبارت دیگر حق‌الزحمه‌های حسابرسی در دوره‌های بلندمدت تغییر می‌کند. فرضیه دوم پژوهش بیانگر این است که سرعت افزایش در حق‌الزحمه‌های حسابرسی بیشتر از سرعت کاهش آن است که منطبق با یافته‌های (رشیدی باغی،1393، صفر زاده و بیگ،1394) است.

یافته‌های پژوهشگران نشان می‌دهد بی‌اعتمادی به ریال، قدرت خرید پول و سابقه چسبندگی قیمت‌ها همواره در اقتصاد ایران مانع از آن بوده است که در کوتاه‌مدت قیمت‌ها اصلاح شده و بر اساس عرضه و تقاضای واقعی نقطه تعادلی قیمت در بازار به وجود آید. عامل دیگر چسبندگی قیمت‌ها «دوره مشخص قراردادها» است و اگر شوکی هم در بخش پولی ایجاد شود، دیگر نمی‌توان قیمت کالا را تعدیل و اصلاح کرد. نتایج فرضیه سوم نشان می‌دهد، موسسه‌های حسابرسی در سال‌های اولیه، حق‌الزحمه‌های خود را تغییر نمی‌دهند، اما در سال‌های بعدی با توجه به شناختی که از صاحبکار به دست می‌آورند، به تعدیل حق‌الزحمه اقدام می‌کنند و تغییـرات ایجـاد شـده در عوامـل حق‌الزحمه حسابرسی، به تغییرات سـریع یـا متقـارنِ حق‌الزحمه حسابرسـی منجـر نمـی‌شـود، به خصوص، تغییرات افزایشی بیشتر از تغییرات کاهشی اسـت. تفـاوت بـین تغییـرات افزایشـی و کاهشی در طول زمان تعدیل می‌شود. بـه بیان دیگر، مؤسسه‌های حسابرسی در سال‌های اولیـه، حق‌الزحمه درخواسـتی خـود را تغییـر نمی‌دهند، اما در سال‌های بعدی با توجه به شناختی که از صاحبکار به دست می‌آورند، بـه تعـدیل حق‌الزحمه‌ها اقدام می‌کنند. کاهش این تفاوت‌ها بیانگر رقابتی بودن بازار خدمات حسابرسـی اسـت؛ زیرا بخشی از این تعدیلات ناشی از شناخت حق‌الزحمه درخواستی مؤسسه‌های رقیب است. نتایج این فرضیه با یافته‌های هال، والش و یاتیس (2000) و رشیدی باغی (1393) مطابقت دارد.

نتایج فرضیه چهارم پژوهش بررسی رابطه مثبت و معنادار بین تخصص حسابرس و حق‌الزحمه‌های حسابرسی را تأیید می‌کند که مطابق با یافته‌های (چوی و همکاران،2010؛ وانگ و همکاران،2008؛ کارسون و فراگر،2007) مطابق است. با توجه به اهمیت حسابرسی به عنوان یکی از سازوکارهای راهبری شرکتی و مسئولیت خطیر حسابرسان، لازم است حسابرسان از صلاحیت‌ها و توانایی‌های لازم و استقلال کافی برخوردار باشند. یک استراتژی تمایز مؤسسات حسابرسی، متخصص شدن در صنعت می‌باشد که به مؤسسات حسابرسی امکان می‌دهد کارایی حسابرسی را بهبود بخشند، موانع ورود ایجاد کنند و کیفیت حسابرسی را افزایش دهند. زمانی که سهم بازار یک صنعت، به مقدار قابل ملاحظه‌ای بالاتر از دیگر رقبا باشد، این امر باعث می‌شود که حسابرسان متخصص در یک صنعت، خدمات متعدد را عرضه کنند؛ بنابراین زمانی حق‌الزحمه حسابرسان متخصص بالاتر خواهد رفت که سهم بازار یک صنعت خاص بالاتر رود. حسابرسان متخصص معمولاً دانش موثق و معتبری در مورد یک تخصص خاص دارند که آن‌ها را در ارزشیابی بهتر ریسک و بررسی خطاهای مفهومی یاری می‌رساند که به دنبال آن افزایش حق‌الزحمه‌های حسابرسی را در پی خواهد داشت. نتایج فرضیه چهارم این پژوهش نشان می‌دهد که تخصص حسابرس انحرافات از مدل استاندارد حق‌الزحمه را افزایش می‌دهد.

