رابطه رقابت بازار محصول و حق‌الزحمه‌ی حسابرس مستقل

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 2، دوره 7، شماره 27، آبان 1394، صفحه 23-38   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

زهرا دیانتی دیلمی^{* 1}؛ مرتضی بیاتی²

¹استادیار گروه حسابداری دانشگاه علوم اقتصادی

²دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه علوم اقتصادی

چکیده

هدف این پژوهش، بررسی رابطه رقابت بازار محصول با حق الزحمه‌ی حسابرسی مستقل صورت‌های مالی است. به همین منظور، داده‌های مالی 72 شرکت‌ پذیرفته شده دربورس اوراق بهادارتهران با استفاده از الگوی رگرسیونی داده‌های تابلویی با اثرات ثابت مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته اند. نتایج بدست آمده در حالت کلی نشان می دهدکه رقابت بازار محصول بر حق‌الزحمه‌ی حسابرس مستقل تأثیر معناداری دارند. با توجه به نتیجه بدست آمده می‌توان بیان کرد که رقابت، باعث کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران می‌شود که این موضوع به نوبه خود باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های کنترلی می‌شود. بنابراین، ریسک حسابرسی کاهش می‌یابد و در نتیجه حق الزحمه درخواستی حسابرس نیز کاهش خواهد یافت.
 
Abstract
this research aimed to explore the impact of product market competition on independent audit fee. Therefore, the financial data of 72 companies in Tehran Stock Exchange and by using panel data regression model with fixed effects were analyzed. In general, the results showed that product market competition have a significant effect on the independent audit fee. According to the obtained results it can be stated that competition reduces agency problems between managers and shareholders, who in turn reduces the issue to and the costs of information asymmetry controlled. Thus, audit risk is reduced and therefore the auditor’s fee requested will be reduced.

کلیدواژه‌ها

رقابت بازار؛ حق الزحمه‌ی حسابرسی مستقل؛ هزینه های نمایندگی

اصل مقاله

رابطه رقابت بازار محصول و حق‌الزحمه‌ی حسابرس مستقل

 

 

زهرا دیانتی دیلمی

تاریخ دریافت: 03/4/1394              تاریخ پذیرش: 08/6/1394

[1]

مرتضی بیاتی‌[2]

 

 

 

چکیده

هدف این پژوهش، بررسی رابطه رقابت بازار محصول با حق الزحمه‌ی حسابرسی مستقل صورت‌های مالی است. به همین منظور، داده‌های مالی 72 شرکت‌ پذیرفته شده دربورس اوراق بهادارتهران با استفاده از الگوی رگرسیونی داده‌های تابلویی با اثرات ثابت مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته اند. نتایج بدست آمده در حالت کلی نشان می دهدکه رقابت بازار محصول بر حق‌الزحمه‌ی حسابرس مستقل تأثیر معناداری دارند. با توجه به نتیجه بدست آمده می‌توان بیان کرد که رقابت، باعث کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران می‌شود که این موضوع به نوبه خود باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های کنترلی می‌شود. بنابراین، ریسک حسابرسی کاهش می‌یابد و در نتیجه حق الزحمه درخواستی حسابرس نیز کاهش خواهد یافت.

 

واژه‌های کلیدی:رقابت بازار، حق الزحمه‌ی حسابرسی مستقل، هزینه های نمایندگی.

 

 

 

 

 

1- مقدمه

باافزایشمنابعدراختیارمدیریت،میزانافرادذینفعودرارتباطباشرکتنیزافزایش می‌یابدکهپیامدچنینشرایطیبروزتضادمنافعاست.درنتیجهتضادمنافع،افرادذینفع جهتهمسوساختنمنافعسایرینباخودیابهحداقلرساندنآثارناشیازتضادمنافعباید متحملهزینه‌هاینمایندگیشوند. مدیریتکهدرکانوناینتضادمنافعقراردارد،با ارائهاطلاعاتمالیشرکتسعیمی‌نمایدتاهزینه‌هاینمایندگیراکاهشدهد. امابه علتاختیاراتمدیریت،نیازنظارتبرعملکردمدیریت،قضاوتکارشناسانهحسابرس مستقلرامطرحمی‌نماید. جهتاستفادهازخدماتحسابرسیبایدمبلغیبهعنوان حق‌الزحمهخدماتحسابرسیپرداختشود.اینمبلغتوسطحسابرسوباتوجهبهارزیابی ویازکارحسابرسیتعیینمی‌گردد(رجبی وخشوئی،35،1387).

منافعاقتصادیحسابرسازطریقحق‌الزحمهایتأمینمی‌شودکهازانعقادقراردادبا صاحبکارانعاید می‌شود. حسابرسانجهتقیمتگذاریخدماتحسابرسیازعوامل گوناگونیاستفادهمی‌کنندوتحقیقاتزیادینیزدررابطهباشناساییوارزیابیاینعوامل انجامشدهاست. با توجه به تحقیقات مختلف انجام شده در زمینه‌ی تأثیر عوامل مختلف بر حق‌الزحمه‌ی حسابرسی مستقل می‌توان بیان کرد که حق الزحمه‌ی حسابرسی، منعکس کننده بهای اقتصادی حسابرسی موثر در یک اقتصاد است. این بهای پرداختی، به اندازه، پیچیدگیکار، ریسک و سایر ویژگی‌های شرکت مورد حسابرسی و محیط تجاری آن بستگی زیادی دارد(کنیچل و ویلکنس،2006، 141).

تصور بر این است که مدیران ارشد بنگاه اقتصادی،اختیار انتخاب مقادیری از هر یک از خدمات حسابرسی را دارند و با ادغام آن‌ها یک محیط حرفه‌ای ایجاد می‌کنند که موجب کاهش مخارج حسابرسی بنگاه می‌شود. طبق نظریه‌های موجود دو پیش بینی‌ ضد و نقیض در رابطه بین رقابت بازار محصول و هزینه‌های حسابرسی وجود دارد. از یک طرف، شرکتی که در یک بازار رقابتی بیشتر در معرض خطر نقدینگی، خطر انحلال، خطرورشکستگی قرار دارد و ارزیابی حسابرس از خطر موجود درکسب و کار صاحبکار موجب افزایشخطر حسابرسی می‌شود. در نتیجه انتظار می‌رودهزینه‌های حسابرسی با افزایش رقابت در صنعت افزایش یابد. از سوی دیگر، رقابت در بازار محصول، باعث کاهش مشکلات نمایندگی بین سهامداران و مدیران، و افزایش دقت و صحت گزارش‌های مالی می‌شود، در نتیجه با ارزیابی حسابرس از خطر حسابرسی صاحبکار، حسابرس با خطر کمتری روبرو می‌باشد و تلاش‌های لازم را برای حسابرسی کاهش می‌دهد. بنابراین حسابرسان تمایل به هزینه کمتری در شرکت‌های در صنایع رقابتی‌تر دارند(وانگ[i]،1،2010).

