تأثیر کاربرد مدل سایمونیک در برآورد چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 8، دوره 10، شماره 39، آذر 1397، صفحه 165-190

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

رضا جامعی^{* 1}؛ مولود خانقلی²

¹عضو هیات علمی گروه حسابداری ،دانشگاه کردستان،کردستان،ایران

²کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه کردستان، کردستان، ایران.

چکیده

هدف این مقاله بررسی آثار کاربرد مدل سایمونیک در برآورد چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهرانمی‌باشد. داده‌های پژوهش از صورت‌های مالی شرکت‌های مورد مطالعه استخراج و با استفاده از نرم‌افزارهای Excel و Eviews تجزیه و تحلیل گردید؛ جهت بررسی روابط بین متغیرها نیز از رگرسیون چندمتغیره استفاده شد. یافته‌ها نشان داد که حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با پیش‌بینی مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تغییر نمی‌کنند. در یک دوره کوتاه‌مدت (یک‌ساله)، تغییر در عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی به تغییرات سریع یا متقارن در حق‌الزحمهحسابرسیمنجرنمی‌گردد و تغییراتافزایشیدر حق‌الزحمه حسابرسی بیش‌ترازتغییراتکاهشیاست و یک چسبندگی رو به بالا روی می‌دهد. در طی دوره میان‌مدت (دوساله و سه‌ساله)، تغییرات افزایشی و کاهشی در حق‌الزحمه‌های حسابرسی از روند خاصی تبعیت نمی‌کنند، در طی دوره بلندمدت نیز چسبندگی حالت عکس می‌یابد و تمایل به کاهش افزوده می‌گردد (چسبندگی رو به پایین). همچنین تفاوت میان تغییرات افزایشی و کاهشی نیز در طی دوره بلندمدت کاهش می‌یابد و شدت اثر چسبندگی، کمتر می‌شود. با توجه به نتایج حاصل پژوهش، حسابرسان و صاحبکاران می‌توانند چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی را به‌منظور مدیریت رفتار حق‌الزحمه‌های حسابرسی در طول زمان، پیش‌بینی نمایند
Abstract
The object of the study is investigating the effects of applying Symonic Model in estimating Stickiness Behavior of Audit Fees in Companies in Tehran Stock Exchange during 2008 to 2015 years. The research data were extracted from financial statements of companies in Tehran Stock Exchange, and they have been analyzed by Excel and Eviews software. To study the relationship between variables multiple regressions is used. The results showed that audit fees don’t change according to for seeing Model of Standard Audit Fees. Changing factors affecting audit fees dose not lead to the quick or symmetrical changes in the short period of time (Annuals). The ascending change are more than the descending changes, and the stickiness is face up. The increasing and decreasing changes of audit fees do not follow the specific trend in the medium terms (two-year and three-year). The stickiness is reversing during the long term (four years) and ttendency to reduce is adding (a downward stickiness).The difference between the increase and decrease changes is declining during the long terms and stickiness is becoming lower. Consequently, auditors and clients can predict the stickiness of audit fees for managing the behavior of audit fees on over time.
 
Keywords: Audit Services Market, Audit Fees, Fee Stickiness.

کلیدواژه‌ها

بازار خدمات حسابرسی؛ حق‌الزحمه‌های حسابرسی؛ چسبندگی حق‌الزحمه

اصل مقاله

تأثیر کاربرد مدل سایمونیک در برآورد چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی

 

 

رضا جامعی

تاریخ دریافت: 20/04/1397            تاریخ پذیرش: 22/06/1397

[1]

مولود خانقلی[2]

 

 

چکیده

هدف این مقاله بررسی آثار کاربرد مدل سایمونیک در برآورد چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهرانمی‌باشد. داده‌های پژوهش از صورت‌های مالی شرکت‌های مورد مطالعه استخراج و با استفاده از نرم‌افزارهای Excel و Eviews تجزیه و تحلیل گردید؛ جهت بررسی روابط بین متغیرها نیز از رگرسیون چندمتغیره استفاده شد. یافته‌ها نشان داد که حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با پیش‌بینی مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تغییر نمی‌کنند. در یک دوره کوتاه‌مدت (یک‌ساله)، تغییر در عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی به تغییرات سریع یا متقارن در حق‌الزحمه حسابرسی منجر نمی‌گردد و تغییرات افزایشی در حق‌الزحمه حسابرسی بیش‌تر از تغییرات کاهشی است و یک چسبندگی رو به بالا روی می‌دهد. در طی دوره میان‌مدت (دوساله و سه‌ساله)، تغییرات افزایشی و کاهشی در حق‌الزحمه‌های حسابرسی از روند خاصی تبعیت نمی‌کنند، در طی دوره بلندمدت نیز چسبندگی حالت عکس می‌یابد و تمایل به کاهش افزوده می‌گردد (چسبندگی رو به پایین). همچنین تفاوت میان تغییرات افزایشی و کاهشی نیز در طی دوره بلندمدت کاهش می‌یابد و شدت اثر چسبندگی، کمتر می‌شود. با توجه به نتایج حاصل پژوهش، حسابرسان و صاحبکاران می‌توانند چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی را به‌منظور مدیریت رفتار حق‌الزحمه‌های حسابرسی در طول زمان، پیش‌بینی نمایند.

واژه‌های کلیدی: بازار خدمات حسابرسی، حق‌الزحمه‌های حسابرسی، چسبندگی حق‌الزحمه.

1- مقدمه

در ادبیات علم اقتصاد، هنگامی‌که کیفیت قابل تشخیص نبود، قیمت اغلب به عنوان معیاری برای کیفیت مورد استفاده واقع می‌شد. این موضوع در ادبیات حق‌الزحمه‌های حسابرسی، نیز کاربرد دارد که در آن حق‌الزحمه حسابرسی به عنوان معیاری برای کیفیت حسابرسی استفاده می‌شود. به‌طوری‌که رقابتی بودن بازار خدمات حسابرسی و ریسک این که حسابرسان می‌توانند خدمات حسابرسی خود را در سطح بالایی قیمت‌گذاری کنند، به یک نگرانی برای نهادهای نظارتی و همچنین محققان و پژوهشگران آمریکایی از دهه 1970 میلادی تبدیل شده بود. از زمانی‌که بازار برای خدمات حسابرسی متمرکز شد و از زمان شکست‌های حسابرسی، توجه به مسئله کیفیت حسابرسی معطوف شد (ویلرز، هی و ژانگ[i]، 2012: 6).

حسابرسان جهت قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی خود از عوامل گوناگونی استفاده می‌کنند و تحقیقات زیادی نیز در رابطه با شناسایی و ارزیابی این عوامل انجام شده است. عوامل توصیفی که در اغلب مطالعات مدنظر قرار گرفته‌اند، شامل ریسک، حجم و پیچیدگی عملیات واحد مورد رسیدگی بوده است (حجازی، قیطاسی و قیطاسی، 1391: 2). هر عاملی از ویژگی‌های واحد مورد رسیدگی، که بتواند بر حجم فعالیت حسابرس و در نتیجه حق‌الزحمه خدمات حسابرسی اثرگذار باشد، بر یکی از سه عامل توصیفی واحد مورد رسیدگی یعنی ریسک، حجم و پیچیدگی عملیات آن واحد اثرگذار است (رجبی و خشوئی، 1387: 39).

نحوه تعیین حق‌الزحمه حسابرسی، هم برای حسابرسان و هم صاحبکاران آن‌ها و هم اشخاصی که سیاست‌گذاری و قانون‌مندی را دنبال می‌کنند، اهمیت دارد (تنانی و نیکبخت، 1389، 113). برای مدیران و کمیته‌های حسابرسی، هنگام مدیریت حق‌الزحمه‌های حسابرسی، برای حسابرسان هنگام بررسی ریسک‌ها و فرصت‌های مرتبط با تغییرات در عوامل تعیین‌کننده حق‌الزحمه‌های حسابرسی و برای قانون‌گذاران در تعامل با رقابت‌پذیری بازار خدمات حسابرسی، مفید است (ویلرز و همکاران، 2014: 2). امّا در کشور ما نحوه تعیین حق‌الزحمه‌های حسابرسی به معضل تبدیل شده و آشفتگی قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی، موجب شده هیچ مبنای مشخصی برای تعیین حق‌الزحمه حسابرسی مالی وجود نداشته باشد و بعضاً قضاوت‌های حرفه‌ای حسابرسان منجر به پیشنهادهای ضد و نقیضی گردد، که تناسبی با یکدیگر ندارد. ایجاد مدل‌هایی که حق‌الزحمه حسابرسی را به شکل مناسبی تعیین می‌کنند، یکی از بهترین ابزارهایی است که می‌تواند به تحلیل بازار کار حسابرسی و تداوم فعالیت در شرایط رقابتی کمک کند (تنانی و نیکبخت، 1389: 114).

