آزمون تجربی نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری در حسابرسی نخستین: شواهدی از نحوه تأثیر برخی عوامل محیطی

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 5، دوره 11، شماره 42، مرداد 1398، صفحه 93-122   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

زهره مهدی زاده¹؛ رضا حصارزاده^{* 2}؛ محمود لاری دشت بیاض³

¹- کارشناسی ارشد حسابرسی، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران.

²دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران

³استادیار گروه حسابداری، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران.

چکیده

قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین و تأثیر آن بر استقلال و کیفیت حسابرسی، همواره مورد توجه بازار سرمایه، نهادهای ناظر و نهادهای حرفه حسابرسی بوده است. در رابطه با قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین، دو نظریه رقیب وجود دارد. نظریه اول حامی وقوع پدیده نرخ شکنی و نظریه دوم مخالف وقوع پدیده نرخ شکنی می‌باشد. هدف اصلی این پژوهش بررسی وقوع یا عدم وقوع پدیده نرخ شکنی با توجه به عواملی همچون نوع شرکت صاحبکار، میزان رقابت و طبقه شرکت‌های بورسی می‌باشد. جامعه آماری شامل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. برای آزمون فرضیه‌ها از تکنیک رگرسیون چندگانه استفاده شده است. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که نوع شرکت صاحبکار و طبقه شرکت‌های بورسی در قدرت تبیین نظریه‌های رقیب مؤثر نبوده و در تمامی موارد، پدیده نرخ شکنی به صورت معناداری وجود دارد. در عوض، میزان رقابت تا میزان قابل ملاحظه‌ای در قدرت تبیین نظریه‌ها مؤثر می‌باشد. بدین صورت که با افزایش رقابت، پدیده نرخ شکنی کاهش می‌یابد.
Initial audit pricing and its impacts on independence and audit quality have great of interest in capital markets, supervisory legislations and audit profession institutions. There are two competing theories regarding the initial audit pricing. The first theory supports low-balling phenomenon while the second theory is against low-balling. The main objective of the current study is to investigate the occurrence/ non-occurrence of low-balling due to factors such as the type of client's company, the degree of competition and classification for listed Companies. The statistical population includes all companies listed on the Tehran Stock Exchange and Iranian's non-listed companies. Multiple regression techniques employed to test the hypotheses. Result shows that the type of client's company and classification for listed Companies do not affect the power of expressing the competing theories and low-balling phenomenon significantly exists in all cases. Instead, the degree of competition considerably affects the power of expressing the competing theories. With the increase in competition, low-balling decreases.
 
Keywords: Pricing Competing Theories, Audit Fees, Initial Audit Engagements, Low-Balling.

کلیدواژه‌ها

نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری؛ حق‌الزحمه حسابرسی؛ حسابرسی نخستین؛ پدیده نرخ شکنی

اصل مقاله

آزمون تجربی نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری در حسابرسی نخستین: شواهدی از نحوه تأثیر برخی عوامل محیطی

 

 

 

تاریخ دریافت: 16/01/1398            تاریخ پذیرش: 18/03/1398

زهره مهدی‌زاده[1]

رضا حصارزاده[2]

محمود لاری دشت بیاض[3]

              

چکیده

قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین و تأثیر آن بر استقلال و کیفیت حسابرسی، همواره مورد توجه بازار سرمایه، نهادهای ناظر و نهادهای حرفه حسابرسی بوده است. در رابطه با قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین، دو نظریه رقیب وجود دارد. نظریه اول حامی وقوع پدیده نرخ شکنی و نظریه دوم مخالف وقوع پدیده نرخ شکنی می‌باشد. هدف اصلی این پژوهش بررسی وقوع یا عدم وقوع پدیده نرخ شکنی با توجه به عواملی همچون نوع شرکت صاحبکار، میزان رقابت و طبقه شرکت‌های بورسی می‌باشد. جامعه آماری شامل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. برای آزمون فرضیه‌ها از تکنیک رگرسیون چندگانه استفاده شده است. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که نوع شرکت صاحبکار و طبقه شرکت‌های بورسی در قدرت تبیین نظریه‌های رقیب مؤثر نبوده و در تمامی موارد، پدیده نرخ شکنی به صورت معناداری وجود دارد. در عوض، میزان رقابت تا میزان قابل ملاحظه‌ای در قدرت تبیین نظریه‌ها مؤثر می‌باشد. بدین صورت که با افزایش رقابت، پدیده نرخ شکنی کاهش می‌یابد.

 

واژه‌های کلیدی: نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری، حق‌الزحمه حسابرسی، حسابرسی نخستین، پدیده نرخ شکنی.

1- مقدمه

یکی از نگرانی‌های عمومی که نظر نهادهای حرفه‌ای را به خود جلب کرده است، رقابت بیش از حد حسابرسان بر سر تصاحب کار و وقوع پدیده نرخ شکنی[i]در حق‌الزحمه حسابرسی نخستین می‌باشد) کمیته اخلاق حرفه‌ای حسابداران خبره[ii]، 1992). بررسی پژوهش‌های صورت گرفته در خصوص چگونگی قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین و سال‌های بعدی دوره تصدی نشان می‌دهد که در این زمینه حداقل دو نظریه متفاوت وجود دارد. این نظریه‌ها، با عنوان نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین، توسط دی آنجلو [iii](1981) و دای[iv] (1991) به شرح زیر بیان شده است:

بر اساس نظریه دی‌آنجلو (1981) از آنجا که تغییر حسابرس برای صاحبکار و حسابرس جدید هزینه‌بر خواهد بود، لذا تمایلی برای تغییر حسابرس وجود ندارد و حسابرسان فعلی می‌توانند از این موضوع بهره جویند، چرا که در سال‌های آتی بدون واهمه از تغییر می‌توانند حق‌الزحمه بیش‌تری (شبه منافع آتی) را طلب نمایند. بنابراین حسابرسان تلاش می‌کنند با ارائه تخفیف در حق‌الزحمه حسابرسی نخستین، کار را در شرایط رقابتی به دست آورند تا از منافع آن در سال‌های آتی بهره جویند. با این وصف، حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به سال‌های آتی کم‌تر می‌باشد.

در مقابل، دای (1991) با نقد نظریه دی‌آنجلو، افزایش قدرت چانه‌زنی صاحبکار و افشای حق‌الزحمه حسابرسی در صورت‌های مالی را مانع پدیده نرخ شکنی می‌داند. همچنین از آنجا که حسابرس در حسابرسی نخستین زمان بیش‌تری را صرف می‌نماید، لذا حسابرس در حسابرسی نخستین حق‌الزحمه بیش‌تری را طلب می‌کند. اما در سال‌های آتی به دلیل کاهش زمان صرف شده، حق‌الزحمه نیزکاهش می‌یابد (ترنر[v]، 2002؛ فلانگین[vi]، 2002). با این وصف، حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه سال‌های آتی بیش‌ترمی‌باشد.

بررسی شواهد تجربی حاصل از تحقیقات گذشته پیرامون دو نظریه رقیب یادشده، حاکی از آن است که حسب شرایط مختلف، این دو نظریه، می‌توانند قدرت تبیین‌کنندگی متفاوتی داشته باشند. برای مثال در آمریکا، پژوهش‌ها شواهدی از وجود پدیده نرخ شکنی در حسابرسی نخستین و بعبارتی قدرت تبیین نظریه دی‌آنجلو را نشان می‌دهند (سیمون[vii] و فرانسیس[viii]، 1988؛ اترج[ix] و گرینبرگ[x]، 1990). در مقابل، در استرالیا اکثر پژوهش‌ها شواهدی از عدم وجود پدیده نرخ شکنی در حسابرسی نخستین و قدرت تبیین نظریه دای را نشان می‌دهند (فرانسیس، 1984؛ باترورث[xi] و هگتون[xii]، 1995). در واقع، نتایج متناقض ناشی از پژوهش‌های موجود، احتمال تأثیر شرایط محیطی را بر چگونگی قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین (قدرت تبیین هر یک از نظریه‌های رقیب) تقویت می‌کند.

به طور کلی، پژوهش‌های پیشین، موضوع وقوع پدیده نرخ شکنی را به صورت کلی و بدون توجه به تأثیرعوامل محیطی بر وقوع یا عدم وقوع پدیده نرخ شکنی بررسی نموده‌اند. همچنین بیش‌تر پژوهش‌های پیشین بر یکی از نظریه‌های رقیب متمرکز بوده‌اند. پژوهش حاضر علاوه بر در نظر گرفتن تأثیر عوامل محیطی با اهمیت شامل سطح رقابت در ارائه خدمات حسابرسی، نوع شرکت صاحبکار و طبقه شرکت بورسی، هر دو نظریه را به صورت همزمان مورد واکاوی قرار می‌دهد.

 

2- مبانی نظری، پیشینه و فرضیه‌های تحقیق

2-1- حق‌الزحمه حسابرسی

حق‌الزحمه حسابرسی جزئی مهم از تعاملات حسابرسی و مسلماً بخشی حیاتی از روند تغییر حسابرس محسوب می‌گردد (کیسر[xiii] و ویلسون[xiv]، 2016). شواهد تجربی نشان می‌دهد که رابطه قوی و دو طرفه بین حق‌الزحمه حسابرسی و تغییر حسابرس وجود دارد. صاحبکاران اغلب به دلیل بالا بودن حق‌الزحمه حسابرس فعلی و یا زمانی که انتظار کاهش حق‌الزحمه حسابرسی در حسابرسی نخستین را داشته باشند، اقدام به تغییر حسابرس می‌کنند (کمیسیون رقابت[xv]، 2012). بنابراین ارائه تخفیف در حق‌الزحمه حسابرسی نخستین از سوی حسابرس به منظور برآورده کردن تمایلات صاحبکار و تصاحب قرارداد حسابرسی قابل درک می‌باشد.