 فرضیه پنجم به بررسی اثر چرخش اجباری حسابرس بر حق‌الزحمه‌های حسابرسی می‌پردازد. طبق مبانی نظری، رویکرد تعیین حق‌الزحمه حسابرسی توسط هر حسابرس مستقلی متفاوت است. لذا انتظار می‌رود که تغییر در حسابرس مستقل، چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی را تحت تأثیر قرار دهد. طرف‌های حامی مخالفان گردش اجباری، انجمن‌های حرفه‌ای و مؤسسات بزرگ حسابرسی هستند و استدلال آنان مبنی بر مخالفت شامل، کمبود اطلاعات حسابرس جدید، از دست رفتن اطلاعات حسابرس قبلی، افزایش تحریف با اهمیت در سال اول تصدی، شهرت حسابرس، در دسترس نبودن حسابرس مناسب می‌باشد. حسابرس جدید ممکن است به دلیل عدم شناخت کافی از صاحبکار و سیستم گزارشگری آن، قادر به کشف موارد ایراد در صورت‌های مالی صاحبکار نباشد. افزایش شناخت حسابرس از محیط واحد تجاری با افزایش طول دوره تصدی باعث ایجاد یک مزیت رقابتی برای حسابرس در کشف موارد ایراد با اهمیت مندرج در صورت‌های مالی شده که می‌تواند موجب افزایش کیفیت حسابرس گردد. چنین سیاستی ممکن است باعث افزایش در هزینه‌های اولیه حسابرسی و افزایش ریسک قصور حسابرس در عدم کشف موارد اشتباه در صورت‌های مالی به دلیل اتکا بیش از حد حسابرس به برآوردها و اطلاعات ارائه شده توسط مدیریت گردد. علاوه بر این به دلیل از بین رفتن دانش کسب شده توسط حسابرس قبلی) حسابرسی سنوات قبلی (و پیچیدگی محیط گزارشگری مالی، کسب شناخت لازم برای حسابرس جدید جهت ارائه حسابرسی با کیفیت بالا ممکن است مستلزم سپری شدن چندین سال باشد. یافته‌های این فرضیه بیانگر آن است که چرخش حسابرس حق‌الزحمه‌ها را افزایش می‌دهد. نتایج این فرضیه مغایر با یافته‌های (دی آنجلو،1981؛ رشیدی باغی،1393) و مشابه نتایج (آرل و همکاران،2005 و کاون و همکاران،2014) است.

 

 

پیشنهادات مبتنی بر نتایج پژوهش به شرح زیر است:

1) کنترل‌های قیمتی پیامدهای منفی نظیر صرف هزینه‌های بالا برای نظارت و افزایش نا اطمینانی در بازار را به دنبال دارد. قیمت‌ها از مهمترین ابزارهای شکل‌دهنده رفتار کارگزاران هستند. شاید کم هزینه‌ترین راه برای جلوگیری از تخلفاتی نظیر کاهش کیفیت، حذف کنترل‌های قیمتی و واگذاری قیمت‌گذاری محصولات به بنگاه‌ها و در واقع آزادسازی قیمت‌ها توسط نهادهای ذیربط باشد که باعث افزایش رقابت و تقویت سازوکار بازار می‌شود و در سایه رقابت‌پذیری است که می‌توان به افزایش کیفیت کالاها و سطح خدمات امیدوار بود. مطالعات متعددی از این تفکر حمایت می‌کنند که قیمت‌ها (حق‌الزحمه‌های حسابرسی) در بازارهای رقابتی، میزان چسبندگی پایین‌تری را به دنبال دارد (مارتین، 1993، ویس،1993)؛ زیرا بازارهای رقابتی، دست اندرکاران بازار را مجبور می‌کنند که از قیمت‌های استاندارد تبعیت کنند و قیمت‌های بالاتر از طرف بازار، طرد می‌شود (دیویلرس و همکاران،2014).