در چنین محیط رقابتی، گاهی برخی مؤسسات سود خود را برای تداوم بقای کاری خود آن‌چنان پایین می‌آورند که توجیه‌پذیر نیست و رقابتی بی‌پایه و اساس را شکل می‌دهند؛ بدین معنا که وقتی شرکتی با بحران مواجه می‌شود، ریسک کار خدمات حسابرسی در این شرکت بالا رفته و با افزایش ریسک، آزمون محتوایی نیز بالا رفته و حجم کار افزایش می‌یابد. در چنین شرایطی انتظار می‌رود که بهای خدمات حسابرسی افزایش یابد، در صورتی‌که چنین نمی‌شود و صاحبکار توقع انجام کار با نرخ پایین‌تر دارد. محدودیت انعقاد قراردادها مؤسسات حسابرسی را به سمت سود کم‌تر سوق داده است (ایوبی، 1392: 16).

مدل‌های حق‌الزحمه حسابرسی کنونی، بر مبنای این فرض ضمنی می‌باشند که حق‌الزحمه حسابرسی بر مبنای عوامل مؤثر بر آن‌ها، در یک نقطه زمانی است و هیچ‌گونه "چسبندگی[ii]" اثرگذار بر سطح حق‌الزحمه‌ها را در نظر نمی‌گیرند (ویلرز و همکاران، 2014: 5). چسبندگی بدین معناست که تغییر در عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی به تغییرات سریع یا متقارن در حق‌الزحمه حسابرسی منجر نمی‌شود، به عبارتی حق‌الزحمه‌های حسابرسی به تغییرات در عوامل مؤثر بر آن‌ها، به صورت آنی واکنش نشان نمی‌دهند، از این رو این پژوهش به دنبال بررسی رفتار چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد.

 

2- چارچوب نظری پژوهش

2-1- چسبندگی هزینه

چسبندگی هزینه‌ها، یکی از ویژگی‌های رفتاری نسبت به تغییرات سطح فعالیت است و بیانگر آن است که بزرگی افزایش در هزینه‌ها هنگام افزایش در سطح فعالیت، بیشتر از بزرگی کاهش هزینه‌ها در هنگام کاهش در سطح فعالیت است (سرائی، 1392: 3). برای مثال هزینه‌ها به نسبت افزایش در سطح فروش افزایش پیدا می‌کنند، امّا به نسبت کاهش در سطح فروش کاهش پیدا نمی‌کنند، به این رفتار نامتقارن هزینه‌ها، چسبندگی هزینه یا هزینه‌های چسبنده گفته می‌شود. دو نظریه زیر، دلایل وقوع پدیده چسبندگی هزینه را مطرح می‌کنند:

نظریهتصمیماتسنجیده^[iii]: طبق این نظریه، چسبندگی هزینه‌ها نتیجه تصمیمات سنجیده مدیران است. هنگامی که فروش کاهش می‌یابد، برخی از مدیران این کاهش را موقتی تصور کرده و انتظار بازگشت فروش به سطح قبلی را در آینده نزدیک دارند. بنابراین در تصمیمی سنجیده، منابع مربوط به فعالیت‌های عملیاتی را در دوره‌های کاهش فروش حفظ می‌کنند؛ زیرا اگر منابع در پاسخ به کاهش فروش حذف شده و در دوره‌های افزایش فروش، مجدداً تحصیل شوند، هزینه‌های شرکت در بلندمدت افزایش می‌یابد (بولو، معزز، خان‌حسینی و نیکو نسبتی، 1391: 82).

نظریهتأخیردرتعدیلهزینه^[iv]: بر اساس نظریه مذکور، هزینه‌ها به این دلیل دچار چسبندگی می‌شوند که سرعت کاهش فروش و هزینه‌ها نمی‌تواند یکسان باشد. شدت چسبندگی در کوتاه‌مدت، بیشتر از میان‌مدت و بلندمدت است و چسبندگی هزینه‌ها در بلندمدت، کاهش می‌یابد و نوسان‌های هزینه به نوسان‌های فروش نزدیک‌تر می‌شود. علاوه بر این چسبندگی هزینه، در نوسان‌ها و کاهش‌های بااهمیت فروش دیده می‌شود، ولی این پدیده در کاهش‌های ناچیز مشاهده نمی‌شود، در واقع حقیقت این است که هزینه‌ها نمی‌تواند به سرعت کاهش فروش، کاهش یابند (بولو و همکاران، 1391: 82).

 

2-2- چسبندگی قیمت

در افکار عمومی این‌گونه تصور می‌شود که زمانی که قیمت کالا افزایش می‌یابد، دیگر کاهش نخواهد یافت. این پدیده، یعنی افزایش قیمت‌ها به شکل مداوم و عدم کاهش قیمت حتی بعد از تغییر شرایط، نمونه بارز مفهوم چسبندگی قیمت‌ها است. مفهومی اقتصادی که بر اساس تعریف عبارت است از: عدم تمایل قیمت کالاها برای اصلاح بعد از تغییر شرایط اقتصادی. البته چسبندگی قیمت، مفهومی پیچیده است و یک تعریف ساده از آن می‌تواند منجر به عدم درک کامل مکانیزمی گردد که اقتصاد کینزی برای نشان دادن اهمیت آن تشریح می‌کند. چسبندگی قیمت‌ها مانع از حرکت راحت و بلامانع قیمت‌ها در بازار با تغییر شرایط اقتصادی و تغییر در عرضه و تقاضای بازار است و عمدتاً نشان‌دهنده ناکارآمدی بازار است، همچنین این چسبندگی ممکن است چسبندگی رو به بالا (تمایل قیمت به افزایش و مقاومت در برابر کاهش) یا چسبندگی رو به پایین (تمایل به کاهش و مقاومت در برابر افزایش) باشد (همتی و بیات، 1391: 65).

 

2-3- چسبندگی دستمزد یا حق‌الزحمه

پدیده چسبندگی، ممکن است در مورد قیمت خدمات نیز اتفاق بیافتد؛ بدین معنا که بزرگی افزایش در حق‌الزحمه خدمات، هنگام افزایش در سطح یک عامل خاص، بیشتر از بزرگی کاهش آن در هنگام کاهش در سطح آن عامل است؛ بدین معنا که حق‌الزحمه‌ها‏الزحمه در مقابل کاهش‌ها از خود مقاومت نشان داده و بیش‌تر تمایل به افزایش یافتن داشته باشند یا برعکس؛ به عبارت دیگر چسبندگی حق‌الزحمه نیز ممکن است چسبندگی رو به بالا (تمایل به افزایش و مقاومت در برابر کاهش) یا چسبندگی رو به پایین (تمایل به کاهش و مقاومت در برابر افزایش) باشد، که معمولاً در شرایط رقابتی در بازار خدمات، چسبندگی رو به پایین اتفاق می‌افتد.

 

2-4- حق‌الزحمه حسابرسی واقعی

منافع اقتصادی حسابرس از طریق حق‌الزحمه‌ای تأمین می‌گردد که از انعقاد قرارداد با صاحبکاران عاید می‌شود. حق‌الزحمه حسابرسی شامل هرگونه وجهی است که بابت ارائه خدمات حسابرسی و طبق توافق یا قرارداد به حسابرس یا مؤسسه حسابرسی پرداخت می‌شود (مهرانی و جمشیدی اوانکی، 1390: 63). حق‌الزحمه باید تابعی از مقدار کار انجام شده (کمیت) و با توجه به مهارتی که برای انجام کار لازم است (یعنی کیفیت) و میزان هزینه‌های مربوطه (اعم از حقوق و مزایا و یا هزینه‌های غیرمستقیم و بالاسری) و بالاخره مسئولیتی که تقبل می‌شود، باشد (مختار، 1366: 7). هم‌اکنون اغلب سازمان‌ها و شرکت‌ها، از خدمات مؤسسات حسابرسی بهره‌مند می‌شوند و برای تعیین قیمت خدمات حسابرسی سراغ مناقصه می‌روند، در حالی‌که مناقصه، با روح کار حسابرسی که یک قضاوت مستقل را می‌طلبد، منافات دارد. نگاه تجاری به حسابرسی، نگاهی کاملاً ویران‌گر است (بزرگ اصل، 1388: 3). طبق استانداردهای حسابرسی و موازین آیین رفتار حرفه‌ای، حسابرسان باید پیش از شروع کار حسابرسی قراردادی تنظیم کنند. یکی از مواردی که در قرارداد تنظیم می‌شود، میزان حق‌الزحمه، نحوه تعیین آن و چگونگی پرداخت آن به حسابرس است. در این قسمت، مبنای تعیین حق‌الزحمه توسط خود حسابرس تعیین می‌شود. مبنای محاسبه حق‌الزحمه می‌تواند از مؤسسه‌ای به مؤسسه دیگر تغییر کند. البته هر مؤسسه حسابرسی روش زیربنای محاسبه حق‌الزحمه را برای قراردادهای حسابرسی متفاوت خود به شکل یکسانی به کار می‌برد. در ایران تا قبل از تشکیل جامعه حسابداران رسمی، قسمت عمده حسابرسی توسط سازمان حسابرسی صورت می‌گرفت. شیوه حسابرسی سازمان حسابرسی حالت بودجه‌ای دارد؛ بدین صورت که ابتدا کار توسط سرپرست ارشد حسابرسی ارزیابی شده و برآورد زمانی برای کار صورت می‌گیرد. سپس نیروی کار موردنیاز در رده‌های مختلف پیش‌بینی و زمان موردنیاز هر یک از رده‌ها برای اجرای کار حسابرسی تعیین می‌شود. با توجه به این برآوردها، هزینه‌های کارکنانی و حسابرسی تعیین گردیده و درصدی به عنوان سربار به این مبلغ اضافه می‌شود که در نهایت حق‌الزحمه و مبلغ نامه پذیرش کار تعیین می‌شود. تعدادی از مؤسسات حسابرسی عضو جامعه حسابداران رسمی نیز نوعاً از این روش استفاده می‌کنند. گروهی دیگر از مؤسسات حسابرسی نیز بر مبنای حسابرسی مبتنی بر ریسک و با توجه به حجم عملیات، ریسک موجود در حساب‌ها و عوامل دیگر حق‌الزحمه حسابرسی را تعیین می‌کنند (لوایی، 1389: 2).

