اثرکیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری و ارائه گزارش حسابرسی مشروط

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 6، دوره 8، شماره 29، خرداد 1395، صفحه 97-124   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

حمیدرضا وکیلی فرد^{* 1}؛ قدرت اله طالب نیا²؛ امید صباغیان طوسی³

¹دانشیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم تحقیقات تهران

²استادیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم تحقیقات تهران

³عضو باشگاه پژوهشگران جوان دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران شمال

چکیده

به دلیل اینکه به ندرت اطلاعات درباره اندازه شرکت­ها و تفاوت­های شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ فهرست می­شود، در این پژوهش هدف، بررسی این موضوع است که  کیفیت حسابرسی بالا چه تاثیری بر مدیریت سود در دو گروه از شرکت­ها دارد و این­که چه رابطه­ای بین ارائه گزارش مشروط و تخصص حسابرس در صنعت صاحب­کار وجود دارد.  دو مدل رگرسیون OLS و  LOGIT برای بررسی اثر کیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری و اثر تخصص حسابرس در صنعت بر ارائه گزارش مشروط در مورد شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تعیین شده و معیار دوره تصدی حسابرس (5 سال) را به عنوان شاخص کیفیت حسابرسی بالا، مدل تعدیل شده اقلام تعهدی اختیاری جونز را به عنوان شاخص مدیریت سود و داشتن حداقل 7 صاحب­کار در یک صنعت را بعنوان معیاری برای تخصص حسابرس مورد استفاده قرار گرفته است. متغیرهای به کار رفته در این پژوهش از گزارش‌های مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تجزیه و تحلیل می‌شود. نتایج علمی پژوهشی بیان­گر آن است که در شرکت­های با اندازه بزرگ، دوره تصدی گری 5 سال حسابرس به احتمال بیشتر اقلام تعهدی اختیاری را کاهش می­دهد. از طرفی به احتمال زیاد شرکت­هایی که از حسابرس متخصص استفاده می­نمایند تمایل کمتری به دریافت گزارش مشروط دارند
Abstract
Because the information is rarely about the size and diversity of small businesses and large enterprises are listed, the purpose of this study, is investigating the high audit quality on earnings management what are the two groups companies? and what is the relationship between auditor industry specialization and qualified opinion are provided? OLS and LOGIT regression models to examine the effect of audit quality on discretionary accruals and auditor industry specialization of qualified opinion of the companies listed in Tehran Stock Exchange (TSE) and measure auditor tenure (5 years) as indicators of audit quality is high, the modified Jones model discretionary accruals as an earnings management index and having at least 7 client as an industry specialist auditor measure is used. Research results indicate that in large companies, auditor tenure of 5 years more likely to reduce discretionary accruals. The company is also likely that the auditor will use professional are less likely to receive the qualified opinion. the variables used in this study of the financial reports of listed companies in (TSE) for the period 2002-2012 has been extracted the data of 43 companies during 2005-2010, and the results are analyzed. It should be noted that the variables calculated with M.S. excel 2010 and then data analyzed using Eviews 6 software.
Key Words: Audit Quality, Discretionary Accruals, Firm Size, Qualified Opinion, Auditor Industry Specialization

کلیدواژه‌ها

کیفیت حسابرسی؛ اقلام تعهدی اختیاری؛ اندازه شرکت؛ گزارش مشروط؛ تخصص حسابرس در صنعت

اصل مقاله

اثرکیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری و

ارائه گزارش حسابرسی مشروط

 

حمیدرضا وکیلی فرد

تاریخ دریافت: 24/09/1394            تاریخ پذیرش: 28/11/1394

[1]

قدرت‌اله طالب‌نیا[2]

امید صباغیان طوسی[3]

 