2) حسابرسانی که در صنعت حسابرسی تخصص دارند و از ویژگی‌ها و وضعیت یک صنعت خاص اطلاع و آگاهی دارند همواره این صنایع را در بهترین وضعیت قرار می‌دهند، زیرا شناخت آن‌ها از خطرات پیرامون فعالیت صنعت و راهکارهای آن‌ها موجب برون‌رفت از بحران‌های مالی می‌شود، پس تخصص صنعت به عنوان معیاری که هم کیفیت و کارایی حسابرسی را افزایش می‌دهد باید همواره مورد توجه قانون‌گذاران و سرمایه‌گذاران و سهامداران باشد.

3) با توجه به اینکه تغییر در حسابرس مستقل، چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی را افزایش می‌دهد، حسابرس جدید ممکن است به دلیل عدم شناخت کافی از صاحبکار و سیستم گزارشگری آن، قادر به کشف موارد ایراد در صورت‌های مالی صاحبکار نباشد، علاوه بر این به دلیلی از بین رفتن دانش کسب شده توسط حسابرس قبلی (حسابرس سنوات قبلی) و پیچیدگی محیط گزارشگری مالی، کسب شناخت لازم برای حسابرس جدید جهت ارائه حسابرسی با کیفیت بالا ممکن است مستلزم سپری شده چندین سال باشد، با این حال طبق نتایج این پژوهش، چرخش حسابرسی پیشنهاد می‌شود زیرا باعث افزایش استقلال حسابرس، ایجاد دیدگاه‌های تازه برای حسابرس، توجه به حضور حسابرس بعدی، ایجاد بازار پویا حسابرسی و شکست انحصار در بازار حسابرسی خواهد شد.

 

 



1- گروه حسابداری، عضو هیات علمی موسسه آموزش عالی طلوع مهر، قم، ایران. fateme.talkhabi@yahoo.com

2- گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران، (نویسنده مسئول)     ghtalebnia@yahoo.com

[3]- گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

1)     اکبری، فضل الله، (1385)، "تجزیه‌وتحلیل صورت‌های مالی"، سازمان حسابرسی، نشریه 129

2)     اصلانی، امیر، (1380)، "نقش اقتصادی حسابرسی در بازارهای آزاد و بازارهای تحت نظارت"، چاپ دوم، سازمان حسابرسی"، نشریه شماره 159

3)     بیگ پناه، بهزاد، (1392)، "قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی"، پایان‌نامه ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه شهید بهشتی.

4)     بنی مهد، بهمن، مهدی عربی و شیوا حسن پور، (1395)، "پژوهش‌های تجربی و روش‌شناسی در حسابداری"، انتشارات ترمه، چاپ اول، صص 118-119

5)     حیدری، مهدی، (1393)، "بررسی تأثیر عامل رفتاری اعتماد به نفس بیش از حد مدیریت بر چسبندگی هزینه: نقش تعدیلی عوامل اقتصادی و عوامل مبتنی بر نظریه نمایندگی در آن"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 21، شماره 2، صص 151-172

6)      حساس یگانه، یحیی، مسعود حسنی القار و محمد مرفوع، (1394)، "بیش اطمینانی مدیریت و حق‌الزحمه حسابرسی"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 22 شماره 3، صص 384-363.