حق‌الزحمه‌های استاندارد حسابرسی منعکس‌کننده هزینه‌های تلاش و کوشش و ریسک دعاوی قضایی حسابرسان می‌باشد و به عواملی همچون اندازه، پیچیدگی و ریسک خاص شرکت بستگی دارد.

2-5- عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه‌های حسابرسی

حق‌الزحمه حسابرسی به عوامل متعددی بستگی دارد که میزان اهمیت این عوامل در کشورهای مختلف متفاوت است. یکی از مناقشات اصلی حرفه حسابرسی، در حال حاضر تعیین حداقل نرخ حق‌الزحمه حسابرسی و نرخ‌شکنی برخی از مؤسسات حسابرسی است. امّا در نظر گرفتن حسابرسی به عنوان یک کالای همگن و قیمت‌گذاری غیررقابتی آن، استقلال و کیفیت خدمات حسابرسی را به خطر می‌اندازد (مهرانی و جمشیدی اوانکی، 1390: 61). عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی در بسیاری از پژوهش‌ها به دو گروه اصلی تقسیم شده است:

الف- عوامل مربوط به عرضه‌کنندگان خدمات حسابرسی مانند: تخصص صنعتی مؤسسه حسابرسی، شهرت و اعتبار مؤسسه حسابرسی، استقلال حرفه‌ای مؤسسه حسابرسی، اندازه مؤسسه حسابرسی و کیفیت حسابرسی.

ب- عوامل مربوط به متقاضیان خدمات حسابرسی مانند: دعاوی حقوقی شرکت صاحبکار، شهرت و اعتبار شرکت صاحبکار، اندازه شرکت صاحبکار، ریسک شرکت صاحبکار (جمشیدی اوانکی، 1389: 3).

 

2-6- برآورد حق‌الزحمه استاندارد حسابرسی

حق‌الزحمه‌های استاندارد حسابرسی منعکس‌کننده هزینه‌های تلاش و کوشش و ریسک دعاوی قضایی حسابرسان می‌باشد و به عواملی همچون اندازه، پیچیدگی و ریسک خاص شرکت بستگی دارد. بر اساس مدل سایمونیک[v] (1980)، مدل قیمت‌گذاری حسابرسی شامل سه نوع متغیر احتمال وقوع زیان، ورشکستگی واحد مورد رسیدگی و تابع تولید حسابرسان می‌باشد. احتمال وقوع زیان واحد مورد رسیدگی از طریق اندازه شرکت صاحبکار (کل دارایی‌ها) اندازه‌گیری می‌گردد. ورشکستگی صاحبکار از طریق آزمون z، همچنین تابع تولید حسابرسان از طریق متغیر مجازی حسابرسان بزرگ و مشهور اندازه‌گیری می‌شود. همچنین یک متغیر مجازی برای سال‌هایی که منتهی به پایان سال مالی نباشند، برای کنترل فصل‌های غیرکاری در حسابرسی، همچنین نسبت جاری، نسبت آنی و اهرم مالی (نسبت بدهی‌های بلندمدت به کل دارایی‌ها) برای کنترل ریسک صاحبکار در نظر گرفته شدند (لوایی، 1389: 2).

مطالعات بعدی از یافته‌های سایمونیک حمایت نکردند. کرس ول و همکاران[vi] (1995)، نشان می‌دهند که در بازارهای استرالیا، حسابرسان دارای نام تجاری که تخصص در صنعت دارند، در مقایسه با حسابرسان دارای نام تجاری و غیرمتخصص، به طور میانگین 34% بیش‌تر حق‌الزحمه حسابرسی دریافت می‌نمایند. پالمروس[vii] (1989)، به درستی دریافت که مؤسسات دارای نام تجاری حق‌الزحمه‌های حسابرسی بیش‌تری را دریافت می‌نمایند. یافته‌های وی مشخص می‌کند که ساعات و حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با اندازه مؤسسات حسابرسی افزایش می‌یابد، او می‌گوید که افزایش ساعات حسابرسی شده توسط حسابرسان دارای نام تجاری، فعالیت‌های مولدتری (کسب شواهد بیش‌تر) را برای ارائه سطوح بالاتر تضمین کیفیت (کیفیت بالاتر)، به صاحبکاران در پی دارد.

فرگوسن و همکاران[viii] (2003)، به بررسی نقش تخصص صنعت حسابرس بر قیمت‌گذاری خدمات 5 موسسه بزرگ حسابرسی در استرالیا پرداختند. آنان قیمت خدمات حسابرسی را در دو سطح تخصص در سطح شرکت و تخصص در سطح دفاتر بررسی کردند. آنان بیان نمودند که قیمت‌گذاری بر اساس تخصص در صنعت در درجه اوّل، مبتنی بر تخصص حسابرس در سطح دفاتر می‌باشد.

کارسون[ix] (2009)، بیان نمود که حق‌الزحمه خدمات حسابرسی همواره با حسابرسان متخصص جهانی مرتبط است، صرفه‌نظر از این که این مؤسسات حسابرسی متخصصان ملی باشند یا خیر.

چوی و همکاران[x] (2009)، مدلی را ارائه دادند که در آن بیان نمودند که محیط قانونی نقش بسیار مهمی را در تعیین مسئولیت قانونی حسابرس ایفا می‌کند و نشان دادند که حق‌الزحمه خدمات حسابرسی با مسئولیت قانونی حسابرس مرتبط ولی با پیچیدگی حسابرسی مرتبط نیست.

هانگ و همکاران[xi] (2009)، که در دوره پس از قانون سایبز اکسلی، نگرانی درمورد کاهش حق‌الزحمه حسابرسی وجود ندارد؛ زیرا چهار موسسه بزرگ حسابرسی در دوره پس از قانون سایبز اکسلی، با توچه به پذیرش مشتری و تصمیمات سرمایه‌گذاری، محافظه‌کارتر شده‌اند.

 

3- پیشینه پژوهش

ویلرز و همکاران (2014)، در پژوهش خود به بررسی رفتار چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی در شرکت‌های آمریکایی طی سال‌های 2000 تا 2008 پرداختند، نتایج پژوهش آنان نشان داد که حق‌الزحمه‌های حسابرسی در کوتاه‌مدت و متناسب با مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تغییر نمی‌کنند؛ همچنین در بلندمدت، تمایل به افزایش حق‌الزحمه حسابرسی بیش‌تر از کاهش آن است و تفاوت بین نوسانات افزایشی و کاهشی در حق‌الزحمه حسابرسی در بلندمدت تعدیل می‌شود و انحراف از مدل استاندارد حق‌الزحمه، کاهش می‌یابد.

نیکولا و پرگو^[xii] (2013)، در پژوهش خود به بررسی این موضوع پرداختند که آیا چسبندگی هزینه‌ها در شرکت‌های کوچک و متوسط ایتالیایی در دورهٔ زمانی 2010-1992 اتفاق افتاده است یا خیر. یافته‌های آن‌ها نشان داد که چسبندگی هزینه‌ها تنها در ارتباط با هزینه‌های دستمزد رخ می‌دهد و چسبندگی هزینه‌ها در مورد هزینه‌های اداری، عمومی و فروش وجود ندارد.

کاچولی و همکاران[xiii] (2010)، مشاهده می‌کنند که «شواهد موجود نشان می‌دهد که حق‌الزحمه‌های حسابرسی به تغییرات در محرک‌های ایجادکننده آن، واکنش نشان می‌دهند، امّا این واکنش کند و غیرقابل پیش‌بینی می‌باشد.

قاش و لاستگارتن[xiv] (2006)، نشان می‌دهند که قدرت توضیحی مدل حق‌الزحمه حسابرسی (یا R²) هنگامی زیاد است که سطوح در نظر گرفته می‌شوند، امّا زمانی پایین است که تفاوت‌های سال به سال به کار می‌روند. این نتیجه نشان می‌دهد که حق‌الزحمه‌های حسابرسی در هر سال به اندازه پیش‌بینی مدل تغییر نمی‌کنند.

فرگوسن و همکاران[xv] (2005)، شواهدی را مبنی بر چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی در نمونه‌ای از شرکت‌های انگلیسی و استرالیایی، مورد بررسی قرار دادند.