با توجه به توضیحات فوق، در این مقاله سعی شده تا ضمن بررسی رقابت بازار محصول موجود به بررسی رابطه‌ی آن‌ها با میزان حق الزحمه‌ی حسابرسی مستقل پرداخته شود. همچنین، لازم به توضیح است با توجه به این‌که افزایش حق الزحمه‌ی حسابرسی باعث افزایش هزینه‌های اضافی برای حسابرسی شده که به صاحبکار تحمیل می‌شود،به همین دلیل این انتظار وجود دارد که با کنترل سایر متغیرهای مرتبط با حق الزحمه‌ی حسابرسی، ارتباط معناداری بین رقابت بازار محصول موجود و حق‌الزحمه حسابرسی وجود داشته باشد.

 

2-مبانی نظری پژوهش

در اقتصاد مبتنی بر بازار آزاد، شرکت‌ها انگیزه‌ زیادی برای سرمایه گذاری دارند. زیرا اگر شرکت‌ها قادر به افزایش مشتریان خود باشند، آن گاه این سرمایه گذاری‌ها به سود آوری خواهد رسید. آنچه دنیای امروز شرکت‌ها و سازمان‌ها را با دنیای چند دهه قبل آن‌ها متمایز می‌کند، محیط ناپایدار و پیچیده، رقابت فزاینده، تغییرات و تحولات سریع و توسعه روز افزون تکنولوژی و ارتباطات می‌باشد. طبق تعریف مارتز، رقابت پذیری معادل قدرت اقتصادی یک واحد درمقابل رقبایش در بازاری است که به راحتی کالاها، خدمات، مهارت‌ها و ایده‌ها فراتر از مرزهای جغرافیایی عرضه می‌شود(پژویان ونصیری،100،1388). رقابت پذیر بودن به معنای امکان دست یابی به موقعیت مناسب و ثبات در بازارهای جهانی می‌باشد رقابت پذیری به معنای کسب توان رقابت در بازار است و توان رقابت نیز توسط افراد و سازمآن‌ها و مؤسسات جهانی مختلفتعابیر مختلفیداشته است. رقابت پذیری یک اقتصاد به رقابت پذیری شرکت‌های داخل آن بستگی دارد(پورتر و میلر،^[ii] 2002). رقابت بازار معیاری کلیدی برای ارزیابی درجه موفقیت کشورها، صنایع و بنگاه‌ها در میدآن‌های رقابتی سیاسی، اقتصادی و تجاری به حساب می‌آید؛ بدین معنی که هر کشور، صنعت یا بنگاهی که از توان رقابتی بالایی در بازارهای رقابتی برخوردار باشد، می‌توان گفت که از رقابت پذیری بالاتری بر خوردار می‌باشد(بگس و بتیگنیس^[iii]، 289،2007).

دربازارخدماتحسابرسیانتظارهمه حسابرساندرصحنهرقابت،ماندگاریدربازاروعرصهانحصارمنافعبیشتراست.براین اساسهدفازقیمتگذاریخدماتحسابرسینیز،تعیینویژگی‌هایواحدمورد رسیدگیاستکهمی‌تواندبرحجمفعالیتحسابرسودرنتیجهحق‌الزحمهخدمات وهرعاملیحسابرسیاثرگذارباشد. براساسیافته‌هایپژوهش‌هایپیشینازویژگی‌هایواحدموردرسیدگیکهمی‌تواندبرحجمفعالیتحسابرسودرنتیجه حق‌الزحمهخدماتحسابرسیاثرگذارباشد(منون و ویلیامز[iv]،115،2001).شرکت‌ها، متناسب میزان رقابتی که در صنعت مورد فعالیتشان وجود دارد، ویژگی‌های رفتاری متفاوتی  از خود نشان می دهند. بدین صورت که رقابت، باعث به وجود آمدن حاکمیتشرکتی و کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران می‌شود. از سوی دیگر، زیاد بودن میزان رقابت در بازار محصول، باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های کنترلی می‌شود. لذا در چنین مواردی، خطر حسابرسی کاهش می‌یابد. در نتیجه حسابرسان تمایل به صرف منابع کمتر در حسابرسی و هزینه‌های پایین‌تر حسابرسی دارند. نتایج مطالعات گذشته نشان داده است که رقابت در بازار محصول می‌تواند به عنوان یک مکانیزم حاکمیت شرکتی برای کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سرمایه گذاران عمل کند. زیرا مدیران شرکت‌ها در صنایع رقابتی، برای حفظ موقعیت خود و جلوگیری از انحلال، به کار سخت‌تر، جلوگیری از اتلاف منابع شرکت در پروژه‌های بی فایده، و سرمایه گذاری کمتردر فعالیت‌های فاقد ارزش افزوده ، سوق پیدا می کنند تا از این طریق ارزش شرکت را حداکثر کنند.(وانگ،5،2010). بنابراین، رقابت بازار به هماهنگ نمودن منافع بین مدیران و سهامداران کمک می‌کند. تا نقش حاکمیتشرکتی‌ها و آثار آن به عنوان یک مکانیزم موثر برای کاهش مشکلات نمایندگی بین سهامداران و مدیران است. شرکت‌های کهدر صنایع رقابتی‌تر هستند کمتر احتمال دارد که درگیر مدیریت سود فرصت‌طلبانه شوند و عمل تقلب در این صنایع بهدلیل وجود مکانیزم بازار به ندرت پیش می‌آید(مارکیوکایت وپارک،10،2009). به طور خلاصه، رقابت در بازار محصول  از طریق نظریه نمایندگی می‌تواندهزینه‌های حسابرسی را تحت تأثیر قرار است. رقابت بازار نقش حاکمیت شرکتی و کاهش مشکلات نمایندگی می‌باشد. این مسئله موجب کاهش هزینه خدمات حسابرسی می‌شود.