7)     حساس یگانه، یحیی، فرخ برزیده، محمدتقی تقوی فرد و محمد فرهمند سید آبادی، (1395)، "بررسی تأثیر گردش اجباری مؤسسات حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی و رقابت در بازار حسابرسی"، بررسی حسابداری و حسابرسی، دوره 23، شماره 3، صص 352-333

8)     حیدرپور، فرزانه و یعقوب جعفری، (1395)، "تأثیر ساختار بازار محصول بر هزینه‌های حسابرسی"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال هشتم، شماره 30، صص 103-118

9)     دیانتی دیلمی، زهرا و مرتضی بیاتی، (1394)، "رابطه رقابت بازار محصول و حق‌الزحمه حسابرسی مستقل"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال هفتم، شماره 27، صص 23- 38

10) رشیدی باغی، محسن، (1393)، "بررسی چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 21، شماره 4، صص 448-431

11) سجادی، سید حسین، محسن رشیدی باغی، عبدالرحمن ابوبکری و محسن شیرعلی زاده، (1393)، "رابطه بین حق‌الزحمه حسابرسی و پاداش هیئت‌مدیره"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، دوره پنجم شماره 1، صص 39- 58

12) سجادی، سید حسین و رضا زارع، (1386)، "تأثیر ویژگی‌های موسسه حسابرسی و صاحبکار بر حق‌الزحمه حسابرسی"، بررسیهای حسابداری و حسابرسی، سال 14، شماره 49، 90-67

13) صفر زاده، محمد حسین و بهزاد بیگ پناه، (1394)، "چسبندگی هزینه حسابرسی مستقل در شرکت‌های ایرانی"، فصلنامه علمی پژوهشی حسابداری مالی، سال هفتم، شماره 27، صص 53- 76

14) طبیبی، سید جمال الدین، محمدرضا ملکی و بهرام دلگشایی، (1393)، "تدوین پایان‌نامه، رساله، طرح پژوهشی و مقاله علمی"، انتشارات فرودس، چاپ پنجم، صص 15- 125

15) علوی طبری، سید حسین و زهره عارف منش، (1393)، "تخصص صنعت حسابرسی و پیامدهای حسابرسی"، پژوهش حسابداری، شماره دوازدهم، صص 22-45

16)  کردستانی، غلامرضا و سید مرتضی مرتضوی، (1391)، "بررسی تأثیر تصمیمات سنجیده مدیران بر چسبندگی هزینه‌ها"، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 19، شماره 67، صص 73- 90

17) مهرانی، ساسان و کورش جمشیدی ایوانکی، (1390)، "عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه‌های حسابرسی"، مجله حسابدار رسمی، شماره 13

18) مشایخی، بیتا، شادی حسن زاده، یاسین امینی و وحید منتی، (1395)، "تأثیر کیفیت حسابرسی داخلی بر حق‌الزحمه حسابرسی مستقل"، پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال هشتم، شماره 31، صص 41 - 56

19) ملکیان، اسفندیار و بیتا نیکروان فرد، (1394)، "بررسی تأثیر مالکان نهادی بر دستمزد حسابرسی مستقل در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دوره هفتم، شماره اول، صص 139-166

20) نمازی، محمد و ایرج دوانی پور، (1389)، "بررسی تجربی رفتار چسبندگی هزینه‌ها در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، شماره 63، صص 151-171

21) واعظ، سیدعلی و وریا احمدی، (1393)، "تأثیر حق‌الزحمه غیرعادی حسابرسی و تعداد بند اظهار نظر حسابرسی بر تأخیر در ارائه گزارش حسابرسی"، حسابرسی، نظریه و عمل، سال اول، شماره 2

22)   Anderson, M. C., Banker, R. D. & Janakiraman, S. N. (2003), "Are Selling, General, and Administrative Costs “Sticky”?”, Journal of Accounting Research, 41(1), PP. 47-63