فرانسیس و وانگ[xvi] (2005)، حق‌الزحمه‌های حسابرسی را در سال 2000 و 2001 به منظور بررسی اثر افشاسازی حق‌الزحمه حسابرسی بررسی کردند که نتایج پژوهش آنان نشان داد که انحراف‌های خیلی کوچک‌تری در حق‌الزحمه‌های حسابرسی برآورد شده برای سال 2001 در مقایسه با سال 2000 وجود دارد.

مارتین[xvii] (1993)، در پژوهشی نشان داد که قیمت‌ها در صورتی کمتر چسبنده هستند که فروشندگان بیشتر و تبانی کمتری بین آن‌ها وجود داشته باشد، و این نکته را متذکر می‌شود که قیمت‌ها در بازارهای رقابتی‌تر، کمتر چسبنده هستند.

سپاسی، فتحی و شیبه (1393)، در پژوهشی تحت عنوان آزمون تجربی چسبندگی هزینه‌ها به بررسی چسبندگی هزینه‌های عملیاتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در سه سطح بهای تمام شده کالای فروش رفته، هزینه‌های اداری، عمومی و فروش و سایرهزینه‌های عملیاتی طی سال‌های 1384 تا 1391 پرداختند. نتایج بررسی‌های آنان بیانگر آن است که شدت افزایش در هر سه سطح هزینه به ازای افزایش یکسان 1% در سطح فعالیت، بزرگ‌تر از شدت کاهش هر سه سطح هزینه به ازای کاهش یکسان 1% در سطح فعالیت است. بدین ترتیب بهای تمام شده کالای فروش رفته، هزینه‌های اداری، عمومی وفروش و سایرهزینه‌های عملیاتی در شرکت‌های مورد بررسی دارای رفتار چسبندگی هزینه می‌باشند. همچنین نتایج نشان‌دهنده چسبندگی در سطح هزینه‌های عملیاتی کل نیز می‌باشند.

نمازی، غفاری و فریدونی (1391)، به بررسی رفتار چسبندهٔ هزینه‌های اداری، عمومی و فروش، بهای تمام شده و مجموع بهای تمام شده و هزینه‌های اداری، عمومی و فروش در بورس اوراق بهادار تهران، پرداختند. یافته‌های آنان، حاکی از وجود رفتار چسبندهٔ هزینه‌های اداری، عمومی و فروش، بهای تمام شده و مجموع بهای تمام شده و هزینه‌های اداری، عمومی و فروش است، همچنین هزینه‌های اداری، عمومی و فروش تنها برای تغییرات بیش از 30% در درآمد فروش، از خود رفتار چسبنده نشان می‌دهند.

فخر حسینی، شاه‌مرادی و احسانی (1391)، چسبندگی قیمت و دستمزد و سیاست پولی در اقتصاد ایران را مورد بررسی قرار دادند، نتایج یافته‌های آنان نشان داد که الگوی طراحی شده، قادر است برای توضیح وقایع و تأثیر تکانه‌های مختلف بر متغیرهای کلان از حالت باثبات را شبیه‌سازی کند. همچنین نشان داد توابع عکس‌العمل آنی متغیر تورم در برابر همه تکانه‌ها به جز تکانه تکنولوژی، قیمت نفت، مخارج دولت و عرضه پول افزایش می‌یابد.

کردستانی و مرتضوی (1391)، در پژوهش خود با شناسایی عوامل تعیین‌کننده چسبندگی هزینه‌های شرکت‌ها، وارونگی چسبندگی هزینه‌ها در دوره پس از کاهش فروش بررسی کردند. بر اساس نتایج پژوهش آنان، چسبندگی هزینه‌های فروش، اداری و عمومی در دوره پس از کاهش فروش، وارونه می‌شود و کاهش فروش در دو دوره متوالی موجب کاهش چسبندگی بهای تمام شده کالای فروش رفته و هزینه‌های فروش، اداری و عمومی در دوره دوّم می‌شود و هر چه میزان دارایی‌ها بیشتر باشد، این چسبندگی بیشتر می‌شود، امّا شواهدی از تأثیر طول دوره مطالعه، رشد اقتصادی و تعداد کارکنان بر چسبندگی هزینه‌ها به دست نیامد.

بولو، معزز، خان حسینی و نیکو نسبتی (1391)، در پژوهشی رابطه بین دیدگاه مدیریت و چسبندگی هزینه‌ها در بورس اوراق بهادار تهران را مورد بررسی قرار دادند. بر اساس نتایج پژوهش آنان، که بر اساس اطلاعات شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، برای دوره پنج ساله انجام شد هنگامی که مدیران به فروش در آینده خوش‌بین هستند، شدت چسبندگی هزینه‌ها افزایش می‌یابد.

کردستانی و مرتضوی (1391)، با بررسی تأثیر تصمیمات سنجیده مدیران بر چسبندگی هزینه‌ها، فرضیه تصمیمات سنجیده در مورد بهای تمام شده فروش و هزینه‌های فروش، عمومی و اداری 186 شرکت را مورد آزمون قرار دادند.، نتایج پژوهش آنان نشان داد که انتظار افزایش فروش آتی توسط مدیریت، موجب کاهش چسبندگی بهای تمام شده فروش می‌شود.

 

4- اهمیت پژوهش

هدف اصلی این پژوهش، بررسی رفتار چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران (با ارائه مدلی برای محاسبه حق‌الزحمه‌ها) می‌باشد، با توجه به این که تاکنون پژوهشی در این زمینه صورت نگرفته است، پژوهش حاضر به دنبال پاسخ‌گویی به سؤالات زیر است:

1)   چرا مدل حق‌الزحمه حسابرسی، به طور کامل سطح حق‌الزحمه‌های حسابرسی را توضیح نمی‌دهد؛

2)  چرا حق‌الزحمه‌های حسابرسی به محرک‌هایی که منجر به افزایش آن می‌شود، سریع‌تر از محرک‌هایی که منجر به کاهش آن می‌گردند، واکنش نشان می‌دهند؛

3)   آیا حق‌الزحمه‌ها در بازارهای رقابتی برای خدمات حسابرسان، کمتر چسبنده هستند یا خیر.

 

5- فرضیه‌های پژوهش

• فرضیه 1: حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با پیش‌بینی مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تغییر نمی‌کنند.
• فرضیه 2: چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی به عوامل افزایشی بیش‌تر از عوامل کاهشی است.
• فرضیه 3: در دوره‌های طولانی، تغییرات چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی از خود رفتاری معکوس نشان می‌دهند.

 

6- جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1387 تا 1393 می‌باشند. در این مطالعه، تلفیقی از داده‌های سری زمانی و مقطع زمانی (داده‌های ترکیبی) استفاده شده است و در مجموع 420 (سال/شرکت)، به عنوان نمونه آماری پژوهش انتخاب گردید. روش نمونه‌گیری حذف سیستماتیک بوده و نمونه از بین شرکت‌هایی که حائز شرایط زیر باشند، انتخاب شده است:

1)   جزء شرکت‌های مالی (مثل بانک‌ها، مؤسسات بیمه) و شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری نباشد.

2)   بین سال‌های 1387 تا 1393 در بورس اوراق بهادار فعالیت داشته باشد.

3)   شرکت‌هایی که طی سال‌های 1387 تا 1393 دوره مالی خود را طی این مدت تغییر نداده باشند.

4)   اطلاعات صورت‌های مالی آن‌ها به صورت کامل و پیوسته، در دوره مورد بررسی در دسترس باشد.

5)   داده‌های مربوط به حق‌الزحمه حسابرسی آن‌ها، در یادداشت‌های توضیحی همراه صورت‌های مالی موجود باشد.

 

کل شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران تا پایان سال 93	483
شرکت‌های مالی، شرکت‌های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری	(86)
شرکت‌های غیر فعال در بورس	(170)
شرکت‌هایی با تغییر سال مالی	(39)
شرکت‌های با اطلاعات مالی ناقص	(128)
تعداد شرکت‌های نمونه:	60

 

با توجه به این که دوره پژوهش 7 سال متوالی می‌باشد، بنابراین حجم نهایی نمونه (420 سال- شرکت) در نظر گرفته شده است.

 

7- روش‌شناسی پژوهش

این پژوهش از نظر هدف، کاربردی و از نظر ماهیت و روش، همبستگی است. داده‌های مالی پژوهش از صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار که بر روی سایت سازمان بورس اوراق بهادار واقع شده، استخراج شده است؛ همچنین داده‌های مربوط به حق‌الزحمه‌های حسابرسی از یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی بخش هزینه‌های اداری و عمومی و معین سایر هزینه‌ها استخراج شده است. پس از گردآوری داده‌های اوّلیه، این داده‌ها از طریق روش‌های آمار توصیفی و آمار استنباطی و با استفاده از نرم‌افزارهای Excel و Eviews تجزیه و تحلیل شد.