حق الز حمه حسابرسی رابطه مستقیمی با ریسک کسب و کار صاحب کار دارد. ریسک کسب و کار صاحبکار می‌تواند به افزایش ریسک کسب و کار حسابرسان تبدیل شود. در یک صنعت رقابتی با توجه به اینکه ویژگی‌ها و مشخصه‌های اصلی شرکت‌ها مشابه می‌باشد، بنابراین مقایسه  عملکرد این گونه شرکت‌ها در صنعت رقابتی معنادارتر  می‌باشد.  شرکت در صنایع رقابتی شامل خطرات بیشتر کسب و کار نسبت به کسانی که در صنایع کمتر رقابتی است. در عمل، شرکت‌ها در صنایع رقابتی تمایل به درگیر در فعالیت‌های نوآورانه بیشتری نسبت به صنایع با رقابت پایین دارند(شومپیتر 1992، هو و رابینسون، 2006)، در نتیجه خطر نوآوری وجود دارد. شرکت‌ها در صنایع رقابتی با تهدیدهای بیشتری از ورود رقبای جدید و رقبای موجود،  نسبت به صنایع کمتر رقابت پذیر مواجه هستند. بنابراین باعث  به وجود آمدن ریسک نقدینگی می‌شود. اشمیت (1997) استدلال می‌کند که رقابت احتمال انحلال را افزایش می‌دهد. افزایش رقابت سود آوری شرکت‌ها را کاهش می‌دهد. اگر مدیران هزینه‌های خود را  پایین نگه ندارند، و این سپس کاهش سود شود ممکن است شرکت را در موقعیت عدم سودآوری قرار دهند، بنابراین احتمال این که شرکت منحل شود بالا می‌رود(وانگ،1،2010).

منظور از ریسک کسب و کار، شرایطی است که خارج از کنترل حسابرس است و نمی‌تواند حذف شود. بنا به گزارش موسسه آمریکایی حسابداران خبره عمومی، ریسک کسب و کار، شامل دو مؤلفه است:1- ریسک کسب و کار صاحبکار و2- ریسک کسب و کار حسابرس (AICPA،1992 ). ریسک کسب و کار صاحبکار و ریسک کسب و کار حسابرس، ارتباط  نزدیکی با هم دارند. ریسک کسب و کار صاحبکار، خطر مربوط به توقف فعالیت صاحبکار است. در حالی که ریسک کسب و کار حسابرس، ریسک هزینه‌های بالقوه ای است که در اثر توقف فعالیت شرکت صاحبکار، برای حسابرس پیش می آید. (بل و همکاران،2002، SAS شماره 47). اومالی (1993، 85) معتقد است، هر کسی که دچار ضرر و زیان مالی شود، جهت جبران خسارت خود  از  حسابرسانی که ممکن است هیچ اشتباهی در گزارش حسابرسی نکرده باشد، شکایت می‌کند. بنابراین، ریسک کسب و کار حسابرسی،  بیانگر خطری است که حسابرسان حتی زمانی که گزارش حسابرسی خود را تحت مقررات و قوانین حسابداری، بصورت بی عیب تهیه کرده اند، با آن مواجه اند.  از آنجا که حسابرس نمی‌تواند خطر توقف فعالیت یا عملکرد ضعیف یک شرکت  را از بین ببرد،  لذا معمولا  تمایل  دارد تا حق‌الزحمه حسابرسی صاحبکاری که خطر کسب و کار آن بالاست را افزایش دهد. هو و رابینسون (1927،2006) نشان دادند که نوآوری و خطر ورشکستگی دو کانال برای شرکت‌های فعال در صنایع رقابتی هستند که  نیاز به بازده مورد انتظار  بالاتر  را به وجود می‌آورند.  خطر کسب و کار صاحبکار، به نوبه خود بر خطر کسب و کار حسابرس تأثیرمی‌گذارد. شرکت‌هایی که از نظر مالی شرایط خوبی ندارند، حسابرس نیز اغلب درگیر دعوای حقوقی می‌باشد. بنابراین، حسابرسان تمایل دارند حق‌الزحمه خود را در شرکت‌های در صنایع رقابتی‌تر به دلیل  ریسک کسب و کار، افزایش دهد(وانگ،5،2010).

 

3-پیشینه پژوهش

     پژوهش‌هایانجام شدهدرکشورهایگوناگونکهسعیدربررسیعواملاثرگذاربرنحوهقیمتگذاری خدماتحسابرسیداشته‌اندمتغیرهایمستقلمتفاوتیرابهعنوانعاملاثرگذاربر حق‌الزحمهخدماتحسابرسیارائهکرده‌اند.

عزیزخانی وهمکاران(2012)  نشان دادنددر ایرانکهمؤسساتبزرگبینالمللیحضورندارند،سازمانحسابرسیبهعنوانبزرگترینمؤسسةحسابرسیکهدارایبیشترینسهمبازارمی باشد،حق الزحمهبالاترینسبتبهسایرمؤسساتحسابرسیدریافت می نماید.

مارکیوکایت وپارک^[v](2009)  با بررسی اوراق بهادار تجدید ارئه شده استنفورد  بیان کردند که رقابت در بازار محصول باعث کاهش عدم تقارن اطلاعات بین مدیران و سهامداران شده و دقت و صحت گزارش‌های مالی به طور موثر بهبود می یابد. شرکت ها در صنایع رقابتی کمتر احتمال دارد به گزارش درآمد گمراه کننده پرداخته و احتمال بیشتری برای ارائه گزارش مالی آموزنده وجود دارد. چو و همکاران(2011)، به بررسی رابطه بین رقابت در بازار محصول و حاکمیت شرکتی پرداختند، آن‌ها در این بررسی دریافتند که شرکت ها در صنایع قابل رقابت یا با قدرت بازار ضعیف مایل هستند ساختار حاکمیت شرکتی ضعیف داشته باند. همنچنین، آن‌ها نشان دادند که کیفیت حاکمیت شرکتی فقط زمانیکه رقابت در بازار محصول ضعیف است، تاثیر معنادار بر روی عملکرد دارد. میچلی و دیگران(2012)، رابطه بین رقابت در بازار محصول و تضاد نمایندگی را مورد بررسی قرار دادند. آن‌ها نشان دادند که رقابت در بازار محصول، هزینه نمایندگی را کاهش می دهد. شرکت هایی که در صنایع به میزان رقابت پایین فعالیت می کنند نسبت به شرکت های موجود در صنایع با میزان رقابت بالا کارایی کمتری دارند.