23)   Allen,R.D. D.R. Hermanson,T.M., Kozoloski & Ramsay, R.J. (2006), "Auditor Risk Assessment: Insights from the Academic Literature", Accounting Horizones 20(2), PP.157-177

24)   Arel, B., Brody, R. G. & Pany, K. (2005), "Audit Firm Rotation and Audit Quality", The CPA Journal, 75, (1), PP. 36-39

25)   Almutairi, A.R., Kimberly, AD. & Terrance, S. (2009), "Auditor Tenure, Auditor Specialization, and Information Asymmetry", Managerial Auditing Journal, 24 (7), PP. 600-623

26)   Ball, L. & Mankiw, N.G. (1994), "A Sticky-price Manifesto", National Bureau of Economic Research, Working Paper, No. 4677

27)   Bhaduri, A. & Falkinger, J. (1990), “Optimal Price Adjustment under Imperfect Information”,European Economic Review, 34 (9), PP. 41-52.

28)   Balsam, Steven. Jagan,Krishnan.Joon,S Yan. (2003), “Auditor Industry Specialization and Earnings Quality”, Auditing:A Journal of Practice & Theory, 22(2), PP. 71-97

29)   Chen, L., & Krishnan, G., & Pevzner, M. (2012), "Pro Forma Disclosures, Audit Fees, and Auditor Resignations", Journal of Accounting & Public Policy, 31(3), PP. 237-257

30)   Craswell, A., Francis, J., & Taylor, S. (1995), "Auditor Brand Name Reputations and Industry Specializations”, Journal of Accounting and Economics, 20 (3), PP. 297–322

31)   Chen, C. X., Gores, T., Nasev, J. (2013), “Managerial Overconfidence and Cost”, Stickiness Working Paper, Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract = 2208622.

32)   Chi, W. (2011), "An Overlooked Effect of Mandatory Audit-firm Rotation on Investigation Strategies", OR Spectrum, 33(2), PP. 265-285

33)   Cameran, M., Francis, J,R. & Marra, A. & Pettinicchio, A. (2015), "Are There Adverse Consequences of Mandatory Auditor Rotation? Evidence from the Italian Experience”, American Accounting Assocation, 34(1)

34)   Cameran, M., Merlotti, E. & Vincenzo, D.D. (2009), "The Audit Firm Rotation Rule", A Review of the Literature, Working paper, Bocconi University

35)   Corbella, S., Floria, C., Gotti, G. & Mastrolia, S. A. (2015), "Audit Firm Rotation, Audit Fees and Audit Quality: The Experience of Italian Public Companies", Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, 25, PP. 46-66.

36)   Causholli, M., De Martinis, M., Hay, D. & Knechel, W. R. (2010), "Audit Markets, Fees and Production: Towards an Integrated View of Empirical Audit Research", Journal of Accounting Literature, 29, PP. 167-215.

37)   Choi, J. H., Kim, C., Kim, J. B., & Zang, Y. (2010), “Audit Office Size, Audit Quality, and Audit Pricing”, Auditing: A Journal of Practice & Theory, 29 (1), PP. 73–97

38)   Chen, S., Lai, S., Liu, C., McVay, S. (2013), "Overconfident Managers and Internal Controls Working paper", National Taiwan University and University of Washington

39)   Doogar, R., Sivadasan, P. & Solomon, I. (2010), “The Regulation of Public Company Auditing: Evidence from the Transition to AS5", Journal of Accounting Research, 48(4), PP. 795-814

40)   DeAngelo, L. (1981), "Auditor Independence, “Low-balling” and Disclosure Regulation", Journal of Accounting and Economics 3, PP. 113–127

41)   DeVillier,C.,Hay,D.&,Zhang,Z. (2014), "Audit Fee Stickiness", Managerial Auditing Journal, 29(1), PP. 2-26.