 

8- یافته‌های پژوهش

مدل مورد استفاده برای محاسبه حق‌الزحمه حسابرسی در این پژوهش، برگرفته از مدل سایمونیک (1980)، می‌باشد که به صورت مدل 1 تعریف می‌گردد:

 

(1)	16LAFEE=b0+b1LTA+b2CATA+b3QUICK+b4DE+b5BANKRUPTCY+b6YE"> 16+b7LOSS+خµ">

حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده برای هر شرکت در هر سال (LAFEE)، تابعی از متغیرهای LTA، CATA، QUICK، DE، BANKRUPTCY، YE و LOSS است. متغیرها به صورت زیر تعریف می‌شوند:

LAF = لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه‌های حسابرسی به ریال

LTA = لگاریتم طبیعی کل دارایی‌های شرکت صاحبکار به میلیون ریال

CATA = نسبت دارایی‌های جاری به کل دارایی‌های شرکت صاحبکار

QUICK = نسبت دارایی‌های آنی (دارایی‌های جاری منهای سرمایه‌گذاری‌ها) به کل دارایی‌های شرکت صاحبکار

DE = نسبت بدهی‌های بلندمدت به کل دارایی‌های شرکت صاحبکار

BANKRUPTCY = نسبت سود قبل از اقلام غیرمترقبه به کل دارایی‌های شرکت صاحبکار

YE = عبارت است از یک متغیر تصنعی که مقدار آن در صورتی که سال مالی پایان سال نباشد برابر یک و در غیر این صورت برابر یک است.

LOSS = عبارت است از یک متغیر تصنعی که در صورتی که زیان در طول سال جاری متحمل شده باشد، برابر یک و در غیر این صورت صفر است.

 

8-1- یافته‌های توصیفی

جدول 1 و 2 آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش شامل شاخص‌های مرکزی (میانگین، میانه و مد) و شاخص‌های پراکندگی (کمترین داده، بیشترین داده و انحراف معیار) را نشان می‌دهد.

 

جدول 1- آماره‌های توصیفی متغیرهای کمی مدل 1

متغیرها	مینیمم	ماکزیمم	میانگین	انحراف معیار	میانه	مد	تعداد مشاهدات
LAF	040/15	920/23	360/20	109/1	400/20	910/20	420
LTA	030/10	800/17	412/13	199/1	390/13	100/13	420
CATA	040/0	140/2	546/0	224/0	590/0	680/0	420
QUICK	040/0	020/2	520/0	224/0	540/0	670/0	420
DE	000/0	910/0	102/0	110/0	060/0	020/0	420
BANKRUPTCY	120/0-	630/1	147/0	148/0	120/0	070/0	420

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 2- آماره‌های توصیفی متغیرهای کیفی مدل 1

متغیر آماره‌های توصیفی	YE	LOSS
مینیمم	0	0
ماکزیمم	1	1
میانگین	080/0	070/0
انحراف معیار	277/0	258/0
میانه	000/0	000/0
مد	000/0	000/0
تعداد مشاهدات	420	420

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

جدول 3 همبستگی پیرسون جفتی، میان متغیرها را در مدل برآورد حق‌الزحمه حسابرسی نشان می‌دهد. همان‌طور که جدول زیر نشان می‌دهد، متغیر لگاریتم حق‌الزحمه‌های حسابرسی (LAF) با متغیر لگاریتم کل دارایی‌ها (LTA) رابطه مثبت و معنادار و با متغیر نسبت دارایی‌های جاری به کل دارایی‌ها (CATA) رابطه منفی و معنادار دارد. همچنین مشاهده می‌شود که میان برخی از متغیرهای مستقل مدل (برای مثال میان متغیر لگاریتم کل دارایی‌ها با متغیرهای نسبت دارایی‌های جاری به کل دارایی‌ها، نسبت دارایی‌های آنی به کل دارایی‌ها و یا میان متغیر نسبت دارایی‌های جاری به کل دارایی‌ها با متغیرهای نسبت دارایی‌های آنی به کل دارایی‌ها، نسبت بدهی‌های بلندمدت به کل دارایی‌ها و نسبت سود قبل از اقلام غیرمترقبه به کل دارایی‌ها)، همبستگی وجود دارد؛ جهت اطمینان از این‌که ارتباط خطی میان متغیرهای مستقل، بر نتایج پژوهش اثرات نامطلوبی خواهد داشت یا خیر؛ عامل تورم واریانس (VIF) را محاسبه نمودیم. مقدار شاخص عامل تورم واریانس برای تمامی متغیرها کمتر از 10 به دست آمد، از این رو می‌توان نتیجه گرفت که وجود این هم‌خطی مشکلی را برای نتیجه‌گیری بر مبنای مدل ایجاد نخواهد کرد (همبستگی پیرسون جفتی در سطح معناداری 05/0 مورد بررسی قرار گرفته است).

 

 

 

 

جدول 3- ماتریس همبستگی متغیرها در مدل برآورد حق‌الزحمه حسابرسی

LOSS	YE	BANKRUPTCY	DE	QUICK	CATA	LTA	LAF	همبستگی پیرسون
018/0	039/0-	066/0	012/0-	067/0-	086/0-	323/0	1	LAF
088/0-	045/0	073/0	021/0	398/0-	392/0-	1	323/0	LTA
049/0	056/0-	162/0	407/0-	965/0	1	392/0-	086/0-	CATA
071/0	066/0-	097/0	376/0-	1	965/0	398/0-	067/0-	QUICK
113/0	039/0	240/0-	1	376/0-	407/0-	021/0	012/0-	DE
37/0-	022/0-	1	240/0-	097/0	162/0	073/0	066/0	BANKRUPTCY
050/0-	1	022/0-	039/0	066/0-	056/0-	045/0	039/0-	YE
1	050/0-	37/0-	113/0	071/0	049/0	088/0-	018/0	LOSS
								سطح معناداری
354/0	214/0	088/0	404/0	085/0	039/0	000/0	-	LAF
035/0	176/0	068/0	331/0	000/0	000/0	-	000/0	LTA
159/0	126/0	000/0	000/0	000/0	-	000/0	039/0	CATA
074/0	088/0	024/0	000/0	-	000/0	000/0	085/0	QUICK
010/0	214/0	000/0	-	000/0	000/0	331/0	404/0	DE
000/0	326/0	-	000/0	024/0	000/0	068/0	088/0	BANKRUPTCY
152/0	-	326/0	214/0	088/0	126/0	176/0	214/0	YE
-	152/0	000/0	010/0	074/0	159/0	035/0	354/0	LOSS

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 4 تحلیل رگرسیون را برای متغیرهای پژوهش به ازای سال‌های 87 تا 93 نشان می‌دهد. تنها مدل رگرسیونی سال‌های 90، 91، 92 و 93 در سطح خطای 5 درصد معنادار هستند و همگی تقریباً از یک سطح ضریب تعیین برخوردارند، ضریب تعیین (R²) بیانگر آن است که چند درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیر مستقل توضیح داده می‌شود. همچنین جهت تشخیص خودهمبستگی مدل رگرسیونی از آماره دوربین- واتسون استفاده گردید. از آن‌جا که آماره دوربین- واتسون بدست آمده برای تمامی سال‌ها بین 5/1 تا 5/2 می‌باشد، عدم وجود همبستگی در اجزاء تمامی مدل‌های رگرسیونی اثبات می‌گردد.

 

 

جدول 4- نتایج تحلیل رگرسیون مدل برآورد حق‌الزحمه حسابرسی

	87	88	89	90	91	92	93
مقدار ثابت	356/14	211/15	046/16	762/17	676/16	259/17	090/16
LTA	402/0	337/0	317/0	188/0	241/0	267/0	322/0
CATA	095/0	014/0-	089/2	930/3	951/3-	931/5-	352/1-
QUICK	162/0	467/0	337/2-	013/4-	162/4	602/5	974/1
DE	175/0	196/0	992/1-	392/0	438/1	483/0	497/1
BANKRUPTCY	050/0	203/1	327/1	368/0-	975/1	419/0	317/0-
YE	108/0-	701/0-	454/0-	045/0	157/0	145/0	096/0
LOSS	017/0-	230/0	096/1	642/0	505/0	478/0	379/0-
R2	54/0	41/0	37/0	49/0	46/0	47/0	50/0
دوربین-واتسون	960/1	768/1	054/2	922/1	917/1	742/1	841/1
تعداد مشاهدات	60	60	60	60	60	60	60
معناداری مدل	282/0	374/0	153/0	000/0	006/0	021/0	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در ادامه به منظور اندازه‌گیری چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی، از مدل جامع چسبندگی هزینه آندرسون و همکاران استفاده می‌نماییم. در زیر به آزمون فرضیه‌های پژوهش می‌پردازیم:

 

8-2- آزمون فرضیه اوّل

در این پژوهش به منظور تحلیل مدل، از مجموعه داده‌های ترکیبی استفاده شده است؛ بدین ترتیب که چند شرکت در طول زمان مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار گرفته‌اند. در این روش ابتدا بایستی برای انتخاب بین روش‌های داده‌های تابلویی و داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمراستفاده شود. در صورت انتخاب روش تابلویی، آزمون H هاسمن برای انتخاب از بین روش‌های اثرات ثابت و اثرات تصادفی انجام می‌شود. مطابق با نتایج آزمون F لیمر و آزمون هاسمن، روش رگرسیونی مناسب انتخاب می‌شود و بر اساس آن فرضیه‌های پژوهش، مورد تجزیه و تحلیل قرار خواهد گرفت.

فرضیه 1: حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با پیش‌بینی مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تغییر نمی‌کنند.