دی آنجلو(1981) بیان می‌کند حسابرسان در سال‌های اولیه به دلیل عدم آگاهی از تداوم یا عدم تداوم کار خود در شرکت صاحبکار، معمولا در کار حسابرسی کم کاری^[vi]می‌کنند. استدلال این است که حسابرسان در سال‌های اولیه ارتباط با صاحبکار به دلیل عدم امنیت شغلی سعی می‌کنند که هزینه‌های چندانی برای کار حسابرسی و یا حفظ صاحبکار نکنند و با این کار سعی می‌کنند، سود کار خود را بالا ببرند.

گریفین و سان(2010) بیان می‌کنند در صنایع رقابتی، هزینه‌های نمایندگی  و کنترل مدیران به علت مکانیزم بازار کاهش می‌یابد و رفتارهای فرصت طلبانه مدیریت سود کمتر است هزینه حق الزحمه حسابرسی نیز کاهش پیدا می‌کند.

بل و همکاران(2002)  به طور تجربی نشان دادند ریسک کسب و کار، هزینه‌های حسابرسی را افزایش می‌دهد و هزینه‌های حسابرسی بالاتر برای صاحبکارانِ در معرض خطر بیشتر است.

سیمیونیک(1980)¹و پالمرز(1996)²پژوهش‌هایی را در مورد مخارج حسابرسی‌ مستقلانجام دادند و مدل‌هایی ارائه نمودند.نتایج مطالعات آن‌ها از این‌ دیدگاه نظری که ملاحظات مالی،مبلغ صرف شده برای حسابرسی مستقل تحصیل شده‌ توسط بنگاه اقتصادی را تعیین می‌نماید،پشتیبانی می‌کند.نتایج هردو پژوهش نشان‌ می‌دهد معیارهای اندازه،که براساس دارایی‌ها یا درآمدها اندازه‌گیری شده استو پیچیدگی عملیات بنگاه از مناسب‌ترین عوامل تعیین‌کننده حق الزحمه حسابرس مستقلاست.

رجبی و محمدی خشوئی(1387) در تحقیقی به بررسی رابطه‌ی بین هزینه‌های نمایندگی و قیمت گذاری خدمات حسابرسی مستقل در سال 1384 در بورس ایران پرداختند. آنان در تحقیق خود به این نتیجه رسیدند که وجود سهامدار نهادی کنترل کننده رابطه‌ی منفی و معناداری با میزان حق الزحمه‌ی خدمات حسابرسی مستقل دارد. 

 

4-فرضیه پژوهش

با توجه به مبانی نظری و تحقیقات پیشین، علی الخصوص تحقیق میچلی و دیگران(2012)، که نشان داد  رقابت در بازار محصول، هزینه نمایندگی را کاهش می دهد و نیز نتایج تحقیق گریفین و سان(2010) که  مبین این موضوع است که  درصنایع رقابتی هزینه‌های نمایندگی  و کنترل مدیران به علت مکانیزم بازار کاهش یافته و هزینه حق الزحمه حسابرسی نیز کاهش پیدا می‌کند، فرضیه این پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:

فرضیه: رقابت بازار محصول با حق الزحمه‌ی پرداختی به حسابرس مستقل رابطه دارد.

 

5-روش پژوهش

این تحقیق از لحاظ نوع هدف، کاربردی و ازلحاظ روش پژوهش تجربی از نوع پس رویدادی است. در پژوهشهای پس رویدادی، روابط احتمالی بین متغیرها از طریق مشاهده شرایط موجود، مورد مطالعه قرار می گیرد که در آن، موارد مورد مطالعه در گذشته رخ داده اند و توسط محقق قابل دستکاری نیستند. از لحاظ روش استدلال نیز این تحقیق از نوع پژوهشهای استقرایی است که با استفاده از مشاهده اجزایی از جامعه(نمونه) نسبت به ارائه الگویی برای کل جامعه اقدام می نماید. پژوهش حاضر، از لحاظ  تئوری،در زمره پژوهشهای اثباتی قرار دارد و از لحاظ آماری از نوع تحقیقات همبستگی است که در آن رابطه بین دو متغیر با استفاده از الگوی رگرسیون، بررسی می‌شود. نرم افزار آماری مورد استفاده در این تحقیق 13 Spss و Eviews نسخه 6 می باشد.

6-جامعه آماری و نحوه‌ی انتخاب شرکت‌ها   

جامعه‌ی آماری پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در فاصله‌ی زمانی سال‌های1385 تا 1391 است. در این پژوهش، برای تعیین نمونه‌ی آماری از روش نمونه گیری به صورت نمونه گیری حذفی(غربالگری) استفاده شد؛ بدین صورت که در هر مرحله از بین کلیه  شرکت‌های موجود در پایان سال 1384 ، شرکت‌هایی که دارای شرایط زیر نباشند، حذف شده و شرکت‌های باقی مانده برای انجام آزمون انتخاب شدند :

• شرکت‌ها باید در طول سال مالی تداوم فعالیت داشته باشند.
•  نمونه‌ی آماری شامل شرکت‌های واسطه گری مالی و سرمایه گذاری نباشد .
•  شرکت‌هایی که سال مالی آن‌ها به انتهای اسفند ماه ختم می‌شود(به منظور قابلیت مقایسه) .

در نهایت پس از طی مراحل مزبور تعداد 72 شرکت برای انجام آزمون فرضیه‌های پژوهش  انتخاب شدند.

 

7-تجزیه و تحلیل اطلاعات و تعریف متغیرها

در بخش آمار توصیفی، تجزیه و تحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های مرکزی همچون میانگین و میانه و شاخص‌های پراکندگی انحراف معیار انجام شده‌است. همچنین، برای آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیون داده‌های تابلویی استفاده شده است.

برای انتخاب از بین روش‌های الگوهای رگرسیونی ترکیبی و الگوی داده‌های تابلویی از آزمون F لیمر استفاده شده است. پس از برازش مدل و قبل از  تبیین نتایج نیز آزمون‌های نرمال بودن از طریق آماره‌ی جارکوبرا، ناهمسانی واریانس از طریق آزمون وایت و خود همبستگی از طریق مقدار آماره‌ی دوربین- واتسون برروی جملات باقیمانده بررسی و سپس تجزیه و تحلیل نتایج انجام شد. در همین راستا برای بررسی تاثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته الگوی رگرسیونی زیر ارائه شده است:

 

مدل(1)

 

که متغیرهای این مدل به شرح جدول1 می‌باشند.