42)   Duellman, S., Hurwitz, H. & Sum,Y (2015), “Managerial Overconfidence and Audit Fees", Journal of Contemporary Accounting & Economis,11(2), PP.1281-1307

43)   Dierynck, B., Landsman, W.R. & Renders, A. (2012), "Do Managerial Incentives Drive Cost Behavior? Evidence about the Role of the Zero Earnings Benchmark for Labor Cost Behavior in Private Belgian Firms.A " Journal of the American Accounting Association, 87 (4), PP. 1219 -1246.

44)   Donohoe, M., Knechel, W. (2014), "Does Corporate Tax Aggressiveness Influence Audit Pricing?", Contemporary Accounting Research,31, PP. 284-308

45)   Ettredge, M., Li, C. & Emeigh, E. (2011), "Fee Pressure and Audit Quality", Working paper on SSRN,

46)   Fung, S., Gul, F. & Krishnan, J. (2012), "City-level Auditor Industry Specialization, Economies of Scale, and Audit Pricing", The Accounting Review, 87(4), PP. 1281-1307

47)   Ferguson, A., Lennox, C. & Taylor, S. (2005), “Audit Fee Rigidities in the Presence of Market Frictions: Evidence and Explanations”, Working paper, University of New South Wales.

48)   Ghosh, A. and S. Lustgarten (2006), “Pricing of Initial Audit Engagements by Large and Small Audit Firms”, Contemporary Accounting Research 23(2), PP. 333-368

49)   Gietzman M. B., Sen P.K. (2002), "Improving Auditor Independence through Selected Mandatory Rotation", International Journal of Auditing, 6, PP. 183-210

50)   Hall, S., Walsh, M. & Yates, A. (2000), "Are UK Companies’ Prices Sticky?", Oxford Economic Papers, 52(4), PP.25-46

51)   Hariss, K. (2012), "Mandatory Audit Rotation: An International Investigation. Phd Dissertation, C.T. Bauer College of Businees", University of Houston

52)   Hamilton, J. (2012), EU, "Australian and Japanese Accounting Groups Oppose Mandatory Audit Firm Rotation", Wolters Kluwer Law & Business (PCAOB Reporter), 13(16), PP. 4-12

53)   Hoitash, R, Markelevich. & Barragato, C. A. (2007), "Auditor Fees and Audit Quality", Managerial Auditing Journal, 22, PP. 761-786

54)   Hay, D. & Knechel, W. R. (2010), "The Effects of Advertising and Solicitation on Audit Fees", Journal of Accounting and Public Policy, 29(1), PP. 60-81

55)   Kwon, S.Y., Lim, Y. & Simnett, R. (2014), "The Effect of Mandatory Audit Firm Rotation on Audit Quality and Audit Fees: Empirical Evidence from the Korean Audit Market", AUDITING: A Journal of Practice & Theory, 33(4), PP.167-196

56)   Kwon, S.Y., Lim, Y. & Simnett, R. (2014), "The Effect of Mandatory Audit Firm Rotation on Audit Quality and Audit Fees: Empirical Evidence from the Korean Audit Market", AUDITING: A Journal of Practice & Theory, 33(4), PP. 167-196

57)   Kama, I., and D."Weiss. (2013), “Do Earnings Targets and Managerial Incentives Affect Sticky Costs?", Journal/of/Accounting/Research 51 (1), PP. 2016224

58)   Lumb, J. (2011), "Coverage of Auditing Standards and Board Actions", Wolters KluwerLaw & Business (PCAOB Reporter), 9(16), PP. 7-11

59)   Menon, K. & Williams, D. D. (2001), "Long-term Trends in Audit Fees", Auditing: A Journal of Practice and Theory, 20(1), PP. 115-136

60)   Martin, C. (1993), "Price Adjustment and Market Structure", Economics Letters, 41, PP. 139-143

61)   Moutinho, V., & Cerqueira, A., & Brandao, E. (2012), "Audit Fees and Firm Performance", Available at Ssrn: Http://Ssrn.Com/Abstract=2180020