بررسی متون حسابرسی در خصوص چگونگی قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین و سال‌های بعدی دوره تصدی نشان می‌دهد که در این زمینه حداقل دو نظریه متفاوت وجود دارد. نظریه‌های مذکور توسط دی‌آنجلو (1981) و دای (1991)، به شرح زیر بیان شده است:

دی‌آنجلو (1981) معتقد است هزینه‌های بالای تغییر حسابرس و نیز هزینه‌های بالای شناخت اولیه، باعث ایجاد مزیت رقابتی برای حسابرس فعلی نسبت به حسابرسان رقیب می‌گردد (بردار 1 در شکل یک را ببینید) و این مزیت رقابتی به حسابرس فعلی اجازه می‌دهد که حق‌الزحمه‌های آتی را بالاتر از هزینه‌های قابل اجتناب قرارداد حسابرسی تعیین کند (بردار 2 در شکل یک) و از این طریق منافع خود را تأمین نماید. با آگاهی از این مزیت رقابتی، در بازار رقابتی خدمات حسابرسی، حسابرسان برای تصاحب کار، مبلغ قرارداد حسابرسی نخستین را با تخفیف ارائه می‌نمایند (بردار 3-الف و 3-ب در شکل یک). به این پدیده در حوزه حسابرسی، نرخ شکنی می‌گویند. بنابراین بر اساس نظریه دی‌آنجلو (1981)، انتظار می‌رود که مبلغ حق‌الزحمه حسابرسی نخستین کم‌تر از مبلغ حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های آینده دوره تصدی حسابرسی باشد.

 

 

شکل 1- نظریه دی آنجلو

منبع: بر گرفته از تحلیل‌های دی آنجلو، 1981

 

دای (1991) معتقد است تخفیف ارائه شده در مبلغ حق‌الزحمه حسابرسی نخستین، تابع قدرت چانه‌زنی (و نه مزیت رقابتی) می‌باشد (شکل دو را ببینید). برای مثال چنانچه صاحبکار دارای قدرت چانه زنی باشد (بردار 1 شکل دو)، آن‌گاه احتمال عدم پرداخت حق‌الزحمه‌های آتی اضافی توسط صاحبکار بیش‌تر می‌شود (بردار 2 در شکل دو) و لذا حسابرس نمی‌تواند به امید بازیافت حق‌الزحمه‌های آتی، اقدام به نرخ شکنی نماید (بردار 3 شکل دو).

از طرف دیگر، دای (1991) به اثر افشا و عدم افشای شبه منافع بر وقوع پدیده نرخ شکنی اشاره می‌نماید. چرا که مشاهده شبه رانت‌ها (حق‌الزحمه بیش‌تر) بر نگرش استفاده‌کنندگان برون‌سازمانی نسبت به استقلال حسابرس اثر سویی دارد. در نتیجه دای استدلال می‌کند که افشای حق‌الزحمه (بردار 4- الف در شکل دو) منجر به حذف شبه رانت‌ها (بردار 2 در شکل دو) و نهایتاً باعث حذف پدیده نرخ شکنی می‌شود (بردار 3 در شکل دو). همچنین دای بیان می‌کند عدم افشای حق‌الزحمه، برای حسابرسان فرصت مناسبی است و حسابرسان به راحتی می‌توانند مبلغ تخفیف ارائه شده در حسابرسی نخستین را از طریق افزایش حق‌الزحمه در سال‌های آتی جبران نمایند. بنابراین عدم افشا باعث ایجاد شبه رانت (بردار 4- ب در شکل دو) و به دنبال آن وقوع پدیده نرخ شکنی می‌گردد (بردار 5 در شکل دو).

 

 

 

شکل 2- نظریه دای

منبع: برگرفته از تحلیل‌های دای، 1991

 

با توجه به توضیحات پیش گفته و همچنین با در نظر داشتن این نکته که در ایران، اغلب حق‌الزحمه حسابرسی در صورت‌های مالی افشا می‌شود، بنابراین با توجه به شکل 2 انتظار می‌رود بخشی از نظریه دای (بخش مشخص شده از طریق خطوط ممتد) نسبت به بخش دیگر (بخش نقطه چین) قدرت تبیین‌کنندگی بیش‌تری داشته باشد. به طور کلی بر اساس نظریه دای (1991)، انتظار می‌رود که مبلغ حق‌الزحمه حسابرسی نخستین بیش‌تر از مبلغ حق الزحمه حسابرسی سال‌های آینده دوره تصدی حسابرسی باشد.

به طور کلی نمودار زیر روند قیمت‌گذاری حق‌الزحمه حسابرسی را طبق دو نظریه یاد شده نشان می‌دهد:

 

 

 

 

نمودار 1- روند نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین

منبع: دی آنجلو، 1981؛ برگرفته از تحلیل‌های دای، 1991

 

 

در نمودار 1، A هزینه حسابرسی، A₁ هزینه حسابرسی نخستین، K هزینه راه‌اندازی برای حسابرس به علاوه هزینه تغییر حسابرس برای صاحبکار، خط نقطه چین روند حق‌الزحمه براساس نظریه دی‌آنجلو (1981) و خط ممتد روند حق‌الزحمه براساس نظریه دای (1991)، را نشان می‌دهد.

 

 

2-2- پیشینه پژوهش

پژوهش‌های زیادی در کشورهای مختلف پیراموان حق‌الزحمه حسابرسی و از جمله ایران (برای مثال، دیانتی و بیاتی، 1394؛ حیدرپور و جعفری، 1395؛ مشایخی و همکاران، 1395) انجام شده است. اما نتایج این پژوهش‌ها شواهد جامعی در خصوص پدیده نرخ شکنی فراهم نمی‌آورد. به منظور تلخیص نتایج پژوهش‌ها و نمایش تصویر کلی از آن‌ها، نتایج در قالب جدول 1 خلاصه می‌شود.

 

 

 

 

 

 

جدول 1- نتایج پژوهش‌های تجربی قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین

کشور/ محققان	سال انتشار	دوره زمانی پژوهش	شواهد نشان دهنده وقوع پدیده نرخ شکنی...	با نظریه ..... همخوانی دارد.
استرالیا
فرانسیس	1984	1978- 1974	نمی‌باشد	دای
باترورت و هگتون	1995	1988- 1987	نمی‌باشد	دای
کراس‌ول [xvi]و فرانسیس	1999	1987- 1985	به صورت ترکیبی می‌باشد*	دای و دی‌آنجلو
انگلستان
پونگ[xvii] و ویتنگتون[xviii]	1994	1988- 1981	به صورت ترکیبی می‌باشد**	دای و دی آنجلو
گرگوری [xix]و کولییر[xx]	1996	1991	می‌باشد	دی آنجلو
پیل[xxi]	2013	2010- 2007	به صورت ترکیبی می‌باشد***	دای و دی‌آنجلو
آمریکا
سیمون و فرانسیس	1988	1984- 1979	می‌باشد	دی‌آنجلو
اتردجو گرینبرگ	1990	1987- 1983	می‌باشد	دی آنجلو
گوش[xxii]و لوستگارتن[xxiii]	2005	2003- 2000	می‌باشد	دی آنجلو
سانکاراگوراسوامی[xxiv] و ویزنانت[xxv]	2009	2008- 2000	می‌باشد	دی آنجلو
استنلی[xxvi]و همکاران	2015	2009- 2000	می‌باشد	دی آنجلو
آلمان
بیگوس [xxvii]و زیمرمن[xxviii]	2009	2005	نمی‌باشد	دای
کهلر[xxix]و همکاران	2010	2007- 2005	می‌باشد	دی آنجلو
وایلد[xxx]	2010	2008- 2005	به صورت ترکیبی می‌باشد****	دای و دی آنجلو
کراب[xxxi] و همکاران	2014	2011- 2005	می‌باشد	دی آنجلو
ایران
عزیزخانی و آقا بیگی	1392	1388- 1379	نمی‌باشد	تا حدودی دای*****

^* وقوع پدیده نرخ شکنی تنها در صورتی رخ می‌دهد که تغییر حسابرس از مؤسسات حسابرسی غیر بزرگ به مؤسسات حسابرسی بزرگ باشد.

^**پدیده نرخ شکنی فقط در حسابرسی‌های انجام شده توسط مؤسساتی غیراز هشت مؤسسه بزرگ حسابرسی رخ داده است.

^*** تنها در صورتیکه صاحبکار مؤسسه حسابرسی بزرگ باشد پدیده نرخ شکنی رخ می‌دهد.

^****تنها در صورتی‌که شرکت‌ها حسابرس خود را به چهار مؤسسه بزرگ حسابرسی تغییرداده باشند، پدیده نرخ شکنی رخ می‌دهد.

^***** این یافته‌ها مبتنی بر داده‌های سطح کل بازار و بدون در نظر گرفتن عوامل محیطی می‌باشد. همچنین یافته‌ها نشان دهنده عدم وقوع نرخ شکنی در حسابرسی نخستین می‌باشد. اما رابطه معناداری بین حق‌الزحمه و حق‌الزحمه‌های سال‌های آتی مشاهده نمی‌شود.

با توجه به جدول 1 مشخص می‌گردد که در کشورهای مختلف و حتی در برخی از کشورها طی دوره زمانی مختلف، نتایج حامی نظریه‌های متفاوت می‌باشند. شاید بتوان یکی از دلایل نتایج متناقض را عدم توجه به یکسری از عوامل دانست که طی زمان یا مکان تغییر می‌کنند. به‌طورکلی، عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی به دو گروه عوامل مربوط به عرضه‌کنندگان خدمات حسابرسی و عوامل مربوط به متقاضیان خدمات حسابرسی تقسیم می‌شود. در پژوهش حاضر سعی شده است از مجموعه این عوامل، عواملی مورد بررسی قرار گیرد که از لحاظ قدرت چانه‌زنی و رقابت متفاوت باشند. لذا بررسی تأثیر عواملی همچون نوع شرکت صاحبکار، میزان رقابت و طبقه شرکت بورسی بر قدرت تبیین نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین مسأله پیش رو در این پژوهش است.