 

جدول1- تعریف متغیرهای الگوی تحقیقحاضر

نماد	متغیر مورد بررسی
LnFee	حق الزحمه‌ی حسابرسی
HHI	رقابت بازار
LEV	نسبت بدهی به دارایی(اهرم مالی)
ROA	نسبت سود آوری
AuditQlty	کیفیت حسابرسی (اندازه موسسه حسابرسی)
Size	اندازه شرکت
GROWTH	رشد فروش
MTB	نسبت فرصت های رشد

منبع: یافته‌های‌ پژوهشگر

 

7-1-متغیر وابسته این پژوهش میزان حق‌الزحمه‌ی پرداختیبه حسابرس مستقل تعریف شده است که داده های مربوط به حق الزحمه الزحمه حسابرس از یادداشت های همراه صورتهای مالی شرکت های مورد آزمون استخراج شده است و برای محاسبه آن از لگاریتم طبیعی هزینه‌ی حسابرسی استفاده شده است. دلیل استفاده از لگاریتم‌ این است که لگاریتم موجب یکنواختی و همسانی می‌شود (وانگ،2010، علوی طبری وهمکاران،1390 نیک بخت، تنانی،1390 کارسلو و همکاران،2002، میترا و همکاران،2007، تسوی و همکاران،2001).

7-2-متغیر مستقل این پژوهش رقابت بازار است که رقابت در بازار محصولات بر اساس شاخص هرفیندال- هیرشمن اندازه گیری شده است که در پژوهش هو و رابینسون(2006،10) و مارکاریان و سانتالو(5،2010) و وانگ(4،2010) نیز مورد استفاده قرار گرفته است. لازم به توضیح است که شاخص مذکور میزان رقابت‌پذیری را در سطح صنایع مختلف محاسبه کرده و  بهصورت زیر تعریف می‌شود:

 

 

si =عبارت از درآمد فروش شرکت i .

S = مجموع درآمد فروش شرکت‌های موجود در صنعتی که شرکت i در آن فعالیت می‌کند.

 n= تعداد شرکت‌های موجود در صنعت موردنظر.

*هر چه شاخص بدست آمده برای صنعتی بیشتر باشد نشان دهنده رقابت بازار کمتر در آن صنعت می‌باشد.

 

7-3-متغیرهای کنترل

اندازه‌ی شرکت: به دلیل اینکه دارایی‌ها در مقایسه با اعداد ادواری حسابداری، از ارزشیابی حساس‌تری برخوردار هستند و اکثر نواقص ارزشیابی در مورد آن‌ها مطرح است و نیز دید سنتی حسابرسان در تمرکز بر ترازنامه و این تفکر که با تایید اعداد ترازنامه، اعداد صورت سود و زیان نیز به شکل غیرمستقیم تایید می‌شوند، اندازه‌ی شرکت (که بهوسیله ی اندازه کل دارایی‌های آن اندازه‌گیری می‌شود) عاملی تعیین کننده در تعیین حق الزحمه‌ی حسابرسی در نظر گرفته شده است(نیک بخت و تنانی،1390). برای محاسبه این متغیر از لگاریتم طبیعی کل دارایی‌های شرکت استفاده شده است.

اندازه‌ی موسسه حسابرسی: اگر بازار کار حسابرسی، خواه به دلیل الزامات قانونی ارجاع کار حسابرسی ، خواه بابت توانایی‌های مالی و نیروی انسانی یا کیفیت کار موسسه، در انحصار مؤسسه (یا مؤسساتی) قرار گرفته باشد، آنگاه به دلیل وجود نداشتن رقیب، ممکن است حق الزحمه حسابرسی تحت تاثیر قرار گیرد(نیک بخت و تنانی،1390). سازمانحسابرسیدرایرانبهعنوانموسسهحسابرسیدولتیبهارائهخدماتحرفه‌ای حسابرسیمی‌پردازدوبهنسبتسایرموسساتحسابرسی،ازحجمصاحبکارانبالاتری برخورداراست.بهعلاوهبهواسطهساختاردولتیوانتخابقهری،اینسازماندرپذیرش کاروتعیینحقالزحمهخدماتحرفه‌ایازحاشیهامنیتیبرخورداراستکهتوانستهدر عرصهرقابتباسایرموسساتغیردولتیجایگاهویژه‌ایرابهخوداختصاصدهد.بنابراین انتظارمی‌روداینسازمان،همانندچهارموسسهبزرگحسابرسیدنیاکهبهنسبتسایر رقبادرعرصهبینالمللیدارایصرفیدرحقالزحمهخدماتحرفه‌ایمی‌باشند،دربازار خدماتحسابرسیدرایرانبهنسبترقباحق الزحمهبیشتریدریافتنماید. همچنین، با توجه به این‌که در بیشتر پژوهش‌ها از اندازه‌ی موسسه حسابرسی به عنوان عاملی تعیین کننده در کیفیت کار حسابرسی استفاده شده است(میترا و همکاران،10،2007)، در نتیجه در این پژوهش نیز از اندازه‌ی موسسه حسابرسی به عنوان معیار کیفیت حسابرسی استفاده شد، و سازمان حسابرسی به عنوان موسسه حسابرسی بزرگ و عدد یک در نظر گرفته شده و دیگر موسسات نیز به عنوان موسسات حسابرسی کوچک و عدد صفر برای آنان در نظر گرفته شده است (علوی طبری و همکاران،1390).

نسبتکلبدهیهابهمجموعدارایی‌ها: نسبتبدهیرابطهنمایندگیوپیچیدگیعملیاتواحدموردرسیدگیراازطریقمیزان تامینمالیخارجازحوزهمالکیتنشانمی‌دهد. افزایشدرنسبتبدهیبهعلتتاکیدبر رابطهنمایندگیمیانمدیریتواعتباردهندگاناحتمالاًتقاضابرایخدماتحسابرسیو حق الزحمهاینخدماتراافزایشمی‌دهد(خشویی و رجبی،1387).

نسبت سودآوری:این متغیر از طریق نسبت سود به مجموع دارایی ها محاسبه شده است.

نسبت فرصت های رشد: این متغیر از طریق نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت محاسبه شده است(وانگ،3،2010)

نسبت رشد فروش: این متغیر از طریق نسبت تغییرات درآمد فروش دوره جاری نسبت به دوره گذشته محاسبه شده است.