برای آزمون فرضیه 1 از مدل 2 استفاده می‌نماییم:

(2)	16Log(AFt/AFt-1)=خ²0+خ²1Log(EAFt/EAFt-1)+خµ">

در این مدل، که مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی نامیده می‌شود؛ AF بیانگر حق‌الزحمه حسابرسی و EAF بیانگر حق‌الزحمه حسابرسی پیش‌بینی شده است، و مقیاس به کار رفته حق‌الزحمه حسابرسی سال جاری تقسیم بر حق‌الزحمه حسابرسی سال ماقبل است. ابتدا باید برای انتخاب بین روش‌های داده‌های تابلویی و داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمراستفاده شود:

 

جدول 5- آزمون F لیمر مدل دوّم

F لیمر محاسبه شده	سطح احتمال F (prob)	نتیجه آزمون
143/26	999/0	داده‌های تلفیقی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

آماره F لیمر محاسبه شده برابر 143/26 و مقدار P-Value آزمون F لیمر بیش‌تر از سطح معناداری 5% می‌باشد (05/0< P)، لذا باید از روش داده‌های تلفیقی استفاده نمود و نیازی به انجام آزمون H هاسمن نیست. جدول 6 نتایج بدست آمده از روش داده‌های تلفیقی فرضیه دوّم را نشان می‌دهد. طبق نتایج بدست آمده ضریب ₁β کمتر از یک (کمتر از 100%) بدست آمده است (484/0β₁=)، که نشان می‌دهد حق‌الزحمه حسابرسی به طور کامل با میزان پیش‌بینی شده توسط مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تطبیق نمی‌یابد (تقریباً با 4/48 درصد از تغییرات پیش‌بینی شده تطبیق می‌یابد)، درنتیجه فرضیه یک تأیید می‌گردد؛ از این رو می‌توان نتیجه گرفت که حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با پیش‌بینی مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تغییر نمی‌کنند.

 

جدول 6- مدل چسبندگی ساده (روش داده‌های تلفیقی)

p-value	آماره t	ضریب	متغیرهای مستقل
021/0	314/2	004/0	عرض از مبدأ (0β)
000/0	196/5	484/0	ln(EAFt/EAFt-1)
R2
آماره فیشر
آماره دوربین- واتسون
سطح معناداری مدل

 منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

8-3- آزمون فرضیه دوّم

فرضیه 2:چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی به عوامل افزایشی بیش‌تر از عوامل کاهشی است.

فرضیه دو بررسی می‌کند که آیا بزرگی افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی واقعی (هنگام یک درصد افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده)، بیش‌تر از بزرگی کاهش در آن (هنگام یک درصد کاهش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده) است؛ به‌عبارت دیگر این فرضیه به بررسی این موضوع می‌پردازد که آیا افزایش حق‌الزحمه‌های حسابرسی (هنگامی که افزایشی مورد انتظار است) بیش‌تر از کاهش آن است (هنگامی که کاهشی مورد انتظار است) یا خیر؛ در واقع این فرضیه بررسی می‌کند که آیا حق‌الزحمه‌های حسابرسی از خود رفتار چسبندگی بروز می‌دهند یا خیر و این چسبندگی رو به بالا است (تمایل به افزایش و مقاومت در برابر کاهش) یا رو به پایین (تمایل به کاهش و مقاومت در برابر افزایش). برای آزمون فرضیه 2 از مدل 3 استفاده می‌نماییم:

(3)	16LogAFtAFt-1=خ²0+خ²1LogEAFtEAFt-1+خ²2Decrease-DummyLogEAFtEAFt-1+ خµ">

که در این مدل AF بیانگر حق‌الزحمه حسابرسی و EAF بیانگر حق‌الزحمه حسابرسی پیش‌بینی شده است؛ همچنین:

Log(EAF_t/EAF_t-1) = لگاریتم طبیعی از "حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده در سال t تقسیم بر حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده در سال (t-1)"؛

Decrease – Dummy = متغیر Decrease – Dummy یک متغیر تصنعی است که در صورتی‌که حاصل Log (EAF_t/EAF_t-1) مثبت باشد (یعنی در زمان افزایش حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده) برابر صفر است، بنابراین ضریب ₁β درصد افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی واقعی را در نتیجه 1% افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده نشان می‌دهد. همچنین از آن‌جا که ارزش متغیر Decrease_ Dummy در زمانی که حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده کاهش می‌یابد برابر یک است، بنابراین مجموع ضرایب β₁+β₂ بیانگر درصد کاهش در حق‌الزحمه حسابرسی واقعی در نتیجه 1% کاهش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده است. ابتدا باید برای انتخاب بین روش‌های داده‌های تابلویی و داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمراستفاده شود:

 

جدول 7- آزمون F لیمر مدل سوّم

F لیمر محاسبه شده	سطح احتمال F (prob)	نتیجه آزمون
598/13	089/0	داده‌های تلفیقی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

آماره F لیمر محاسبه شده برابر 598/13 و مقدار P-Value آزمون F لیمر بیش‌تر از سطح معناداری 5% می‌باشد (05/0< P)، لذا باید از روش داده‌های تلفیقی استفاده نمود و نیازی به انجام آزمون H هاسمن نیست. با توجه به این‌که فرضیه دو بررسی می‌کند که آیا افزایش حق‌الزحمه‌های حسابرسی (هنگامی که افزایشی مورد انتظار است) بیش‌تر از کاهش آن است (هنگامی که کاهشی مورد انتظار است) یا خیر؛ بنابراین اگر حق‌الزحمه‌های حسابرسی چسبنده باشند، باید درصد افزایش در حق‌الزحمه‌های حسابرسی در دوره‌های افزایش حق‌الزحمه‌های حسابرسی برآورد شده، بیش‌تر از درصد کاهش حق‌الزحمه‌های حسابرسی در دوره‌های کاهش حق‌الزحمه‌های حسابرسی برآورد شده باشد. به عبارت دیگر باید 1>0 β و 0>β₂ باشد. طبق نتایج بدست آمده ضریب ₁β برابر 494/0 می‌باشد، که نشان می‌دهد در نتیجه یک درصد افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی تنها 4/49 درصد افزایش می‌یابد. همچنین ضریب ₂β برابر 168/0- می‌باشد (₁>0β و ₂<0β)، در واقع حق‌الزحمه حسابرسی واقعی به طور میانگین، تنها با 6/32 درصد (168/0-494/0)، از کاهش پیش‌بینی شده توسط مدل حق‌الزحمه حسابرسی تطابق می‌یابد؛ به‌عبارتی با یک درصد کاهش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی تنها 6/32 درصد کاهش می‌یابد؛ در نتیجه در ازای 1% افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 4/49% افزایش می‌یابد؛ در حالی‌که در ازای 1% کاهش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 6/32% کاهش می‌یابد. بنابراین فرضیه دو تأیید می‌گردد؛ به عبارت دیگر، حق‌الزحمه‌های حسابرسی در مقابل کاهش‌ها از خود مقاومت نشان داده و بیش‌تر تمایل به افزایش یافتن دارند، بنابراین می‌توان نتیجه گرفت که حق‌الزحمه‌های حسابرسی دارای چسبندگی می‌باشند و این چسبندگی رو به بالا (تمایل به افزایش و مقاومت در برابر کاهش) است.

 

جدول 8- مدل چسبندگی نرمال (روش داده‌های تلفیقی)

p-value	آماره t	ضریب	متغیرهای مستقل
038/0	071/2	003/0	عرض از مبدأ (0β)
000/0	631/5	494/0	ln(EAFt/EAFt-1)
000/0	327/2-	168/0-	Decrease-Dummy* ln(EAFt/EAFt-1)
R2
آماره دوربین - واتسون
آماره فیشر
سطح معناداری مدل

منبع: یافته‌های پژوهشگر

8-4- آزمون فرضیه سوّم

فرضیه 3:در دوره‌های طولانی، تغییرات چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی از خود رفتاری معکوس نشان می‌دهند.