 

2-3- تحلیل در بافتار بازار بورس و فرابورس

با توجه به شرایط پذیرش شرکت‌ها در بازار بورس ایران مشاهده می‌شود که حداقل سرمایه ثبت شده، حداقل تعداد سهامداران و نسبت حقوق صاحبان سهام به کل دارایی به ترتیب 1000 میلیارد ریال، 1000 نفر و 30% می‌باشد (سازمان بورس اوراق بهادار، 1386). این در حالی است که شرایط پذیرش شرکت‌ها در فرابورس ایران در رابطه با این موارد به ترتیب 10 میلیارد ریال، 200 نفر و 15% می‌باشد (سازمان بورس اوراق بهادار، 1388). همچنین بدیهی است که سایر شرکت‌های ثبت شده نزد سازمان (ناشران غیربورسی و غیرفرابورسی) و ثبت نشده نزد سازمان نیز از شرکت‌های فرابورسی کوچک‌تر می‌باشند. لذا می‌توان نتیجه گرفت که شرکت‌های بورسی نسبت به شرکت‌های غیربورسی (فرابورسی، ثبت شده نزد سازمان و ثبت نشده نزد سازمان) بزرگ‌تر می‌باشند.

 شرکت‌های بزرگ‌تر به دلیل داشتن حجم معاملات بیش‌تر و مانده حساب‌های بزرگ‌تر به زمان بیش‌تری برای رسیدگی نیاز دارند (سیمونیک[xxxii]، 1980؛ دی‌فوند[xxxiii] و همکاران، 2000؛ های[xxxiv] و همکاران، 2006). لذا با افزایش اندازه شرکت صاحبکار، حق‌الزحمه حسابرسی نیز افزایش می‌یابد (نیک بخت و تنانی، 1389). بنابراین مؤسسات حسابرسی برای کسب منافع مورد انتظار صاحبکاران بزرگ با هم به رقابت می‌پردازند (بامول[xxxv]، 1982). با این وصف انتظار وقوع پدیده نرخ شکنی در حق‌الزحمه حسابرسی نخستین در این نوع شرکت‌ها وجود دارد (همخوانی با نظریه دی‌آنجلو).

پیل (2013) در پژوهشی به بررسی قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین پرداخته است. نتایج پژوهش حاکی از آن است که همواره حسابرسی نخستین در شرکت‌های بزرگ با تخفیف همراه است و شواهدی از بهبود مبلغ حق‌الزحمه در دوره‌های آتی نیز به چشم می‌خورد (حامی نظریه دی‌آنجلو). علاوه بر موارد مذکور این پژوهش نشان می‌دهد از آنجا که حسابرسی شرکت‌های کوچک منافع نسبتاً کمی را برای حسابرس به دنبال دارد لذا رغبت کم‌تری برای جذب حسابرسی این نوع شرکت‌ها وجود دارد. در نتیجه مشتریان کوچک‌تر از تخفیفات این تغییرات بهره‌ای نمی‌برند (حامی نظریه دای). بنابراین با توجه به مطالب ارائه شده فرضیه‌های زیر قابل توضیح است:

فرضیه 1: در شرکت‌های بورسی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی پایین‌تر است.

فرضیه 2: در شرکت‌های غیربورسی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی بالاتر است.

با رشد رقابت در حرفه، مؤسسات حسابرسی ضرورت ارائه خدمات با کیفیت هر چه بهتر و بهای کم‌تر به بازار را بیش‌تر دریافته‌اند. لذا برای رقابت بر پایه‌ای به غیر از کیفیت و متفاوت کردن خدمات، مؤسسات حسابرسی به دنبال بهینه نمودن حق‌الزحمه خود و بهترین پیشنهادها برای آن هستند. بدین ترتیب که هم درآمد خود را حداکثر سازند و هم کار را در شرایط رقابتی از دست ندهند (چوی[xxxvi] و همکاران، 2008).

جانستون[xxxvii]، بدارد[xxxviii] و اترج (2004) به این نتیجه رسیدند که در وضعیت رقابتی، ارتباط معنادارتری بین محرک‌های هزینه و تلاش برنامه‌ریزی شده وجود دارد. همچنین در وضعیت رقابتی، با افزایش تلاش برنامه‌ریزی شده، حق‌الزحمه حسابرسی کاهش می‌یابد. بنابراین، انتظار می‌رود که در فضای رقابتی حق‌الزحمه‌های حسابرسی نخستین کم‌تر از حق‌الزحمه‌های سال‌های آتی باشد (همخوانی با نظریه دی آنجلو).

لونتیس[xxxix]، ویتمن[xl] و کارامانیس[xli] (2011) با در نظر گرفتن هزینه حسابرسی شرکت‌ها به عنوان هزینه نمایندگی به بررسی رابطه بین رقابتی بودن بازار محصول و هزینه‌های نمایندگی در یونان پرداختند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که ساعات انجام حسابرسی و همچنین هزینه حسابرسی دارای یک رابطه معکوس و معنادار با رقابتی بودن بازار محصول می‌باشد. به عبارت دیگر، رقابتی بودن بازار محصول باعث کاهش هزینه حسابرسی به عنوان نمادی از هزینه‌های نمایندگی می‌گردد (حامی نظریه دی‌آنجلو). با توجه به مطالب ذکر شده فرضیه‌های زیر مطرح می‌گردد:

فرضیه 3: در فضای رقابتی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی پایین‌تر است.

فرضیه 4: در فضای کم‌تر رقابتی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی بالاتر است.

کاسترلا[xlii]، فرانسیس، لویس [xliii]و والکر (2004) حق‌الزحمه اضافی را تنها برای مشتریان کوچک مشاهده کردند، زیرا این مشتریان قدرت چانه‌زنی کم‌تری دارند. همچنین هرچه اندازه شرکت‌های تحت حسابرسی بزرگ‌تر می‌شود حق‌الزحمه حسابرسی کاهش می‌یابد، زیرا قدرت چانه زنی آن‌ها افزایش می‌یابد.

کارسون[xliv] و فارگر[xlv] (2007) نیز با تمرکز بر قدرت چانه‌زنی در حوزه حق‌الزحمه حسابرسان متخصص در یک صنعت دریافتند که شرکت‌های صنعتی کوچک بر عکس شرکت‌های صنعتی بزرگ حق‌الزحمه حسابرسان را متناسب با تخصص صنعتی آن‌ها می‌پردازند و معتقدند شرکت‌های بزرگ، قدرت چانه‌زنی بالایی دارند و این مزیت سبب می‌شود که حق‌الزحمه بالای ناشی از تخصص صنعتی حسابرسان را خنثی کنند.

واضح است که مبنای تعیین و ارزیابی حق‌الزحمه حسابرسی، ساعات کار بودجه شده از سوی حسابرس است؛ اما آنچه امروزه مرسوم است، توان چانه‌زنی تعیین کننده بهای این خدمت ارزنده است (احمدزاده، 1391). در واقع توان چانه‌زنی، توانایی نسبی شرکت‌ها در اعمال نفوذ در یکدیگر و توانایی اثرگذاری در شرایط معاملات تعریف شده است (کردستانی و غلامی روچی، 1392).

از طرف دیگر، ماده 6 دستورالعمل طبقه‌بندی مؤسسات حسابرسی و اشخاص موضوع ماده 10 دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس اوراق بهادار بیان می‌دارد، «شرکت مکلف است با توجه به طبقه خود که بر حسب معیارهای ذکر شده در ماده 5 تعیین می‌شود، حسابرس مستقل و بازرس قانونی را از میان مؤسسات حسابرسی معتمد که در همان طبقه یا طبقات بالاتر قرار دارند، انتخاب نماید» (سازمان بورس اوراق بهادار، 1391). بنابراین می‌توان گفت که در انجام حسابرسی شرکت‌هایی که طبقه بالاتری دارند رقابت بین مؤسسات حسابرسی کم‌تر می‌باشد چرا که مؤسسات حسابرسی کم‌تری قادر به حسابرسی آن شرکت‌ها می‌باشند.

بنابراین با توجه به نتایج پژوهش‌های مذکور و اینکه شرکت‌های بورسی با طبقه بالاتر از توان چانه‌زنی بالاتری نسبت به شرکت‌های بورسی با طبقه پایین برخوردار هستند و همچنین با افزایش طبقه شرکت، رقابت بین مؤسسات حسابرسی معتمد بورس کاهش می‌یابد. بنابراین بیان فرضیه‌های زیر منطقی به نظر می‌رسد:

فرضیه 5: در شرکت‌های بورسی با طبقه بالا، حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی بالاتر است.

فرضیه 6: در شرکت‌های بورسی با طبقه پایین، حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی پایین‌تر است.

در توضیح فرضیه‌های فوق، چنانچه رابطه بین حق‌الزحمه حسابرسی و حسابرسی نخستین منفی باشد، نشان دهنده وقوع پدیده نرخ شکنی و در نتیجه تأیید کننده نظریه دی آنجلو (1981) می‌باشد. اما چنانچه رابطه مذکور مثبت باشد، بالاتر بودن حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق الزحمه‌های سال‌های آتی را نشان می‌دهد که با نظریه دای (1991) همخوانی دارد.

 

3- روش پژوهش

جامعه آماری این پژوهش شامل کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و شرکت‌های غیر بورسی ایران می‌باشد که شرایط زیر را دارا باشند: الف) عضو شرکت‌های مالی (مثل بانک‌ها و مؤسسات بیمه) و شرکت‌های سرمایه‌گذاری نباشند. ب) در فاصله زمانی 1388 الی 1393 جزء شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران یا شرکت‌های غیربورسی ایران بوده باشند و پ) کلیه داده‌های مورد نیاز تحقیق برای آن شرکت‌ها در طی دوره زمانی تحقیق، موجود و در دسترس باشد.

منظور از شرکت‌های غیربورسی در این پژوهش تمامی شرکت‌های پذیرفته شده در فرابورس ایران، ثبت شده نزد سازمان (ناشر غیربورسی و غیرفرابورسی) و ثبت نشده نزد سازمان می‌باشد، که اطلاعات آن‌ها در شبکه کدال قابل رویت می‌باشد. با مد نظر قرار دادن محدودیت‌های فوق، جامعه آماری این تحقیق شامل 997 سال- شرکت می‌باشد. از آنجا که کاهش نمونه منجر به تحت الشعاع قرار گرفتن کل نتایج می‌گردد بنابراین کل جامعه در دسترس، مورد بررسی قرارگرفته است.