 

8-آزمون فرضیه های تحقیق

برای انتخاب آزمون درست جهت تحلیل فرضیه‌ها ابتدا باید از توزیع آماری متغیرها اطمینان حاصل کرد. برای نمونه، پیش‌نیاز گرفتن آزمون‌های پارامترینرمال‌بودن توزیع آماری متغیرهاست. به طور کلی می‌توان گفت که آزمون‌های پارامتری، عموما بر میانگین و انحراف معیار استوارند. حال اگر توزیع جامعه نرمال نباشد، نمی‌توان استنباط درست از نتایج داشت. فرض مهمدرالگویرگرسیونخطیکلاسیکایناستکهمتغیروابستهیاجملاتخطا،به طورنرمالتوزیعشدهباشند . بادرنظرگرفتناینفرض،برآوردکنندههانیزبهطورنرمالتوزیع میشوند . باتوجهبهنقشقطعیآزمونهایتشخیصدرتجزیهوتحلیلنتایج،انجامآزمون هاییبهمنظورتائیدفرضنرمالبودنازاهمیتزیادیبرخورداراستبرای بررسی توزیع آماری متغیرها از آزمون‌های نیکویی-برازش استفاده می‌شود. آزمون کولوموگراف اسمیرنوف به همراه آزمون کای دو، جزء آزمون‌های نیکویی- برازش هستند. اما با توجه به محدودیت‌های آزمون کای‌دو، معمولا برای آزمون نرمال‌بودن، از آزمون کولوموگراف-اسمیرنوف استفاده می‌شود. چنانچه سطح معناداری در آزمون کولموگروف-اسمیرنوف که در این جدول با sig. نمایش داده می‌شود. بیشتر از 0.05 باشد می توان داده‌ها را با اطمینان بالایی نرمال فرض کرد. در غیر این صورت نمی‌توان گفت که داده ها توزیع‌شان نرمال است.

همان طور که در جدول2 قابل مشاهده است با توجه به مقدار  ضریب خطای آزمون کولموگروف-اسمیرنوف برابر 0.102 می باشد و بیشتر از سطح خطای در نظر گرفته شده 0.05 می باشد لذا دلیلی برای رد فرضیه صفر وجود ندارد و می توان گفت داده ها دارای توزیع نرمال می باشند.

 

جدول 2- آزمون نرمال بودن متغیرها

تعداد داده ها		432
پارامترهای نرمالa	میانگین	29.8240
	انحراف	6828,4
بیشترین انحراف	مستقل	0.059
	مثبت	0.059
	منفی	0.044-
آماره کولموگروف-اسمیرنوف		1.219
ضریب خطای آزمون کولموگروف-اسمیرنوف		0.102
a 0توزیع داده ها نرمال است

منبع: یافته های پژوهشگر

 

از سوی دیگر برای کسب اطلاع از وجود یا عدم وجود وابستگی خطی  بین متغیرهای مستقل از تحلیل همبستگی استفاده می‌شود. دلیل اینکار آن است که در صورت وجود همبستگی زیاد بین متغیرهای مستقل، استفاده همزمان از آن متغیرها جهت برآورد الگوی رگرسیون از لحاظ آماری امکان پذیر نمی باشد. در صورتیکه متغیرهای تحقیق با مقیاس نسبتی و پیوسته می باشند از ضریب همبستگی پیرسون برای بررسی همبستگی بین آن‌ها استفاده می­شود؛ لذا در این تحقیق سعی شده تا با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون به بررسی ارتباط بین متغیرهای تحقیق پرداخته شود. ضریب همبستگی پیرسون همواره بین 1+ و 1- می باشد. هر چقدر این ضریب به عدد 1+ نزدیکتر باشد نشان از وجود همبستگی زیاد و مستقیم بین دو متغیر است و چنانچه ضریب همبستگی پیرسون به عدد 1- نزدیکتر باشد مفهوم آن همبستگی زیاد و معکوس بین آن‌ها است.

ضرایب همبستگی در واقع وابستگی دو متغیر را مشخص می کنند.ضریب همبستگی بین 0.25 تا 0.35 ضریب بسیار پایین است وتنها 4درصدتغییراتمشترک میان دو متغیر را نشان می دهد وضریب همبستگی بین 0.35 تا 0.65 ضریب متوسط است و حدود 25درصد تغییرات مشترک میان دو متغیر را نشان می دهد و اگر ضریب همبستگی بین 0.65 تا 0.85باشد ضریب بالایی است و تا 72% تغییرات مشترک میان دو متغیر را نشان می دهد. همان طور که در جدول 3 نیز قابل مشاهده است، ضریب همبستگی میان متغیر های مستقل تحقیق در الگوها نشان از عدم وابستگی زیاد آن‌ها به یکدیگر می باشد.لذا محدودیتی در استفاده از همه متغیرهای مستقل تحقیق در برآورد مدل رگرسیون وجود ندارد.

 

جدول 3- ضریب همبستگی میان متغیرهای مستقل

	رقابت بازار	اهرم مالی	اندازه موسسه حسابرسی	رشد فروش	فرصت‌های رشد	اندازه شرکت	بازده دارایی‌ها
رقابت بازار	1
اهرم مالی	0.18964	1
اندازه موسسه حسابرسی	0.0146-	- 0.0296	1
رشد فروش	0.34958	0.0312	0.0417-	1
فرصت‌های رشد	0.0515-	0.1255	0.0093-	0.0244-	1
اندازه شرکت	0.01225	0.0714	0.0147-	0.0371	0.1154	1
بازده دارایی‌ها	0.0332-	0.0661-	0.0123-	0.1442	0.0219-	0.0391-	1

منبع: یافته های پژوهشگر

 

نتایج آمار استنباطی

همانگونه که در بخش مربوط به فرضیه‌های پژوهش نیز بیان شد، هدف این پژوهش بررسی رابطه رقابت بازار محصول با حق الزحمه‌ی حسابرسی مستقل شرکت‌ها است، در همین راستا با توجه به مبانی نظری مطرح شده الگویی متشکل از یک سری متغیر مستقل تدوین شد.برای تشخیص روش تخمین مناسب مدل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن استفاده شده است. ابتدا جهت تعیین آنکه مدل با استفاده از داده های تابلویی یا داده های ترکیبی تخمین زده شود از آزمون F لیمر استفاده شد. در این آزمون تفاوت ضرایب برآورد شده برای تک تک مقاطع با ضرایب برآورد شده حاصل از داده های جمعی بررسی می‌شود. فرضیات این آزمون به صورت زیر است:

H0:تمام عرض از مبداه ها با هم برابرند (pooledمدل )

H1:حداقل یکی از عرض از مبداها با بقیه متفاوت است (panel dataمدل اثرات ثابت )

 

فرض صفر آزمون، بیان می­کند کهتفاوتی میان ضرایب برآورد شده برای تک تک مقاطع و ضریب برآورد شده جمعی وجود ندارد بدین معنا که لزومی به برآورد مدل با استفاده از داده های تابلویی وجود ندارد. پس از انجام آزمون، آماره F محاسبه شده با مقدار بحرانی مقایسه می‌شود. در صورتی که آماره F محاسبه شده بیشتر از مقدار بحرانی باشد فرض صفر رد می‌شودو لازم است مدل به روش داده های تابلویی برآورد شود.