چکیده

به دلیل اینکه به ندرت اطلاعات درباره اندازه شرکت­ها و تفاوت­های شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ فهرست می­شود، در این پژوهش هدف، بررسی این موضوع است که  کیفیت حسابرسی بالا چه تاثیری بر مدیریت سود در دو گروه از شرکت­ها دارد و این­که چه رابطه­ای بین ارائه گزارش مشروط و تخصص حسابرس در صنعت صاحب­کار وجود دارد.  دو مدل رگرسیون OLS و  LOGIT برای بررسی اثر کیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری و اثر تخصص حسابرس در صنعت بر ارائه گزارش مشروط در مورد شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تعیین شده و معیار دوره تصدی حسابرس (5 سال) را به عنوان شاخص کیفیت حسابرسی بالا، مدل تعدیل شده اقلام تعهدی اختیاری جونز را به عنوان شاخص مدیریت سود و داشتن حداقل 7 صاحب­کار در یک صنعت را بعنوان معیاری برای تخصص حسابرس مورد استفاده قرار گرفته است. متغیرهای به کار رفته در این پژوهش از گزارش‌های مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تجزیه و تحلیل می‌شود. نتایج علمی پژوهشی بیان­گر آن است که در شرکت­های با اندازه بزرگ، دوره تصدی گری 5 سال حسابرس به احتمال بیشتر اقلام تعهدی اختیاری را کاهش می­دهد. از طرفی به احتمال زیاد شرکت­هایی که از حسابرس متخصص استفاده می­نمایند تمایل کمتری به دریافت گزارش مشروط دارند.

 

واژه‌های کلیدی: کیفیت حسابرسی، اقلام تعهدی اختیاری، اندازه شرکت، گزارش مشروط، تخصص حسابرس در صنعت.

1- مقدمه

حسابرسی اغلب در کنار حسابداری به منظور محدود کردن مدیران از سوء استفاده از منابع تحت اختیار آنها مورد استفاده قرار گرفته است. همچنین در طی قرن‌ها، حسابداری در تقسیم بازده میان گروه‌های مختلف درگیر با شرکت استفاده شده است. همچنین برای تعیین مقادیر قابل تخصیص به دارندگان حقوق در شرکت نیز از حسابداری استفاده شده است. توزیع سود نقدی بر مبنای سود حسابداری به طور اختیاری در اساسنامه‌های شرکت‌ها در اوایل قرن نوزده، زمانی که شرکت‌ها شروع به استقراض کردند، قرار می‌گرفته است. 

در پایان قرن نوزده در انگلیس و در پایان دهه اول قرن بیست در آمریکا، حسابداری به شکل جدید خود رشد نمود. جریان نقدی از طریق اقلام تعهدی به منظور به دست آمدن سود حسابداری در شکل امروزی خود تعدیل شد. موسسه­های حسابرسی حرفه‌ای نیز ظهور کردند. در سال 1900 اکثر شرکت‌هایی که در بورس سهام لندن پذیرفته شده بودند توسط حسابرسان، حسابرسی شدند ولو اینکه هیچ الزام قانونی برای چنین حسابرسی وجود نداشت. مطالعه­های انجام شده در مورد انتخاب حسابرس بطور قبل توجهی در آمریکا (لی و همکاران[i]، 2004) و مطالعه­های موردی در کشورهایی مانند استرالیا (بتی[ii]، 1989)، نیوزلند (فیرث و اسمیت[iii]،1992) وانگلستان (چانی و همکاران[iv]، 2004) صورت گرفته که از لحاظ شرایط محیط حسابرسی تقریباً مشابه هستند. یکی از دلایل بررسی بازارهای حسابرسی در این کشورها، داشتن بازار سرمایه توسعه یافته در این آنها است. به هر حال، مطالعه­های تجربی کمتری در مورد تصمیم­­های مربوط به انتخاب حسابرس در اقتصادهای نوظهور علی‌رغم تاثیر قابل ملاحظه بر گزارشگری مالی و بازار سرمایه، صورت گرفته است. در این تحقیق پژوهشگر اثر مقایسه­ای کیفیت حسابرسی (با معیار دوره تصدی 5 سال) بر مدیریت سود را برای دو گروه از شرکت­ها، شرکت­های با اندازه کوچک و شرکت­های با اندازه بزرگ در بورس اوراق بهادار تهران آزمون می کند. و سپس ارائه گزارش مشروط در کل جامعه را مورد بررسی قرار می­دهد. محیطی که تاثیرات اساسی را محتمل هستند، بین شرکت­های با اندازه کوچک و شرکت­های با اندازه بزرگ است. یگانگی محیط ایران به پژوهش­گر رخصت می دهد تا اثر کیفیت حسابرسی در میان دو گروه از شرکت­ها که ساختار مالکیت متفاوت دارند، و مسئله نمایندگی، و تفاوت در انگیزه مدیران آنها و محدودیت­های مداخله­گر در فرآیند گزارش­گری مالی را مقایسه کند.