 

4- مدل مورد استفاده در پژوهش

برای آزمون پژوهش همانند آزمون پیل (2013) از الگوی رگرسیون چندگانه زیر برای آزمون فرضیه‌های پژوهش استفاده شده است:

 

) (1	LNAFEE = β0 + β1LNILit + β2INVRECit + β3LOSSit + β4TLTAit + β5CURRENTit + β6QUALit + β7RETSALit + β8FAILit + β9BUSYit + β10BIGit + β11ADDRESS + β12TYPEFEE + ∑β13INDUSjit + ∑β14YEARkit + β15SWITCHit + it

 

که در آن LNAFEE، لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه حسابرسی؛ LNIL، لگاریتم طبیعی متوسط ارزش دفتری دارایی‌ها و فروش؛ INVREC، نسبت مجموع موجودی کالا و حساب‌های دریافتنی به جمع دارایی‌ها؛ LOSS، یک اگر شرکت زیان ده باشد، صفر در غیر این صورت؛ TLTA، نسبت جمع بدهی‌ها به جمع دارایی‌های پایان سال؛ CURRENT، نسبت دارایی‌های جاری به بدهی‌های جاری؛ QUAL، یک اگر شرکت گزارش حسابرسی تعدیل شده داشته باشد، صفر در غیر این صورت؛ RETSAL، نسبت سود عملیاتی به فروش‌ها؛ FAIL، یک اگر شرکت مشمول ماده 141 باشد، صفر در غیر این صورت؛ BUSY، یک اگر پایان سال شرکت 29 اسفند باشد، صفر در غیر این صورت؛ BIG، یک اگرمؤسسه حسابرسی در رتبه الف جامعه حسابداران رسمی جای گرفته باشد صفر در غیر این صورت؛ ADDRESS، اگر دفتر مرکزی مؤسسه حسابرسی در تهران باشد، صفر در غیر این صورت؛ TYPEFEE، یک اگر حق‌الزحمه حسابرسی تنها مربوط به خدمات حسابرسی باشد، صفر در غیر این صورت؛ INDUS_j، یک اگر متغیر مربوط به صنعت j ام باشد، صفر در غیر این صورت؛ YEAR_k، یک اگر متغیر مربوط به سال k ام باشد، صفر در غیر این صورت؛ SWITCH، یک اگر حسابرس تغییر کرده باشد (حسابرسی نخستین باشد)، صفر در غیر این صورت؛ i نماد شرکت مورد نظر و t نماد سال مورد نظر است.

 

5- اندازه گیری متغیرهای تحقیق

5-1- متغیر وابسته

متغیر وابسته این پژوهش، حق‌الزحمه حسابرسی است که برای محاسبه آن همچون پژوهش‌های پیشین (کارسون و همکاران، 2012؛ کوه[xlvi]، تانگ[xlvii] و ژو[xlviii]، 2016؛ رجبی و محمدی خشوئی، 1387; نیک‌بخت و تنانی، 1389 و واعظ، احمدی و رشیدی باغی، 1393) از لگاریتم طبیعی حق الزحمه حسابرسی استفاده شده است. همچنین اطلاعات مربوط به حق‌الزحمه حسابرسی از یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی بخش هزینه‌های اداری استخراج شده است.

 

5-2- متغیر مستقل

در این پژوهش، برای آزمون فرضیه‌های پژوهش همانند پژوهش پیل (2013) از متغیر مصنوعی SWITCH استفاده شده است. بدین ترتیب که اگر حسابرس نسبت به سال قبل تغییر کرده باشد یک و در غیر این صورت صفر در نظر گرفته شده است. استفاده از این متغیر مصنوعی، امکان بررسی چگونگی قیمت‌گذاری حق‌الزحمه حسابرسی نخستین و سنوات بعد از حسابرسی نخستین را فراهم می‌آورد.

 

5-3- متغیرهای کنترلی

متغیرهای کنترل مورد استفاده در این پژوهش بر اساس نتایج پژوهش‌ها در زمینه عوامل تأثیرگذار بر حق‌الزحمه حسابرسی انتخاب گردیده و به عنوان معیارهایی برای اندازه‌گیری اندازه صاحبکار، پیچیدگی عملیات، ریسک تجاری صاحبکار و سایر موارد می‌باشند (سیمونیک، 1980؛ هی و همکاران، 2006؛ و هوانگ[xlix] و همکاران، 2009). پونگ و ویتینگتون (1994)، رسیدگی به معاملات و تأیید دارایی‌ها را دو بعد گسترده حسابرسی برمی‌شمارند، که منطقاً بر حق‌الزحمه حسابرسی تأثیرگذار می‌باشند. بنابراین در این پژوهش همچون پژوهش پورحیدری و گل‌محمدی شورکی (1394)، از متغیر لگاریتم طبیعی متوسط ارزش دفتری دارایی‌ها و فروش (LNIL) برای سنجش اندازه شرکت استفاده شده است. پژوهش‌های قبلی (سیمونیک، 1980؛ دی فوند و همکاران، 2000؛ هی و همکاران، 2006) نشان داده‌اند که شرکت‌های بزرگ‌تر به دلیل داشتن حجم معاملات بیش‌تر و مانده حساب‌های بزرگ‌تر، نیازمند زمان بیش‌تری برای رسیدگی می‌باشند. بنابراین انتظار وجود رابطه مثبت بین این متغیر و حق‌الزحمه حسابرسی وجود دارد.

هی و همکاران (2006) نشان دادند که با افزایش پیچیدگی عملیات صاحبکار، زمان و تخصص بیش‌تری برای حسابرسی آن لازم است. در این پژوهش، برای اندازه‌گیری پیچیدگی عملیات همانند، پژوهش هی و همکاران (2006) از نسبت مجموع موجودی کالا و حساب‌های دریافتنی به جمع دارایی‌ها (INVREC) استفاده شده و انتظار می‌رود که این متغیر رابطه مثبتی با حق الزحمه حسابرسی داشته باشد.

نایمی[l] (2002) نشان داد که حتی با محدود بودن ریسک حقوقی، ریسک تجاری صاحبکار بر حق‌الزحمه حسابرسی تأثیرگذار است. بر این اساس، در این پژوهش همانند مطالعه نایمی (2002) از متغیرهای سودآوری (LOSS)؛ اهرم مالی (TLTA) و نسبت جاری (CURRENT) برای اندازه‌گیری قسمتی از ریسک تجاری صاحبکار استفاده شده است. همچنین با پیروی از پژوهش پالمروس[li] (1986) متغیر QUAL و پژوهش چان[lii] و همکاران، (1993) و فرس[liii] (1997) متغیر RETSAL نیز برای سنجش ریسک تجاری صاحبکار به مدل افزوده شده است و از آنجا که احتمال ورشکستگی، ریسک حسابرسی را افزایش می‌دهد و بعبارتی در حق‌الزحمه مؤثر می‌باشد لذا متغیر FAIL نیز در مدل گنجانده شده است (بیتی[liv]، 1993؛ کلاتورثی[lv] و پیل، 2007).

از متغیر فصل شلوغی کار (BUSY) برای کنترل محدودیت پرسنلی مؤسسات حسابرسی در فصل شلوغی کار استفاده شده است. انتظار می‌رود که میزان حق‌الزحمه حسابرسی شرکت‌های با پایان سال مالی در دوره شلوغی کار حسابرسی، بالاتر از حق‌الزحمه حسابرسی سایر شرکت‌ها باشد (چنی[lvi]، جتر[lvii] و شیوکمار[lviii]، 2004). از آنجا که پایان سال مالی بسیاری از شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران 29 اسفند می‌باشد، انتظار می‌رود که در این مقطع تقاضا برای حسابرسی مستقل صورت‌های مالی بیش‌تر از مقاطع زمانی دیگر باشد. بنابراین، در این پژوهش از متغیر BUSY برای شناسایی شرکت‌هایی که پایان سال مالی آن‌ها 29 اسفند است، استفاده شده و رابطه‌ای مثبت بین این متغیر و حق‌الزحمه حسابرسی پیش بینی می‌شود.

پژوهش‌های فراوانی وجود رابطه میان نوع حسابرس و حق‌الزحمه حسابرسی را نشان داده‌اند (سیمونیک، 1980؛ هی و همکاران، 2006؛ کارسون و همکاران، 2012). نتایج این پژوهش‌ها نشان می‌دهد که مؤسسات بزرگ بین‌المللی حسابرسی، حق‌الزحمه بالاتری را نسبت به سایر مؤسسات دریافت داشته و این حق‌الزحمه اضافی مربوط به نام تجاری و یا قدرت بازار این مؤسسات می‌باشد (کامرمن[lix]، 2005). بنابراین با توجه به بازار حسابرسی ایران از متغیر BIG جهت کنترل این مورد استفاده شده است.

همچنین به منظور کنترل تأثیر آدرس مؤسسه حسابرسی و نوع حق‌الزحمه حسابرسی به ترتیب از دو متغیر ADDRESS و TYPEFEE بهره گرفته شده است. علاوه بر این متغیرها، در بررسی عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی کنترل اثر نوع صنعت به دلیل تفاوت‌های موجود میان صنایع از نظر قوانین و مقررات و سطوح ریسک (جاب[lx]، هگتون و باترورث، 1996) و همچنین اثر سال مالی به دلیل تغییرات نرخ تورم ضروری می‌باشد. بر این اساس، در این پژوهش از متغیرهای مصنوعی نوع صنعت (INDUS) و سال مالی (YEAR) استفاده شده است.