برای آزمون فرضیه 3 از مدل 4 استفاده می‌نماییم:

(4)	16LogAFt/AFt-1=خ²0+خ²1LogEAFt/EAFt-1"> 16+خ²2DummyDecrease-DummyLogEAFt/EAFt-1"> 16+خ²3LogEAFt-1/EAFt-2"> 16+خ²4Decrease-Dummyt-1LogEAFt-1EAFt-2">

در فرضیه سوّم بررسی می‌شود که آیا تغییرات افزایشی و کاهشی در سال بعد تغییر جهت می‌دهند یا خیر؛ و سپس با بررسی این موضوع ادامه می‌یابد که آیا تفاوت بین تغییرات افزایشی و کاهشی طی دوره‌های زمانی طولانی‌تر کاهش خواهد یافت یا خیر. در این مدل متغیر ln(EAF_t-1/EAF_t-2) بیانگر تغییرات صعودی در حق‌الزحمه‌های حسابرسی برآورد شده مربوط به یک سال قبل از ln(EAF_t/EAF_t-1) است و متغیر Decrease–Dummy_t-1*ln(EAF_t-1/EAF_t-2) بیانگر میزان کاهش برآورد شده در حق‌الزحمه‌های حسابرسی مربوط به یک سال قبل است. ابتدا باید برای انتخاب بین روش‌های داده‌های تابلویی و داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمراستفاده شود:

 

جدول 9- آزمون F لیمر مدل چهارم

F لیمر محاسبه شده	سطح احتمال F (prob)	نتیجه آزمون
095/19	094/0	داده‌های تلفیقی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

آماره F لیمر محاسبه شده برابر 095/19 و مقدار P-Value آزمون F لیمر بیش‌تر از سطح معناداری 5% می‌باشد (05/0< P)، لذا باید از روش داده‌های تلفیقی استفاده نمود و نیازی به انجام آزمون H هاسمن نیست. طبق جدول 10 در سال اوّل (518/0=₁β و 142/0- =₂β) در ازای 1% افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 8/51% افزایش می‌یابد، و در ازای 1% کاهش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 6/37% (142/0-518/0) کاهش می‌یابد، می‌توان گفت که در سال اوّل چسبندگی رو به بالا وجود دارد. در حالی که در سال بعد (073/0=₁β و 029/ =₂β) در ازای 1% افزایش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 3/7% افزایش می‌یابد و در ازای 1% کاهش در حق‌الزحمه حسابرسی برآورد شده، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 2/10% (029/0+073/0) کاهش می‌یابد؛ بدین معنا که در سال اوّل حق‌الزحمه حسابرسی در ازای یک درصد تغییر صورت گرفته، افزایشی بیش از کاهش خواهد داشت (چسبندگی رو به بالا)، در حالی که در سال بعد این حالت عکس شده و در ازای یک درصد تغییر صورت گرفته، افزایشی کمتر از کاهش خواهد داشت (چسبندگی رو به پایین) و در واقع چسبندگی معکوس می‌گردد و تمایل به کاهش افزوده می‌شود، در نتیجه فرضیه سوّم تأیید می‌گردد.

 

جدول 10- معکوس شدن چسبندگی در دوره بعد (روش داده‌های تلفیقی)

p-value	آماره t	ضریب	متغیرهای مستقل
042/0	080/1	002/0	عرض از مبدأ (0β)
000/0	452/5	518/0	ln(EAFt/EAFt-1)
000/0	309/3-	142/0-	Decrease-Dummy* ln(EAFt/EAFt-1)
007/0	662/0	073/0	ln(EAFt-1/EAFt-2)
018/0	115/0	029/0	Decrease-Dummyt-1* ln(EAFt-1/EAFt-2)
R2
آماره دوربین - واتسون
آماره فیشر
سطح معناداری مدل

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در ادامه فرضیه سوّم بررسی می‌کنیم که آیا تغییرات افزایشی و کاهشی حق‌الزحمه‌های حسابرسی، هنگامی که دوره‌های زمانی بیش‌تر از یک سال در نظر گرفته می‌شوند، تغییر جهت می‌دهد یا خیر. به منظور بررسی تغییرات حق‌الزحمه‌های حسابرسی، علاوه بر دوره زمانی یک ساله، دوره‌های زمانی دوساله، سه‌ساله و چهارساله را نیز در نظر می‌گیریم. میزان این تفاوت در دوره‌های زمانی مختلف، بسیار مهم و میزان اثر چسبندگی متفاوت است. طبق جدول 11، هنگامی که دوره زمانی دوساله در نظر گرفته می‌شوند، ضریب متغیر مستقل ln(EAF_t/EAF_t-2) در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست. همچنین هنگامی که دوره زمانی، سه‌ساله در نظر گرفته می‌شود، ضرایب متغیرهای مستقل ln(EAF_t/EAF_t-3) و Decrease-Dummy* ln(EAF_t/EAF_t-3) در سطح خطای 5 درصد معنادار نیست، بنابراین می‌توان نتیجه گرفت که تغییرات افزایشی و کاهشی در طول دوره دوساله و سه‌ساله تغییر جهتی ندارد؛ به‌عبارتی چسبندگی در طول دوره دوساله و دوره سه‌ساله حالت عکس نمی‌یابد. هنگامی‌که دوره زمانی، چهارساله در نظر گرفته می‌شود، ضرایب تمامی متغیرهای مستقل مدل، در سطح خطای 05/0 معنادار می‌باشد، در ازای یک درصد افزایش موردانتظار، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 6/38 درصد افزایش می‌یابد و در ازای یک درصد کاهش موردانتظار، حق‌الزحمه حسابرسی واقعی 6/40 درصد (020/0 +386/0₂=β+ ₁β(کاهش می‌یابد، بنابراین در طول دوره چهارساله، چسبندگی معکوس می‌شود (تمایل به کاهش افزوده می‌شود).

 

جدول 11- چسبندگی طی دوره‌های بیش از یک سال

متغیرهای مستقل	ستون الف	ستون ب	ستون ج
	مجموع دو سال بعدی Ln(AFt/AFt-2) ضریب آماره t p-value	مجموع سه سال بعدی Ln(AFt/AFt-3) ضریب آماره t p-value	مجموع چهار سال بعدی Ln(AFt/AFt-4) ضریب آماره t p-value
عرض از مبدأ (0β)	023/0	020/0	018/0
	430/2	753/3	509/3
	000/0	000/0	000/0
ln(EAFt/EAFt-2)	086/0-
	006/1-
	315/0
Decrease-Dummyt-1* ln(EAFt/EAFt-2)	642/1
	875/9
	000/0
ln(EAFt/EAFt-3)		249/0
		355/1
		177/0
Decrease-Dummy* ln(EAFt/EAFt-3)		857/0
		902/1
		059/0
ln(EAFt/EAFt-4)			386/0
			467/2
			015/0
Decrease-Dummy* ln(EAFt-1/EAFt-4)			020/0
			723/0
			047/0
R2	36/0	42/0	49/0
آماره دوربین- واتسون	055/2	467/2	374/2
آماره فیشر	603/49	438/1	880/1
سطح معناداری مدل	000/0	046/0	001/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

9- بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به نتایج بدست آمده، می‌توان استدلال نمود که حق‌الزحمه‌های حسابرسی، به طور کامل با میزان برآورد شده توسط مدل استاندارد حق‌الزحمه حسابرسی تطابق نمی‌یابند. این نتیجه‌گیری با نتایج پژوهش کاچولی و همکاران (2010)، قاش و لاستگارتن (2006) و فرگوسن و همکاران (2005)، مطابقت دارد، در رابطه با این موضوع که حق‌الزحمه‌های حسابرسی متناسب با پیش‌بینی مدل تغییر نمی‌کنند، می‌توان بیان کرد که حسابرسان برای جلب مشتری (صاحبکار) جدید در سال اوّل، حق‌الزحمه حسابرسی کمتری پیشنهاد می‌دهند، به همین دلیل حق‌الزحمه حسابرسی به میزانی کمتر از آن‌چه توسط مدل برآورد می‌شود، تغییر می‌کند؛ همچنین حسابرسان معمولاً در سال‌های ابتدای رابطة خود با صاحبکار، به دلیل ناآشنایی با شرکت و نوع فعالیت‌های شرکتی که باید رسیدگی کنند، هزینه‌های زیادی را متحمل می‌شوند. در نتیجه، آنان تلاش می‌کنند این زیان را در سال‌های بعدی رابطة خود با صاحبکار، جبران کنند، این موضوع سبب فاصله گرفتن حق‌الزحمه حسابرسی از مدل استاندارد حق‌الزحمه می‌گردد. یافته‌های حاصل از فرضیه دوّم نشان می‌دهد که حق‌الزحمه‌های حسابرسی به عوامل افزایشی، سریع‌تر از عوامل کاهشی واکنش نشان می‌دهند. در واقع ویژگی "چسبنده بودن" باعث می‌شود تا این حق‌الزحمه‌ها، در مقابل کاهش‌ها از خود مقاومت نشان داده و بیش‌تر تمایل به افزایش یافتن داشته باشند؛ این فرضیه بیان می‌دارد که چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی به عوامل افزایشی بیش‌تر از عوامل کاهشی است. یافته‌های حاصل از فرضیه سوّم نشان داد که چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی در طی دوره کوتاه‌مدت (دوره زمانی یک‌ساله)، یک چسبندگی رو به بالا (تمایل به افزایش و مقاومت در برابر کاهش) است؛ از سوی دیگر تغییرات افزایشی و کاهشی در حق‌الزحمه‌های حسابرسی در طی دوره میان‌مدت (دوره‌های زمانی دوساله و سه‌ساله) از روند خاصی تبعیت نمی‌کنند، شاید بتوان این‌گونه استدلال کرد که در کشوری مانند ایران، عواملی مانند تورم در طول دوره‌های زمانی خاصی موجب از بین رفتن روندهای مشخص افزایشی و کاهشی در حق‌الزحمه‌های حسابرسی می‌گردند؛ یافته‌های حاصل از این فرضیه همچنین بیان می‌دارد که در دوره بلندمدت (دوره زمانی چهارساله) چسبندگی حالت عکس می‌یابد و تمایل به کاهش افزوده می‌گردد (چسبندگی رو به پایین)، همچنین تفاوت میان تغییرات افزایشی و کاهشی در طول دوره بلندمدت کاهش می‌یابد، یا به‌عبارتی شدت اثر چسبندگی، کمتر می‌شود. کاهش تفاوت میان تغییرات افزایشی و کاهشی، بیانگر رقابتی بودن بازار خدمات حسابرسی طی دوره بلندمدت مذکور است، زیرا بخش عمده‌ای از این تعدیلات مربوط به آگاهی حسابرسان از حق‌الزحمه‌ای است که مؤسسات حسابرسی رقیب درخواست می‌کنند؛ در نتیجه می‌توان بیان داشت که حق‌الزحمه‌های حسابرسی در بازار رقابتی برای خدمات حسابرسان، کمتر چسبنده هستند. این نتیجه‌گیری با نتایج پژوهش مارتین (1993) همخوانی دارد، وی نیز در پژوهش خود به این نتیجه رسید که قیمت‌ها در بازارهای رقابتی، کمتر چسبنده هستند. از سوی دیگر در بازار رقابتی برای خدمات حسابرسی، حسابرسان فرصت‌طلب مجبورند رفتار فرصت‌طلبانه خود را به منظور از دست ندادن صاحبکار و حفظ کار خود تغییر دهند، و این موضوع موجب معکوس شدن چسبندگی در سال‌های بعد می‌گردد. نتایج به دست آمده از فرضیه اوّل و سوم با نتایج پژوهش ویلرز و همکاران (2014)، مطابقت دارد. با توجّه به یافته‌های پژوهش، حسابرسان و صاحبکاران باید چسبندگی حق‌الزحمه‌ها را کنترل و پیش‌بینی نمایند تا بتوانند رفتار حق‌الزحمه‌های حسابرسی را در طول زمان به‌گونه‌ای مناسب مدیریت کنند؛ شناخت رفتار حق‌الزحمه‌های حسابرسی در بلندمدت، می‌تواند به شناخت آنان از بازار کار حسابرسی و قیمت‌گذاری مناسب خدمات حسابرسی کمک شایانی نماید. حسابرسان با آگاهی از چسبندگی حق‌الزحمه‌های حسابرسی، می‌توانند واکنش صاحبکار را نسبت به تغییر در حق‌الزحمه حسابرسی خود پیش‌بینی نموده و حق‌الزحمه حسابرسی خود را به‌گونه‌ای مدیریت نمایند که کیفیت و استقلال حرفه‌ای آنان حفظ گردد.