با تمرکز بر بازار سرمایه ایران، اثر کیفیت حسابرسی اساسا در میان انواع عمده­ای از شرکتها (شرکت­های با اندازه کوچک و شرکت­های با اندازه بزرگ) متفاوت است، پژوهش­گر قادر است بر شرکت­های  مورد نظر در مورد تفاوت­هایی که ممکن است ناشی از اثر کیفیت حسابرسی بر مدیریت سود باشد، نظارت کند. همچنین می تواند تفاوت­های موجود در مدیریت سود را در بین شرکت­های با اندازه بزرگ و شرکت­های با اندازه کوچک حسابرسی شده توسط حسابرسان با کیفیت بالا و حسابرسان با کیفیت پایین را مقایسه نماید. دوم اینکه این مطالعه جستجو در  مفاهیمی برای کاوش حسابرسی در ایران است. از اینرو اگر پژوهش­گر در مورد همه ی شرکت­ها به یک شکل رفتار کند، آنگاه ممکن است سهوا چنین استنتاج شود که کیفیت حسابرسی بر مدیریت سود از طریق اقلام تعهدی اختیاری تاثیر ندارد. یافته­های تحقیق بر اهمیت قسمت بندی نمونه­ای مبتنی بر اندازه شرکت بعنوان اشاره بر توان احتمالی افزودن بر تجزیه و تحلیل زیر نمونه­ای، و تفکیک کیفیت حسابرسی با معیارهای دوره تصدی و تخصص در صنعت تاکید دارد.

 

2-   پیشینه پژوهش

تندلو و وانسترایلن[v](2008) در پژوهشی تحت عنوان "مدیریت سود  و کیفیت حسابرسی در اروپا، شرکت­های بخش خصوصی، با در نظر گرفتن ۴ موسسه بزرگ حسابرسی به عنوان حسابرسان با کیفیت و بررسی مدیریت سود در شرکت­های حسابرسی شده توسط این ۴ موسسه و مقایسه با مدیریت سود صورت گرفته در شرکت­هایی که توسط غیر ۴ موسسه بزرگ حسابرسی شده اند، به این نتیجه رسیدند که بین مدیریت سود و کیفیت حسابرسی، ارتباط معنی داری وجود داشته و کیفیت بالای حسابرسی در شرکت­هایی که دارای قوانین مالیاتی مشابه هستند، باعث کاهش در مدیریت سود می­شود. (تندلو و وانسترایلن ، 2008 ، 69)

چمبرز و پاین[vi] (2008) در پژوهشی با عنوان کیفیت حسابرسی و اقلام تعهدی غیرعادی به این نتیجه رسیدند، مقدار بازده عملیاتی مربوط به اقلام تعهدی غیرعادی رابطه منفی با کیفیت حسابرسی دارد. و در پژوهش دوم خود در خصوص کیفیت حسابرسی و قابلیت اتکای اقلام تعهدی به این نتیجه رسیدند که بالا بودن کیفیت حسابرس و همچنین  به کارگیری قانون ساربینز-آکسلی موجب افزایش قابلیت اتکای اقلام تعهدی می­شود.(چمبرز و پاین ، 2008 ، 20)

ریچاردسون[vii] (2010) در  مطالعه­ی خود از شرکت­های ورشکسته کانادایی دریافت که هر چه اندازه شرکت­های ورشکسته کانادایی بزرگتر می­شود، آنها تمایل دارند تا حسابرسان خود را از موسسات حسابرسی داخلی کانادا به موسسات بزرگ بین المللی تغییر دهند. او نتیجه می­گیرد که دلیل این کار شرکت­های کانادایی، رسیدن به کیفیت بهتر حسابرسی است، تا بواسطه آن اطمینان حاصل کنند که ورشکستگی شرکت تا چه اندازه ناشی از عملکرد مدیران بوده است. (ریچاردسون ، 2010 ، 39)