برای اندازه‌گیری میزان رقابت بین مؤسسات حسابرسی همانند تحقیقات گرالون[lxi] و می‌چلی[lxii] (2007)؛ هی[lxiii] (2009)؛ لی[lxiv] (2010)؛ غفارلو (1390) و نمازی و ابراهیمی (1391) از شاخص هرفیندال استفاده گردیده است. این شاخص بین عدد صفر و یک در نوسان است. هر چه به عدد صفر نزدیک‌تر شود، کاهش تمرکز و افزایش رقابت را نشان می‌دهد و از طریق مدل 2 قابل محاسبه می‌باشد:

(2)

 

که در مدل 2، s_i: حق‌الزحمه حسابرسی مؤسسه i ام، S: مجموع حق‌الزحمه کل مؤسسات حسابرسی در سال t ام و N تعداد کل مؤسسات حسابرسی می‌باشد.

همچنین برای تعیین طبقه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار، طبق ماده 5 دستورالعمل طبقه‌بندی مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس اوراق بهادار، کلیه اشخاص حقوقی مشمول ماده 10 دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد، بر اساس معیارهای میانگین جمع دارایی‌ها و درآمد فروش، ارزش بازار و تعداد کارکنان، به چهار گروه "اول"، "دوم"، "سوم" و "چهارم" طبقه‌بندی می‌شوند (سازمان بورس اوراق بهادار، 1391). در پژوهش حاضر، به منظور طبقه‌بندی شرکت‌های بورسی از محتوای جدول موجود در این ماده استفاده شده است.

6- آمار توصیفی

نتایج حاصل از آمار توصیفی مندرج در جدول 2 گویای این مطلب است که اختلاف میانگین بین حق‌الزحمه حسابرسی نخستین و حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های آتی در شرکت‌های بورسی و غیربورسی، فضای کم‌تر رقابتی و شرکت‌های بورسی با طبقه بالا و پایین معنادار و همواره پدیده نرخ شکنی رخ می‌دهد. این در حالی است که در فضای بیش‌تر رقابتی اختلاف میانگین بین حق‌الزحمه حسابرسی نخستین و حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های آتی معنادار نمی‌باشد.

 

جدول 2-آمار توصیفی- میانگین

	نوع شرکت صاحبکار			میزان رقابت			طبقه شرکت بورسی
حق الزحمه:	بورسی	غیربورسی		بیش‌تر رقابتی	کم‌تر رقابتی		طبقه بالا	طبقه پایین
نخستین	690	399		664	390		969	431
یعدی	1.057	566		894	843		1.662	535
اختلاف	367-	167-		230-	453-		693-	104-
سطح معناداری	*006/0	*009/0		096/0	*000/0		*014/0	*009/0

^*معناداری در سطح خطای 5% را نشان می‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همچنین جدول 3 مقدار میانگین متغیرهای استفاده شده در تجزیه و تحلیل پژوهش حاضر را براساس طبقات گوناگون از جمله نوع شرکت صاحبکار، میزان رقابت و طبقه شرکت بورسی گزارش می‌کند. به عنوان مثال، در طبقه‌بندی نمونه براساس نوع شرکت صاحبکار، با مقایسه میانگین لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه حسابرسی مشخص می‌گردد که مطابق با انتظارات موجود لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه حسابرسی در شرکت‌های بورسی بالاتر از شرکت‌های غیربورسی می‌باشد و سطح معناداری ارائه شده در این قسمت حاکی از وجود تفاوت معنادار بین میانگین لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه در دو گروه (بورسی و غیربورسی) می‌باشد. نتایج جدول 3 طبق روال مذکور نشان می‌دهد که براساس طبقه بندی‌های صورت گرفته برخی از متغیرها دارای اختلاف میانگین معنادار هستند (موارد مذکور با * در جدول مشخص گردیده است).

 

 

 

 

جدول 3- آمار توصیفی- میانگین

طبقه شرکت بورسی

میزان رقابت

نوع شرکت صاحبکار

سطح معناداری

اختلاف

طبقه پایین

طبقه بالا

سطح معناداری

اختلاف

کم‌تر رقابتی

بیش‌تر رقابتی

سطح معناداری

اختلاف

غیربورسی

بورسی

000/0*

76/0

93/19

69/20

162/0

09/0

92/19

01/20

000/0*

57/0

63/19

20/20

لگاریتم حق الزحمه

000/0*

68/1

70/12

38/14

000/0*

40/0

78/12

18/13

000/0*

70/0

60/12

30/13

لگاریتم دارایی

226/0

02/0-

45/0

43/0

041/0*

03/0-

42/0

39/0

000/0*

09/0

36/0

45/0

نسبت موجودی و حساب‌های دریافتنی

065/0

09/0

53/0

62/0

133/0

05/0-

62/0

57/0

030/0*

07/0-

63/0

56/0

توع گزارش حسابرس

344/0

74/10

60/10-

14/0

637/0

77/4

11/10-

34/5-

123/0

50/19

36/19-

14/0

نسبت سود عملیاتی

141/0

04/0-

14/0

10/0

226/0

03/0

19/0

22/0

000/0*

17/0-

30/0

13/0

زیان دهی

528/0

06/0

44/1

50/1

063/0

41/1-

22/3

81/1

005/0*

28/2-

74/3

46/1

نسبت دارایی به بدهی جاری

452/0

01/0-

66/0

65/0

735/0

01/0

68/0

69/0

053/0

06/0-

72/0

66/0

اهرم  مالی

000/0*

09/0-

14/0

05/0

434/0

02/0-

17/0

15/0

000/0*

11/0-

22/0

11/0

شمول  ماده 141

000/0*

15/0-

83/0

68/0

000/0*

10/0-

80/0

70/0

020/0*

07/0

71/0

78/0

پایان  سال مالی

000/0*

17/0

61/0

78/0

528/0

02/0-

62/0

60/0

000/0*

12/0

55/0

67/0

بزرگی  حسابرس

014/0*

05/0

91/0

96/0

411/0

02/0-

94/0

92/0

998/0

00/0

93/0

93/0

محل  دفتر مرکزی

958/0

00/0

76/0

76/0

723/0

01/0-

75/0

74/0

171/0

04/0

72/0

76/0

دامنه  حق الزحمه

354/0

04/0-

25/0

21/0

157/0

04/0

24/0

28/0

018/0*

07/0-

30/0

23/0

حسابرسی نخستین

*معناداری در سطح خطای 5% را نشان می‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

7- آزمون فرضیه‌ها

روش مورد استفاده در این پژوهش رگرسیون چند متغیره می‌باشد. در پژوهش حاضر از آزمون فیشر جهت بررسی معناداری کل مدل استفاده شده است. با توجه به نتایج حاصل، می‌توان نتیجه گرفت که مدل تحقیق معنادار است؛ زیرا مقدار سطح خطای احتمال مربوط به آماره F در کلیه جداول زیر کم‌تر از یک درصد می‌باشد. در نتیجه، حتی در سطح اطمینان 99 درصد نیز مدل معنادار می‌باشد. همچنین از آزمون t جهت بررسی معناداری هریک ازمتغیرها بهره گرفته شده است و نتایج حاصل از این آزمون به همراه سایر اطلاعات در جداول ذیل گنجانده شده است.

جدول 4 نتایج آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش را نشان می‌دهد. تحلیل یافته‌های مربوط به فرضیه اول مبنی بر اینکه در شرکت‌های بورسی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی پایین‌تر است، نشان می‌دهد که تعداد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در جامعه آماری این پژوهش 484 سال- شرکت می‌باشد. ضریب تعیین تعدیل شده نشان می‌دهد که 55 درصد از تغییرات متغیر وابسته از طریق متغیرهای مدل قابل توضیح است. همچنین با توجه به سطح معناداری متغیر حسابرسی نخستین که کم‌تر از 0.05 می‌باشد می‌توان نتیجه گرفت که تغییر حسابرس (حسابرسی نخستین) بر میزان حق‌الزحمهٔ حسابرسی مؤثر می‌باشد و از طرف دیگر با توجه به منفی بودن ضریب این متغیر، می‌توان به وجود رابطهٔ معکوس بین این متغیر با حق‌الزحمه حسابرسی پی برد. بعبارت دیگر نتایج نشان می‌دهد که در شرکت‌های بورسی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های بعدی کم‌تر است.

همچنین در بررسی یافته‌های فرضیه دوم مبنی بر اینکه در شرکت‌های غیربورسی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی بالاتر است، مشاهده می‌شود که تعداد شرکت‌های غیر بورسی در جامعه آماری این پژوهش و ضریب تعیین تعدیل شده به ترتیب 284 سال- شرکت و 50 درصد می‌باشد. بعلاوه با توجه به سطح معناداری متغیر حسابرسی نخستین که برابر با 0.033 و کم‌تر از 0.05 می‌باشد و با در نظر گرفتن ضریب منفی آن می‌توان به وجود رابطه معنادار و معکوس بین حق‌الزحمه و حسابرسی نخستین پی برد. همانطور که در تحلیل نتایج جدول 4 بیان شده است نتایج حاصل از شرکت‌های بورسی و غیر بورسی حامی وقوع پدیده نرخ شکنی و به بیان دیگر حامی نظریه دی‌آنجلو (1981) می‌باشند.