 

 

 

 

 

 

---

1- دانشیار گروه حسابداری ، دانشگاه کردستان، کردستان، ایران. (نویسنده مسئول)      [e-mail]

2- کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه کردستان، کردستان، ایران.

---

^[i]. Villiers & Hay & Zhang

^[ii]. Stickiness

^[iii]. The Deliberate Decision Theory

^[iv]. Cost Adjustment Delay Theory

^[v]. Simunic

[vi]. Craswell & el

[vii]. Palmrose

^[viii]. Ferguson & el

^[ix]. Carson

[x]. Choi & el

[xi]. Huang & el

^[xii]. Nicola & Pado

[xiii]. Causholli & el

[xiv]. Ghosh & Lustgarten

[xv]. Ferguson & el

[xvi]. Francis & Wang

[xvii]. Martin

مراجع

1)       ایوبی، رضا، (1392)، "خدمات حسابرسی در ایران: یک بازار و رویاهایی بی‌شمار"، مجله حسابدار رسمی، شماره 24، صص 23-15.

2)       بزرگ اصل، موسی، (1388)، "پیرامون حق‌الزحمه حسابرسی مستقل"، مجله حسابدار، شماره 210، صص 3-3.

3)    بولو، قاسم، الهه معزز، داود خان‌حسینی و محمد نیکونسبتی، (1391)، "بررسی رابطه بین دیدگاه مدیریت و چسبندگی هزینه‌ها در بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه برنامه‌ریزی و بودجه، سال هفدهم، شماره 3، صص 95-79.

4)    تنانی، محسن و محمدرضا نیکبخت، (1389)، "آزمون عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی صورت‌های مالی"، پژوهش‌های حسابداری مالی، سال دوَم، شماره دوَم، شماره پیاپی (4)، صص 132-111.

5)    حجازی، رضوان، روح اله قیطاسی و طالب قیطاسی، (1391)، "اثر اقلام تعهدی و جریان‌های نقدی بر قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی"، فصلنامه تحقیقات حسابداری و حسابرسی، شماره 13، صص 25-1.

6)    جمشیدی اوانکی، کورش، (1389)، "بررسی عوامل مؤثر بر تعیین حق‌الزحمه حسابرسی"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه تهران، دانشکده مدیریت، گروه حسابداری.

7)    رجبی، روح الله و حمزه محمدی خشویی، (1387)، "هزینه‌های نمایندگی و قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی مستقل"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 15، شماره 53، صص 52-35.

8)    سپاسی، سحر، زهرا فتحی و سکینه شیبه، (1393)، "آزمون تجربی چسبندگی هزینه‌ها: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، سال سوّم، شماره 12، صص 177-163.

9)    سرائی، انور، (1392)، "چسبندگی رفتار هزینه‌های اداری، عمومی و فروش با توجّه به تصمیمات مدیران و حباب قیمت"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، دانشکده اقتصاد و حسابداری، گروه حسابداری.

10)  فخر حسینی، سید فخرالدین، اصغر شاه‌مرادی و محمدعلی احسانی، (1391)، "چسبندگی قیمت و دستمزد و سیاست پولی در اقتصاد ایران"، مجله پژوهش‌های رشد و توسعه پایدار، سال دوازدهم، شماره اوَل، صص 30-1.

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

12)  کردستانی، غلامرضا و سید مرتضی مرتضوی، (1391)، "شناسایی عوامل تعیین‌کننده چسبندگی هزینه‌های شرکت‌ها"، مجله پژوهش‌های حسابداری مالی، دوره 4، شماره 3 (13)، صص 32-13.

13)  لوایی، حامد، (1389)، "بررسی رابطه میان اطلاعات حسابداری شرکت و حق‌الزحمه حسابرسی"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، دانشکده اقتصاد و حسابداری، گروه حسابداری.

14)    مختار، نصرالله، (1366)، "اخلاقیات و میزان خدمات حرفه‌ای"، مجله حسابدار، شماره 31، صص 11-3.

15)    مهرانی، ساسان و کوروش جمشیدی اوانکی، (1390)، "عوامل مؤثر بر تعیین حق‌الزحمه حسابرسی"، مجله حسابدار رسمی، شماره 13، صص 77-60.

16)  نمازی، محمد، محمد جواد غفاری و مرضیه فریدونی، (1391)، "تحلیل بنیادی رفتار چسبنده هزینه‌ها و بهای تمام شده با تأکید بر دامنه تغییرات در بورس اوراق بهادار تهران"، مجله پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، پیاپی 3/63، صص 177-151.

17)    همتی، مریم و سعید بیات، (1391)، "بررسی درجه چسبندگی قیمت‌ها"، فصلنامه تازه‌های اقتصاد، شماره 138، صص 65-64.

18)   Carson, E, (2009), ″Industry Specialization by Global Audit Firm Networks″, The Accounting Review, 84 (2), PP. 355-382.

19)   Causholli, M., 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.

20)   Choi, J. H., Kim, J. B., Liu, X. & Simunic, D. A, (2009), ″Cross-Listing Audit Fee Premiums: Theory and Evidence″, The Accounting Review, 84 (5), PP. 1429-1463.

21)   Craswell, A., Francis, J. & Taylor, S, (1995), ″Auditor Brand Name Reputation and Industry Specialization″, Journal of Accounting and Economics, Vol. 20, PP. 297-322.

22)   Ferguson, A., Francis, J. & Stokes, D, (2003), ″The Effects of Firm-Wide and Office-Level Industry Expertise on Audit Pricing″, The Accounting Review, 78 (2), PP. 429-448.

23)   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.

24)   Francis, J. R., Reichelt, K. & Wang, D, (2005), ″The Pricing of National and City-Specific Reputations for Industry Expertise in the US Audit Market″, The Accounting Review,80(1), PP. 113-136.

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

26)   Huang, H. W., Raghunandan, K. & Rama, D, (2009), ″Audit Fees for Initial Audit Engagements before and after SOX″, Auditing: A Journal of Practice & Theory, 28 (1), PP. 171-190.

27)   Martin, C, (1993), ″Price Adjustment and Market Structure″, Economics Letters,41, PP. 43-139.

28)   Nicola, D. & Pado, P, (2013), ″Evidence from Small and Medium Sized Companies Sticky Cost Behavior″, Accounting & Finance Journal, PP. 2-89.

29)   Palmrose, Z. V, (1989), ″The Relation of Audit Contract Type to Fees and Hours″, Accounting Review, 64 (3), PP. 488-499.

30)   Simunic, D, (1980), ″The Pricing of Audit Services: Theory and Evidence″, Journal of Accounting Research, 18 (1), PP. 90-161.

31)   Villiers, C., Hay, D. & Zhang, Z, (2014), ″Audit Fee Stickiness″, Managerial Auditing Journal, 29(1), PP. 2-26

 

 

یادداشت‌ها