جدول 4- آزمون F لیمر

آزمون F لیمر- آزمون pooled یا panel
احتمال	درجه آزادی	آماره	خلاصه آزمون
0.0000	(71،206)	5.122816	نتایج آزمون  F

منبع: یافته های پژوهشگر

 

مطابق جدول 4 چون مقدار بحرانی آماره F در سطح اطمینان 95 درصد برابر با  1.61 می باشد و با توجه به اینکه آماره محاسبه شده برابر 5.12 بوده و بیشتر از مقدار بحرانی  است، لذا فرض صفر مبنی بر برابر بودن تمام عرض از مبدا ها پذیرفته نمی‌شود و لازم است مدل به روش داده های تابلویی برآورد شود.

پس از اینکه اطمینان حاصل شد که مدل باید به روش داده های تابلویی برآوری شود مهمترین موضوع انتخاب بین دو روش اثرات ثابت و اثرات تصادفی است. برای مشخص شدن روش مناسب از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. فرض صفر آزمون هاسمن بیان می کند که مدل دارای اثرات تصادفی است. آماره این آزمون X²یا کای دو می باشد. اگر مقدار آماره کای دو محاسبه شده بیشتر از مقدار بحرانی آن باشد فرض صفر مبتنی بر لزوم برآورد مدل به صورت اثرات تصادفی پذیرفته نخواهد شد.

 

جدول 5- آزمون هاسمن

آزمون هاسمن-آزمون اثرات ثابت یا تصادفی
احتمال	درجه آزادی کای دو	آماره کای دو	خلاصه آزمون
0.0192	7	35.3461	نتایج آزمون

منبع: یافته های پژوهشگر

 

مطالق جدول 5، چون آماره محاسبه شده 35.34 بیشتر از مقدار بحرانی  است، لذا فرض صفر مبنی بر لزوم برآورد مدل به صورت اثرات تصادفی پذیرفته نمی‌شود و لازم است مدل به روش اثرات ثابت برآورد شود. همچنین آماره‌یF (105.76)  با ضریب خطای صفر درصدی  حاکی از معنی دار بودن کل رگرسیون برآورد شده است. به منظور رفع مشکل خود همبستگی موجود بین متغیرها از روش AR استفاده شد و  آماره دوربین واتسون 2.01 ، نیز حاکی از نبود مشکل خود همبستگی است. لذا می‌توان بیان کرد که در سطح اطمینان 95درصد، در مجموع متغیرهای مستقل بر حق الزحمه‌ی حسابرسی مستقل موثر است و با توجه به جدول 6 و ضریب تعیین تعدیل شده بدست آمده برای الگو می‌توان بیان کرد که متغیر مستقل پژوهش83 درصد از تغییرات متغیر وابسته (حق الزحمه‌ی حسابرسی) را توضیح می‌دهد.

 

جدول 6- نتایج تخمین الگو

متغیر مستقل	ضریب	آمارهt	سطح خطا
عرض از مبداء	30.13090	229.8925	0.0000
شاخص هرفیندال-رقابت بازار	0.2343	6.1486	0.0185
اندازه موسسه حسابرسی	4.5209	1.7356	0.0000
رشد فروش	0.0585	3.0466	0.0026
نسبت فرصت‌های رشد	0.3892	2.7799	0.0059
اندازه شرکت	0.0031	9.3117	0.0000
اهرم مالی	0.0314-	8.5203-	0.0806
بازده دارایی‌ها	0.0004	0.5624	0.5744
AR(2)	0.5141	6.7308	0.0000
آماره F لیمر (سطح خطا)	5.1228 (0.0000)
آماره هاسمن (سطح خطا)	35.3461  (0.0192)
روش پذیرفته شده
ضریب تعیین تعدیل شده	0.83
آماره F  (سطح خطا)	105.7625 (0.0000)
آماره دوربین- واتسون	2.01

منبع: یافته های پژوهشگر

 

فرضیه‌ی تحقیق به بررسی رابطه رقابت بازار محصول با حق الزحمه‌ی پرداختی به حسابرس مستقل می‌پردازد. براساس نتایج بدست آمده در جدول شماره(6)، آماره t  و سطح معنی داری متغیر رقابت بازار(شاخص هرفیندال) نشان می دهد که این متغیر با ضریب 0.23 تایید شده است و با توجه اینکه P-Valueبرابر با 0.0185 که کوچکتر از سطح خطای 5 درصد می باشد می توان نتیجه گرفت که این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد مورد تأیید قرار می‌گیرد. از آنجا که  افزایش شاخص هرفیندال که به معنای کاهش رقابت موجود در صنعت است، باعث افزایش حق الزحمه حسابرسی مستقل می‌شود و بالعکس، لذا  ارتباط معکوسی میان رقابت موجود در صنعت و حق الزحمه‌ی پرداختی به حسابرسی مستقل وجود دارد.

 

9-بحث ونتیجه گیری

بطور کلی، نتایج این پژوهش نشان می دهد که بین رقابت موجود در صنعت، با حق الزحمه‌ی حسابرسی رابطه معکوس وجود دارد. نتیجه بدست آمده  در این تحقیق متضاد با نتایج پژوهش‌ وانگ (2012) می باشد که  بیان داشته رقابت، باعث به وجود آمدن نقش حاکمیتشرکتی و کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران می‌شود لذا هرچقدر رقابت در بازار محصولات شرکتی بیشتر باشد، باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های کنترلی  شده و بنابراین  ریسک حسابرسی کاهش می‌یابد و حسابرسان تمایل به صرف منابع کمتر در حسابرسی و هزینه‌های پایین‌تر حسابرسی دارند. دلیل این نتایج متضاد می تواند به خاطر شرایط بومی کشور ایران باشد، که شرکت‌های فعال در صنایع کمتر رقابتی (نیز صنعت خودروسازی) عمدتا ساختار مالکیتشان بیشتر دولتی است  و حسابرس آن‌ها نیز بعضا سازمان حسابرسی می باشد و حق الزحمه حسابرس نیز با توجه به بزرگی این شرکت‌ها  و قدمت سازمان حسابرسی، بیشتر است. این تحلیل منطبق با نتایج تحقیق چویوهمکاران (2011) است کهنشان می دهدزمانیکهچهارمؤسسهبزرگبهعنوانحسابرس انتخابگردیدهاند،حقالزحمههاافزایشیافتهو یکمبلغمازاد،بابتاعتباراینمؤسساتدرنظرگرفتهشدهاست.