 

 

 

 

جدول4- نتایج آزمون فرضیه‌های اول و دوم تحقیق و جزئیات آماره‌ها

سطح معناداری	t آماره	ضرایب	سطح معناداری	t آماره	ضرایب
000/0	551/40	735/14	000/0	118/29	563/14	عرض از مبدأ
000/0	665/16	404/0	000/0	590/8	306/0	لگاریتم دارایی
699/0	387/0-	062/0-	000/0	312/4	740/0	نسبت موجودی و حساب‌های دریافتنی
003/0	030/3-	182/0-	092/0	691/1-	169/0-	توع گزارش حسابرس
150/0	442/1-	190/0-	003/0	044/3	000/0	نسبت سود عملیاتی
311/0	014/1-	117/0-	765/0	299/0	033/0	زیان دهی
626/0	488/0-	019/0-	497/0	680/0	003/0	نسبت دارایی به بدهی جاری
470/0	724/0-	104/0-	025/0	251/2	232/0	اهرم مالی
035/0	120/2	290/0	583/0	549/0	074/0	شمول ماده 141
448/0	760/0-	060/0-	083/0	739/1	182/0	پایان سال مالی
000/0	695/4	296/0	000/0	831/3	357/0	بزرگی حسابرس
026/0	232/2	250/0	000/0	023/4	605/0	محل دفتر مرکزی
001/0	349/3-	235/0-	000/0	089/4-	393/0-	دامنه حق الزحمه
000/0	345/3-	224/0-	033/0	848/1-	162/0-	حسابرسی نخستین
مشاهدات
ضریب تعیین تعدیل شده
F آماره
F سطح معنا داری
اثرات زمانی و مقطعی در مدل لحاظ شده است

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 5 نتایج آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم پژوهش را نشان می‌دهد. نتایج حاصل از فرضیه سوم مبنی بر اینکه در فضای رقابتی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی پایین‌تر است، نشان می‌دهد که تعداد 396 سال- شرکت از جامعه آماری این پژوهش فضای بیش‌تر رقابتی را در زمینه کسب خدمات حسابرسی تجربه نموده‌اند. همچنین ضریب تعیین تعدیل شده 48 درصد می‌باشد و با توجه به سطح معناداری متغیر حسابرسی نخستین که برابر 0.146 و بزرگ‌تر از 0.05 می‌باشد می‌توان نتیجه گرفت که در فضای بیش‌تر رقابتی، تغییر حسابرس (حسابرسی نخستین) بر میزان حق‌الزحمه حسابرسی مؤثر نمی‌باشد. به عبارت دیگر نتایج نشان می‌دهد که در فضای رقابتی بین حق‌الزحمه حسابرسی نخستین و حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های آتی تفاوت معناداری وجود ندارد.

همچنین یافته‌های فرضیه چهارم مبنی بر اینکه در فضای کم‌تر رقابتی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی بالاتر است، نشان می‌دهد که 372 سال- شرکت از جامعه آماری این پژوهش فضای کم‌تررقابتی را در زمینه کسب خدمات حسابرسی تجربه نموده‌اند. در این حوزه، 63 درصد از تغییرات متغیر وابسته از طریق متغیرهای مدل قابل توضیح است. افزون براین، با توجه به سطح معناداری متغیر حسابرسی نخستین که برابر 0.000 و کم‌تر از 0.05 می‌باشد و با توجه به منفی بودن ضریب متغیر مذکور می‌توان به وجود رابطه معنادار و معکوس بین این متغیر با حق‌الزحمه حسابرسی پی برد. به عبارت دیگر نتایج نشان می‌دهد که در فضای کم‌تر رقابتی حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های بعدی کم‌تر است. به طور کلی مندرجات جدول 5 نشان می‌هد که در فضای بیش‌تر رقابتی تفاوت معناداری بین حق‌الزحمه حسابرسی نخستین و سال‌های آتی وجود ندارد. این در حالی است که در فضای کم‌تر رقابتی نتایج حامی وقوع نرخ شکنی و در واقع حامی نظریه دی‌آنجلو (1981) می‌باشد.

جدول 6 نتایج آزمون فرضیه‌های پنجم و ششم پژوهش را نشان می‌دهد. در تحلیل نتایج فرضیه پنجم، مبنی بر اینکه در شرکت‌های بورسی با طبقه بالا، حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی بالاتر است، می‌تون ادعا کرد که تعداد شرکت‌های بورسی با طبقه بالا در جامعه آماری این پژوهش 168 سال- شرکت می‌باشد. ضریب تعیین تعدیل شده در این قسمت 62 درصد می‌باشد. همچنین سطح معناداری متغیر حسابرسی نخستین برابر 0.003 و کم‌تر از 0.05 می‌باشد. از طرف دیگر ضریب متغیر مذکور منفی است. لذا از این مطلب وجود رابطه معنادار و معکوس بین حق‌الزحمه و حسابرسی نخستین نتیجه می‌شود. به عبارت دیگر نتایج نشان می‌دهد که در شرکت‌های بورسی با طبقه بالا حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های بعدی کم‌تر است.

 

 

 

 

 

جدول5- نتایج آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم تحقیق و جزئیات آماره‌ها

فرضیه 3
(در فضای بیش‌تر رقابتی) MV2=1				در فضای کم‌تر رقابتی)) MV2=0
سطح معناداری	t آماره	ضرایب		سطح معناداری		t آماره	ضرایب
000/0	971/32	003/15		000/0		966/39	648/13	عرض از مبدأ
000/0	203/11	342/0		000/0		523/16	398/0	لگاریتم دارایی
001/0	379/3	615/0		257/0		135/1	165/0	نسبت موجودی و حساب‌های دریافتنی
056/0	918/1-	145/0-		023/0		292/2-	154/0-	توع گزارش حسابرس
028/0	209/2	000/0		040/0		057/2	000/0	نسبت سود عملیاتی
464/0	732/0-	081/0-		934/0		083/0	008/0	زیان دهی
261/0	125/1	046/0		420/0		807/0	004/0	نسبت دارایی به بدهی جاری
002/0	077/3	366/0		131/0		515/1-	162/0-	اهرم مالی
846/0	194/0	028/0		001/0		228/3	402/0	شمول ماده 141
277/0	089/1-	088/-		001/0		318/3	313/0	پایان سال مالی
000/0	670/3	277/0		000/0		306/4	304/0	بزرگی حسابرس
109/0	607/1	198/0		000/0		255/5	661/0	محل دفتر مرکزی
000/0	845/5-	476/0-		091/0		695/1-	119/0-	دامنه حق الزحمه
146/0	056/1-	082/0-		000/0		981/4-	366/0	حسابرسی نخستین
	372					مشاهدات
	627/0					ضریب تعیین تعدیل شده
	746/30					F آماره
	000/0					F سطح معنا داری
اثرات زمانی و مقطعی در مدل لحاظ شده است

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همچنین یافته‌های فرضیه ششم مبنی بر اینکه در شرکت‌های بورسی با طبقه پایین، حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی پایین‌تر است، نشان می‌دهند که تعداد شرکت‌های بورسی با طبقه پایین در جامعه آماری این پژوهش و ضریب تعیین تعدیل شده به ترتیب 316 سال- شرکت و 49 درصدمی‌باشد. بعلاوه سطح معناداری متغیر حسابرسی نخستین که برابر 0.019 و کم‌تر از 0.05 است به همراه ضریب منفی آن، رابطه معنادار و معکوس بین حق‌الزحمه و حسابرسی نخستین را نشان می‌دهد. به بیان دیگر نتایج نشان می‌دهد که در شرکت‌های بورسی با طبقه پایین حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های بعدی کم‌تر است. در واقع نتایج موجود در جدول 6 در رابطه با هر دو نوع شرکت‌های بورسی با طبقه بالا و پایین با نظریه دی‌آنجلو (1981) همخوانی دارد.

 

جدول6- نتایج آزمون فرضیه‌های پنجم و ششم تحقیق و جزئیات آماره‌ها

سطح معناداری	t آماره	ضرایب	سطح معناداری	t آماره	ضرایب
000/0	113/17	445/15	000/0	299/28	258/14	عرض از مبدأ
000/0	873/6	370/0	000/0	151/11	414/0	لگاریتم دارایی
833/0	211/0	062/0	813/0	236/0	047/0	نسبت موجودی و حساب‌های دریافتنی
000/0	879/3-	416/0-	242/0	173/1-	082/0-	توع گزارش حسابرس
121/0	560/1-	836/0-	177/0	353/1-	172/0-	نسبت سود عملیاتی
698/0	389/0-	083/0-	061/0	880/1-	242/0-	زیان دهی
473/0	720/0-	040/0-	758/0	309/0-	017/0-	نسبت دارایی به بدهی جاری
659/0	442/0	186/0	692/0	396/0-	060/0-	اهرم مالی
162/0	405/1	447/0	570/0	569/0	081/0	شمول ماده 141
339/0	959/0-	135/0-	014/0	466/2	232/0	پایان سال مالی
000/0	762/4	580/0	003/0	018/3	202/0	بزرگی حسابرس
492/0	689/0-	197/0-	007/0	705/2	303/0	محل دفتر مرکزی
227/0	214/1-	163/0-	025/0	255/2-	179/0-	دامنه حق الزحمه
003/0	775/2-	331/0-	019/0	076/2-	153/0-	حسابرسی نخستین
مشاهدات
ضریب تعیین تعدیل شده
F آماره
F سطح معنا داری
اثرات زمانی و مقطعی در مدل لحاظ شده است

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

 

8- بحث و نتیجه گیری

هدف تحقیق حاضر بررسی رابطه بین حق‌الزحمه حسابرسی نخستین وحق‌الزحمه سال‌های آتی با توجه به تأثیر عوامل گوناگون همچون نوع شرکت صاحبکار، میزان رقابت و طبقه شرکت بورسی می‌باشد. به عبارت دیگر پژوهش حاضر به دنبال بررسی قدرت تبیین نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین در بازار حسابرسی ایران با توجه به تأثیر عوامل گوناگون می‌باشد. تحقیق حاضر با استفاده از اطلاعات مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و شرکت‌های غیر بورسی ایران طی سال‌های 1388 الی 1393 نشان داد که نوع شرکت صاحبکار (فرضیه‌های اول و دوم) درقدرت تبیین نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین مؤثر نمی‌باشد و در هر دو نوع شرکت، حق‌الزحمه حسابرسی نخستین نسبت به حق‌الزحمه‌های بعدی کم‌تر می‌باشد. بعبارت دیگر در هر دو نوع شرکت پدیده نرخ شکنی رخ می‌دهد (تأیید نظریه دی‌آنجلو). نتایج حاصل در ارتباط با شرکت‌های بورسی با نتایج پژوهش پیل (2013) همخوانی دارد؛ چرا که وی معتقد می‌باشد از آنجا که حسابرسی شرکت‌های بزرگ منافع زیادی برای حسابرسان دارد، لذا وجود منافع منجر به افزایش رقابت میان حسابرسان جهت تصاحب حسابرسی این شرکت‌ها و در نتیجه وقوع پدیده نرخ شکنی در حسابرسی نخستین شرکت‌های بزرگ می‌گردد. همچنین فرضیه‌های سوم و چهارم پژوهش که به تأثیر میزان رقابت بر قدرت تبیین نظریه‌های رقیب قیمت‌گذاری حسابرسی نخستین پرداخته‌اند، نشان می‌دهندکه در فضای بیش‌تر رقابتی اگرچه ضریب متغیر حسابرسی نخستین منفی (نشان دهنده وقوع پدیده نرخ شکنی) می‌باشد اما سطح معناداری بزرگ‌تر از 0.05 می‌باشد و به بیان دیگر حق‌الزحمه حسابرسی نخستین با حق‌الزحمه حسابرسی سال‌های آتی تفاوت معناداری ندارد. این در حالی است که در فضاهای کم‌تر رقابتی وقوع پدیده نرخ شکنی معنادار می‌باشد. به عبارت دیگر در فضای کم‌تر رقابتی نظریه دی‌آنجلو تأیید می‌گردد. همچنین نتایج فرضیه‌های پنجم وششم پژوهش که در ارتباط با تأثیر طبقه شرکت‌های بورسی بوده است حاکی از آن است که طبقه شرکت بورسی (طبقه بالا یا پایین باشد) درقدرت تبیین نظریه‌های رقیب مؤثر نبوده و در هر دو حالت پدیده نرخ شکنی رخ می‌دهد، بنابراین در هریک از دوحالت مذکور نیز نظریه دی‌آنجلو قابل بیان است.