62)   Mayhew, B., & Wilkins. M. (2003), "Audit Firm Industry Specialization as a Differentiation Strategy: Evidence from Fees Charged to Firms Going Public", Auditing: A Journal of Practice & Theory 22 (2), PP. 33–52

63)   Palmrose, Zoe-Vonna. (1986), "Audit Fees and Auditor Size: Further Evidence", Journal of Accounting Research, 24, PP. 97-110

64)   57) Palmrose, Z., (1988), “Ananalysis of Auditor Litigation and Audit Service Quality", The Accounting Review 63(1), PP. 55–73

65)   Porter, M. E. (1985), "Competitive Advantage: Creating and Sustaining Superior Performance", New York, NY: Free Press

66)   Reynolds, J. K., & Picconi, M. (2013), "Audit Fee Theory and Estimation: A Consideration of the Log-Log.Audit Fee Model", None yet. Manuscript submitted for publication

67)   Seetharaman, A., Gul, F., & Lynn, S. (2002), "Litigation Risk and Audit Fees: Evidence from UK Firms Cross-listed on US Markets", Journal of Accounting and Economics, 33(1), PP. 115-91

68)   Simunic, D. (1980), “The Pricing of Audit Services: Theory and Evidence", Journal of Accounting Research, 18(1), PP. 161-190

69)   Stanley, J. D. & DeZoort, F. T. (2007), “Audit Firm Tenure and Financial Restatements: An Analysis of Industry Specialization and Fee Effects”, Journal of Accounting and Public Policy, 26(2), PP. 131-159

70)   Shapiro,C. (1983), "Premiums for High Quality Products as Returns to Reputations", Quarterly Journal of Economics,98(4), PP. 659-679

71)   Weiss, C. (1993), "Price Inertia and Market Structure: Empirical Evidence from Austrian Manufacturing", Applied Economics, 25, PP. 1175-1186

72)   Wallace, W. A. (1984), “Internal Auditors Can Cut outside CPA Costs”, Harvard Business Review, PP. 16-20

73)   Wang, Q.,Wong,T.J., Xia,L., )2008(, "Stateownership, the Institutional Environment, and Auditor Choice: Evidence from China", Journal of Accounting and Economics 46, PP. 112–134

74)   Yasukata K, Kajiwara T (2011), "Are “Sticky Costs” the Result of Deliberate Decision of Managers?" Online: http://www.ssrn.com;

75)   Zbaracki, M. J., Ritson, M., Levy, D., Dutta, S. & Bergen, M. (2004), “Managerial and Customer Costs of Price Adjustment: Direct Evidence from Industrial Markets”, Review of Economics and Statistics, 86 (2), PP. 514-533

 

 

یادداشت‌ها


  1. Zbaracki
  2. Ball & Mankiw
  3. Cost stickiness
  4. Bhaduri, Falkinger
  5. Stickness Audit Fee
  6. De Villiers
  7. Hay & Knechel
  8. Duellman et al
  9. Almutairi
10. Fung et al

11. Arel

12. Doogar et al

13. Chen

14. Moutinho

15. Seetharam et al

16. Causholli et al

17. Ettredge et al

18. Shapiro

19. Craswell et al

20. Menon & Williams

21. Porter

22. Balsam

23. Mayhew & Wilkins

24. Fung, Gul, Krishnan

25. Hariss

26. Chi

27. Hamilton

28. Cameran, Merlotti, Vincenzo

29. Stanley, DeZoort

30. Gietzman, Sen

31. Kwon, Lim, Simnett

32. Lumb

33. Cameran, Francis, Marra, Pettinicchio

34. Corbella, Floria, Gotti, Mastrolia

35. Kwon, Lim, Simnett

36. Reynolds, Picconi

37. Donohoe, Knechel

38. Choi

39. Wang, Wong

40. Ghosh, Lustgarten

41. Craswell

42. Taylor

43. Hoitash, Markelevich, Barragato