در حالی که سایر شرکت‌های فعال در صنایع رقابتی تر، بعضا از سایر موسسات حسابرسی کوچکتر استفاده می کننند که طبیعتا حق الزحمه دریافتی یشان کمتر می باشد چون هم قدمت کمتری نسبت به سازمان حسابرسی دارند و هم اینکه سعی می کنند برای جلب رضایت صاحبکار، حق الزحمه کمتری نسبت به سایر موسسات حسابرسی پیشنهاد بدهند.  به همین دلیل میزان رقابتی بودن صنعت مورد فعالیت شرکت صاحبکار در این تحقی، برعکس تحقیقات انجام شده در کشورهای غربی، رابطه عکس با حق الزحمه حسابرسی پیدا کرده است.

 

---

1- استادیار گروه حسابداری ، دانشکده علوم مالی ، دانشگاه علوم اقتصادی نویسنده اصلی و  مسئول مکاتبات.  [e-mail]

2- دانشجوی کارشناسی ارشد،حسابداری دانشگاه علوم اقتصادی.

---

^[i]. Wang

[ii].Porter & Millar

[iii].Baggs&Bettignies

[iv].Menon& Williams

^[v].Marciukaityte and Park

^[vi]. Low balling

مراجع

فهرست منابع

1)    اشرف زاده، حمیدرضا ؛ نادر مهرگان (1387) "اقتصادسنجی پانل دیتا"، چاپ اول، موسسه تحقیقات تعاون، انتشارات دانشگاه تهران.

2)    پژویان،جمشید؛ مرجانفقیهنصیری(1388)اثررقابتمندیبررشداقتصادیبارویکردالگوی رشددونزا،فصلنامهپژوهشهایاقتصادیایران،سالسیزدهم،شماره 38، صص97-132.

3)    حساس یگانه، یحیی(1384) "فلسفه حسابرسی"، انتشارات علمی و فرهنگی. چاپ دوم 1388.

4)    رجبی،  روح الله ؛ حمزه محمدی خشوئی (1387) هزینه‌های نمایندگی و قیمت گذاری خدمات حسابرسی مستقل»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره(15)، شماره 53، پاییز ،صص 35-52.

5)    علوی طبری، سیدحسین؛ روح اله رجبی  و منصوره شهبازی (1390) رابطه‌ی نظام راهبری و حق‌الزحمه‌ی حسابرسی مستقل شرکت‌ها». فصلنامه دانش حسابداری، شماره5،صص 75-101.

6)    نیک بخت، محمد ؛ محسن تنانی (1389) آزمون عوامل موثر بر حق الزحمه حسابرسی صورت‌های مالی، پژوهش‌های حسابداری مالی، دوره دوم، شماره 4،صص 111-132.

7)     Azizkhani, M., Shailer. G. and Monroe G. (2012),"The Pricing of Audit Servicesin a Non – Big4 Setting", Working paper, The Australian National University.

8)     Baggs, J. &Bettignies, J, E,(2007 ), "product market Competition and Agency Costs ", the Journal of  Industrial economics,PP.289-323.

9)     Bell, T., W. Landsman, B. Miller, and S. Yeh,(2002), "The Valuation Implications of Employee Stock Option Accounting for Profitable Computer Software Firms", The Accounting Review77,PP. 996-971.

10)  Chhaochharia, V., Grinstein, Y, Grullon, G. &Michaely, R., (2012), "Product Market Competition and Internal Gove rnance: Evidence from the Sarbanes Oxley Act”, Available at SSRN: http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=2024733.

11)  Chou, J., Ng, L., Sibilkov, & Wang, Q, (2011), "Product Market Competition and Corporate Governance”, Review of Development Finance",Vol(1),PP.114 – 130.

12)  Chow, C.W, (1982). "The Demand for External Auditing: Size, Debt and Ownership Influences",The Accounting Review 57,PP. 272-291.

13)  DeAngelo, L, (1981), "Auditor Size and Audit Quality ", Journal  of Accounting and Economics 3(3),PP. 183-199.

14)  Guney, Y.; Li, L. and R., Fairchild, (2011), "The Relationship between Product Market Competition and Capital Structure in Chinese Listed Firms", International Review of Financial Analysis, Vol. 20, pp. 41-51.

15)  Knechel, W. R., and Wong, N, (2006), " Audit Fees: A meta-analysis of the Effect of Supply and Demand Attributes. " Contemporary Accounting Research, 23(1), PP. 141-191.

16)  Hou, K. and D. Robinson, (2006)," Industry Concentration and Average Stock Returns", Journal of Finance 4,pp.1927-1956.

17)  Kale, J. R. and Y. C. Loon ,(2011), "Product Market Power and Stock Market Liquidity ". Journal of Financial Markets, Vol. 14, pp.376-410. Markarian, G. and J. Santaló ,(2010), "Product Market Competition, Information and Earnings Management". Working Paper.

18)  Marciukaityte, D. and J. Park, (2009),"Market Competition and Earnings Management". Working Paper. Drexel University.

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

20)  O’Malley, S. F,(1993),"Legal Liability is Having a Chilling Effect on the Auditor’s Role Accounting Horizons". 7,PP. 82-87.

21)  Palmrose, Z,(1996), "Audit fees andauditor size: further evidence", Journalof Accounting Research, Vol. 24 No.1, pp. 97-110.

22)  Porter, M. E. & Millar, V. E, (2002). "How Information Gives YouCompetitive Advantage", Harvard Business Review, 63,PP. 149-160.

23)  Schmidt, K,(1997),"Managerial Incentives and Product Market Competition", Review of Economic Studies 64,PP.191-213.

24)  Schumpeter, J, (1992),"Capitalism, Socialism and Democracy", George Allen and Unwin, London,P.115.

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

26)  Simunic, D,(1980), "The Pricing of Audit Services: Theory and Evidence" ,Journal of Accounting Research, Vol. 18No.1, pp. 161-190.

27)  Sharma, V,(2010),"Stock Returns and Product Market Competition: beyond Industry Concentration”, Review of Quantitative Finance and Accounting, Vol. 37, pp. 283-299.

28)  Wang, Y,(2010),"Product Market Competition and Audit Fees." Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract.1697685 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1697685

 

 

یادداشت‌ها