یافته‌های این تحقیق می‌تواند کاربردهای متنوعی داشته باشد چرا که قیمت‌گذاری و رقابت بازار برای خدمات حسابرسی موضوع مهمی برای قانون‌گذاران، محققان و سرمایه‌گذاران به شمار می‌آید (سنایت[lxv]، 1977). برای مثال اگر رفتار مؤسسات حسابرسی در تعیین حق‌الزحمه حسابرسی نخستین مشخص باشد، قانون‌گذاران بهتر می‌توانند اقدام به قانون‌گذاری و نظارت کنند. بعلاوه شناسایی عوامل مؤثر برقدرت تبیین نظریه‌های رقیب، می‌تواند دلایلی را برای نتایج متناقض به دست آمده از پژوهش‌های پیشین ارائه نماید. برای مثال نتایج پژوهش حاضر مشخص نمود که میزان رقابت تا میزان قابل ملاحظه‌ای در قدرت تبیین نظریه‌ها مؤثر می‌باشد. اما نوع شرکت صاحبکار و طبقه شرکت‌های بورسی در تبیین نظریه‌های موجود مؤثر نمی‌باشد و در هر دو حالت نظریه دی‌آنجلو قدرت تبیین بیش‌تری دارد. همچنین از آنجا که رویه قیمت‌گذاری با تخفیف در حسابرسی نخستین کیفیت حسابرسی (استنلی و همکاران، 2015) و استقلال حسابرس (کمیسیون بورس اوراق بهادار[lxvi] آمریکا، 1978؛ انجمن حسابداران رسمی آمریکا[lxvii]، 1978؛ و ودوتی[lxviii]، 2011) را مختل می‌کند، بنابراین بررسی و توجه به این موضوع را می‌توان یکی از مسائل مهم در عرصه خدمات حسابرسی تلقی نمود.

با توجه به مشاهده پدیده نرخ شکنی در بازار حسابرسی ایران و جلوگیری از تأثیر سوء آن بر کیفیت و استقلال حسابرس، افشا جزییات مربوط به حق‌الزحمه حسابرسی پیشنهاد می‌گردد. چرا که جزییات ارائه شده، شبه منافع آتی را قابل مشاهده‌تر می‌کنند و لذا این امر به دلیل تأثیر سویی که بر نگرش استفاده‌کنندگان برون سازمانی دارد از وقوع شبه منافع آتی و به دنبال آن وقوع پدیده نرخ شکنی جلوگیری می‌نماید. همچنین پیشنهاد می‌گردد تا مقامات ناظر بر این مسئله تأکید کنندکه انتخاب حسابرس و تعیین حق‌الزحمه که به هیئت مدیره و بعد از آن به مدیر عامل تفویض شده است، توسط مجمع عمومی صاحبان سهام (مالکان) انجام شود.

 یافته‌های این پژوهش ممکن است تحت تأثیر سابقه مؤسسه حسابرسی قرار گیرد. به این مفهوم که ممکن است یک مؤسسه حسابرسی که جدیداً عهده‌دار حسابرسی شرکت می‌شود، سال‌ها قبل نیز عهده‌دار حسابرسی آن شرکت بوده باشد.

 

 

 

 

 

---

[1]-  کارشناسی ارشد حسابرسی، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران.

2- دانشیار گروه حسابداری، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران. (نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات). [e-mail] 

3- استادیار گروه حسابداری، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران.

---

1. Low-Balling
2. Chartered Accountants Joint Ethics Committee [ii]
3. DeAngelo
4. Dye
5. Turner
6. Flanigan
7. Simon
8. Francis
9. Ettredge

 

 

 

 

 

 

 

 

^10. Greenberg

^11. Butterworth

^12. Houghton

^13. Káčer

^14. Wilson

^15. Competition Commission

^16. Craswell

^17. Pong

^18. Whittington

^19. Gregory

^20. Collier

^21. Peel

^22. Ghosh

^23. Lustgarten

^24. Sankaraguruswamy

^25. Whisenant

^26. Stanley

^27. Bigus

^28. Zimmermann

^29. Köhler

^30. Wild

^31. Krauß

^32. Simunic

^33. Defond

^34. Hay

^35. Baumol

^36. Choi

^37. Johnstone

^38. Bedard

^39. Leventis

^40. Weetman

^41. Caramanis

^42. Casterella

^43. Lewis

^44. Walker

^45. Carson

^46. Fargher

^47. Koh

^48. Tong

^49. Zhu

^50. Huang

^51. Neimi

^52. Palmrose

^53. Chan

^54. Firth

^55. Beatty

^56. Clatworthy

^57. Chaney

^58. Jeter

^59. Shivakumar

^60. Camerman

^61. Jubb

^62. Grullon

^63. Michaely

^64. He.3

^65. Li.4

^66. Senate

^67. Securities and Exchange Commission

^68. American Institute of Certified Public Accountants

^69. Doty

مراجع

1)     احمدزاده، طه، (1391)، "نگاهی به مشکلات ساختار کیفیت حسابرسی در ایران"، حسابرس، شماره 63، صص 1-8.

2)     پورحیدری، امید و گل‌محمدی شورکی، (1394)، "سنجش رقابت در بازار خدمات حسابرسی از طریق بررسی چسبندگی حق‌الزحمه حسابرسی"، مطالعات تجربی حسابدار مالی، دوره 12، شماره 47، صص 1-21.

3)     دیانتی، دیلمی، زهرا و مرتضی بیاتی، (1394)، "رابطه رقابت بازار محصول و حق‌الزحمهٔ حسابرس مستقل"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی. شماره 27، صص 23-38.

4)     رجبی، روح اله و محمدی خشویی، (1387)، "هزینه‌های نمایندگی و قیمت گذاری خدمات حسابرسی مستقل"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دور 15، شماره 53، صص 35-52.

5)     سازمان بورس و اوراق بهادار، (1386)، " دستورالعمل پذیرش اوراق بهادار در بورس اوراق بهادار تهران"، http://www.seo.ir.

6)      سازمان بورس و اوراق بهادار، (1388)، "دستورالعمل پذیرش، عرضه و نقل و انتقال اوراق بهادار در فرابورس ایران"، http://www.ifb.ir.

7)     سازمان بورس و اوراق بهادار، (1391)، "دستورالعمل طبقه‌بندی مؤسسات حسابرسی و اشخاص موضوع ماده 10 دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس و اوراق بهادار"، http://www.seo.ir.

8)     حیدر پور، فرزانه و جعفری، (1395)، "تأثیر ساختار بازار محصول برهزینه‌های حسابرسی"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 30، صص 103-118.

9)     عزیز خانی، مسعود و آقابیگی، (1392)، "بررسی حق‌الزحمه حسابرسی در حسابرسی نخستین و سنوات آینده دوره تصدی حسابرسی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار"، دانش حسابداری، دوره 4، شماره 15، صص 105-127.

10) غفارلو، عباس، (1390)، "بررسی ارتباط بین ساختارهای رقابتی محصولات و محافظه کاری مشروط حسابداری"، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه شهید باهنر کرمان.

11) کردستانی، غلامرضا و غلامی روچی، (1392)، "بررسی ارتباط بین توان چانه زنی تأمین کنندگان مشتریان شرکت با محافظه کاری حسابداری"، فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی، دوره 10، شماره 39، صص، 29-56.

12) مشایخی، بیتا، حسن زاده امینی و منتی، (1395)، "تأثیر کیفیت حسابرسی داخلی بر حق‌الزحمه حسابرسی مستقل"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 31، صص 41-56.

13) نمازی، محمد و ابراهیمی، (1391)، "بررسی ارتباط بین ساختار رقابتی بازار محصول و بازده سهام"، پژوهش‌های تجربی حسابداری مالی، شماره 3، صص 9-27.

14) نیک بخت، محمدرضا و تنانی، (1389)، "آزمون عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی صورت‌های مالی"، پژوهش‌های حسابداری مالی، دوره 2، شماره 4، صص 111-132.

15) واعظ، سید علی، احمدی و رشیدی باغی، (1393)، "تأثیر کیفیت حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی شرکت‌ها"، دانش حسابداری مالی، دوره 1، شماره 1، صص 87-107.

16)   Baumol, W., (1982), "Contestable Markets: An Uprising in the Theory of Industry Structure", American Economic Review, No.1, Vol. 72, PP. 1–15.

17)   Beatty, R., (1993), "the Economic Determinants of Auditor Compensation in the Initial Public Offerings Market", Journal of Accounting Research, No. 2, Vol. 1, PP. 294–302.

18)   Bigus, J., R.-C. Zimmermann., (2009), "Quasirentenmodell und Honorare für Abschlussprüfungen in Deutschland–eine Empirische Analyse", Zeitschrift für Betriebswirtschaft, No.11, Vol. 79, PP. 1283-1308.

19)   Butterworth, S., K. Houghton., (1995), "Auditor Switching: The Pricing of Audit Services", Journal of Business Finance & Accounting, No.3, Vol. 22, PP. 323-344.

20)   CAJEC (1992), Predatory Pricing, Discussion Paper, Chartered Accountants Joint Ethics Committee.

21)   Camerman, M., (2005), "Audit Fees and the Large Auditor Premium in the Italian Market", International Journal of Auditing, No.2, Vol. 9, PP.129-146.

22)   Carson, E., Fargher, N., (2007), "Note on Audit Fee Premiums to Client Size and Industry Specialization", Accounting and Finance, No. 3, Vol. 47, PP. 423-446.

23)   Carson, E., Simnett, R., Soo, B.S., Wright, A.M., (2012), "Changes in Audit Market Competition and the Big N Premium", American Accounting Association, No.3, Vol. 31, PP. 47-73.

24)   Casterella, J. R., Francis, J. R., Lewis, B. L., Walker, P. L., (2004), "Auditor Industry Specialisation, Client Bargaining Power, and Audit Pricing", Auditing A Journal of Practice & Theory, No. 1, Vol. 123, PP. 123–140.

25)   Chan, P., Ezzamel, M., Gwilliam, D., (1993), "Determinants of Audit Fees for Quoted UK Companies", Journal of Business Finance & Accounting, NO. 6, Vol. 20, PP. 765-786.

26)   Chaney, P., Jeter, D., Shivakumar, L., (2004), "Self-Selection of Auditors and Pricing of Audit Services in Private Firms", The Accounting Review, No. 1, Vol. 79, PP. 51-72.

27)   Choi, J.-H., Liu, X., Kim, J.-B., Simunic, D. A., (2008), "Audit Pricing, Legal Liability Regimes, and Big 4 Premiums: Theory and Cross-Country Evidence", Contemporary Accounting Research, No. 1, Vol. 25, PP. 55-99.

28)   Clatworthy, M., Peel, M., (2007), "The Effect of Corporate Status on External Audit Fees: Evidence From the UK", Journal of Business Finance & Accounting, No. 1&2, Vol. 34, PP.169–201.

29)   Commission. C., (1978), “The Commission on Auditors’ Responsibilities: Report, Conclusions, and Recommendations”, Manuel F. Cohen, Chairman. New York, NY: AICPA.

30)   Competition Commission., (2012), “Statutory Audit Services Market Investigation: Econometric Analysis of Audit Costs”, London: Competition Commission. Available from: https://assets.digital.cabinetoffice. gov.uk/media/5329db3fed915d0e5d00002b /econometric_analysis_of_audit_costs.pdf [Accessed 15 May 2016].

31)   Craswell, A. T., J. R. Francis., (1999), "Pricing Initial Audit Engagements: A Test of Competing Theories", The Accounting Review, No. 2, Vol. 74, PP. 201-216.

32)   DeAngelo, L., (1981), "Auditor Independence, Low-Balling, and Disclosure Regulation", Journal of Accounting and Economics, No. 2, Vol. 3, PP. 113–127.

33)   Defond, M.L., Francis, J.R., Wong, T.J., (2000), "Auditor Industry Specialization and Market Segmentation: Evidence from Hong Kong", Auditing: A Journal of Practice and Theory, No. 1, Vol. 19, PP. 49-66.

34)   Doty, J., (2011), “The Reliability, Role and Relevance of The Audit: A Turning Point”, Baruch College, New York, 5 May.

35)   Dye, R. A., (1991), "Informationally Motivated Auditor Replacement", Journal of Accounting and Economics, Vol. 14, PP. 347-374.

36)   Ettredge, M., Greenberg, R., (1990), "Determinants of Fee Cutting on Initial Audit Engagements", Journal of Accounting Research, No. 1, Vol. 28, PP. 198-210.

37)   Firth, M., (1997), "The Provision of Non-Audit Services and The Pricing of Audit Fees", Journal of Business Finance & Accounting, No. 3, Vol. 24, PP. 511–525.

38)   Flanigan, J., (2002), “Anderson’s Pain Will Strengthen System”, Los Angeles Times (March 24): C1.

39)   Francis, J. R., (1984), "The Effect of Audit Firm Size on Audit Prices: A Study of The Australian Market", Journal of Accounting and Economics, No. 2, Vol. 6, PP. 133-151.

40)   Ghosh, A. A., S. Lustgarten., (2005), “Pricing of Initial Audit Engagements By Large and Small Audit Firms”, Steven, Pricing of Initial Audit Engagements By Large and Small Audit Firms.

41)   Gregory, A., P. Collier., (1996), "Audit Fees and Auditor Change; An Investigation of The Persistence of Fee Reduction By Type of Change", Journal of Business Finance & Accounting, No. 1, Vol.23, PP. 13-28.

42)   Grullon, G., Michaely, R., (2007), “Corporate Payout Policy and Product Market Competition”, Working Paper. Cornell University. Available at www.ssrn.com

43)   Hay, D., Knechel, W.R., Wong, N., (2006), "Audit Fees: A Meta-Analysis of The Effect of Supply and Demand Attributes", Contemporary Accounting Research, No. 1. Vol. 23, PP. 141-191.

44)   He, W., (2009), “Agency Problems, Product Market Competition and Dividend Policy in Japan”, University of New South Wales Sydney, Australia. avilable at www.ssrn.com.

45)   Huang, H.W., Raghunandan, K., Rama, D., (2009), "Audit Fees for Initial Audit Engagements Before and After SOX". Auditing: A Journal of Practice & Theory, No. 1, Vol. 28, PP. 171-190.

46)   Johnstone, K. M., Bedard, J. C., Ettredge, M. L. (2004), "The Effect of Competitive Bidding on Engagement Planning and Pricing", Contemporary Accounting Research, 21(1), 25–53.

47)   Jubb, C.A., Houghton, K.A., Butterworth, S., (1996), "Audit Fee Determinants: The Plural Nature of Risk". Managerial Auditing Journal, No. 3, Vol. 11, PP. 25-40.

48)   Káčer, M., Wilson, N., (2016), "The Initial Discount for New Audit Engagements: Case of UK 1998-2012", Available at: http://ssrn.com/abstract=2691019.

49)   Koh, k., Tong, Y. H., Zhu, Z., (2016), "The Effects of Financial Statement Disaggregation on Audit Pricing", Available at: http://ssrn.com/abstract=2795401.

50)   Köhler, A. G., K.-U. Marten., M. Wagner., (2010), "Prüfungshonorare in Deutschland–Determinanten und Implikationen", Zeitschrift für Betriebswirtschaft, No. 1, Vol. 80, PP. 5-29.

51)   Krauß, P., B. M. Quosigk., H. Zülch., (2014), "Effects of Initial Audit Fee Discounts on Audit Quality: Evidence from Germany", International Journal of Auditing, No. 1, Vol. 18, PP. 40-56.

52)   Leventis, S., Weetman, P., Caramanis, C., (2011), "Agency Costs and Product Market Competition: The Case of Audit Pricing in Greece", The British Accounting Review, Vol. 43, PP. 112-119.

53)   Li, X., (2010), "The Impacts of Product Market Competition on The Quantity and Quality of Voluntary Disclosures", Review of Accounting Studies, Vol. 15, PP. 663–711.

54)   Neimi, L., (2002), "Do Firms Pay for Audit Risk? Evidence on Risk Premiums in Audit Fees after Direct Control for Audit Effort". International Journal of Auditing, No. 1, Vol. 6, PP. 37-51.

55)   Palmrose, Z., (1986), "Audit Fees and Auditor Size: Further Evidence". Journal of Accounting Research, No. 1. Vol. 24, PP. 97-110.

56)   Peel, M. j., (2013), "The Pricing of Initial Audit Engagements By Big 4 and Leading Mid-Tier Auditors", Accounting and Business Research, DOI: 10.1080/00014788.2013.827106.

57)   Pong, C., Whittington, G., (1994), "Determinants of Audit Fees: Some Empirical Models", Journal of The Business, Finance and Accounting, No. 8, Vol. 21, PP. 1071-1095.

58)   Sankaraguruswamy, S., S. Whisenant., (2009), "Pricing Initial Audit Engagements: Empirical Evidence Following Public Disclosure of Audit Fees", Available at: SSRN 452680.

59)   Securities and E. Commission. (1978), “Disclosure of Relationships with Independent Public Accountants'”, (Accounting Series Release No. 250), Government Printing Office, Washington, DC.

60)   Senate, U.S., (1977), “Subcommittee on Reports, Accounting and Management of the Commission on Government Operations”, The Accounting Establishment: A Staff Study. Washington DC. Government Printing Office.

61)   Simon, D.T., Francis, J.R., (1988), "The Effects of Auditor Change on Audit Fees: Tests of Price Cutting and Price Recovery", The Accounting Review, No. 2, Vol. 63, PP. 255-269.

62)   Simunic, D. A., (1980). "The Pricing of Audit Services: Theory and Evidence", Journal of Accounting Research, No. 3, Vol. 22, PP. 161-190.

63)   Stanley, J. D., D. M. Brandon., J. J. McMillan., (2015), "Does Lowballing Impair Audit Quality? Evidence from Client Accruals Surrounding Analyst Forecasts", Journal of Accounting and Public Policy, No. 6, Vol. 34, PP. 625-645.

64)   Turner, L., (2002), “Oversight Hearing on Accounting and Investor Protection Issues Raised By Enron and Other Public Companies, U.S. Senate, Committee on Banking, Housing and Urban Affairs”, (February 26). Washington, D.C.; Government Printing Office.

65)   Wild, A., (2010), "Fee Cutting and Fee Premium of German Auditors", Business Administration Review, NO. 6, VOL. 70, PP. 513-527.

 

 

 

یادداشت‌ها