تحقیق انجام شده مشترک در چین در حوزه اثر کیفیت حسابرسی بر مدیریت سود  و ارائه گزارش مشروط  توسط چن، زیان چن، لوبو و وانگ[viii]  (2010) به این نتیجه رسید که اثر کیفیت حسابرسی بالا بر کاهش مدیریت سود برای شرکت­های خصوصی نسبت به شرکت­های دولتی بیشتر خواهد بود، همچنین نشان دادند بالا بودن دوره تصدی­گری حسابرس موجب شناخت و تخصص حسابرس در صنعت صاحب­کار مربوطه می­شود. (چن، زیان چن ، لوبو و وانگ ، 2010 ، 44)

مجتهد زاده و همکاران (1383) در پژوهشی تحت عنوان "عوامل مؤثر بر کیفیت حسابرسی مستقل از دیدگاه حسابرسان مستقل و استفاده­کنندگان"، ۲۴ عامل مؤثر در کیفیت حسابرسی را شناسایی کرده که مهمترین آنها عبارتند از: 1.بازدید حسابرس مستقل شریک و مدیر ارشد از مراحل کار حسابرسی، 2.داشتن اطلاعات کافی در مورد صنعت صاحبکار،3. اهمیت حق الزحمه حسابرسی برای مؤسسه حسابرسی. (مجتهدزاده و آقایی ، 1383 ، 72)

مشایخی و همکاران (1384) به بررسی نقش اقلام تعهدی اختیاری در مدیریت سود شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نتایج این پژوهش بیان­گر آن است که در شرکت­های مورد مطالعه در این پژوهش از طریق افزایش اقلام تعهدی اختیاری، مدیریت سود اعمال شده است. (مشایخی ، مهرانی و کرمی ، 1384 ، 61)

حساس یگانه و همکاران (1384) در پژوهشی تحت عنوان "عوامل مؤثر براستقلال و شایستگی اعضای جامعه حسابداران رسمی ایران در ارائه خدمات گواهی"، به بررسی کیفیت حسابرسی پرداختند که نتیجه آن تعیین ۷ عامل مؤثر زیر جهت ارتقای کیفیت حسابرسی بود 1)تخصص گرایی، 2) کارایی حسابرسی، 3)کشف تحریفات با اهمیت، 4) تضاد منافع، 5) وجود قوانین و مقررات، ۶) مکانیزم بازار و ۷) اندازه مؤسسات حسابرسی. (حساس یگانه ، 1384 ، 71)

 

3-   فرضیه های تحقیق

1)    بین اثرکیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری در شرکت­های با اندازه بزرگ نسبت به شرکت­های با اندازه کوچک رابطه­ی منفی بیشتری وجود ندارد.

2)    بین اثرکیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری در شرکت­های با اندازه بزرگ نسبت به شرکت­های با اندازه کوچک رابطه­ی منفی بیشتری وجود دارد.

3)    بین دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس، بعد از کنترل ویژگی­های حاکمیت شرکتی رابطه­ی منفی وجود ندارد.

4)    بین دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس، بعد از کنترل ویژگی­های حاکمیت شرکتی رابطه­ی منفی وجود دارد.

 

4-  جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری این تحقیق، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دوره 5 ساله طی سال‌های1385-1389 است. که پس از در نظر گرفتن شرایط زیر نمونه انتخاب می‌شود:

الف) نام شرکت در تاریخ 29/12/1381در فهرست شرکت‌ها ی پذیرفته شده در بورس درج شده باشد.

ب) سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفند ماه باشد.

ج) شرکت سال مالی خود را طی دوره ی تحقیق تغییر نداده باشد.

د) جز شرکتهای واسطه­گری مالی شامل بانک­ها، شرکت­های سرمایه­گذار ی و هلدینگ نباشد. زیرا شرکت­های سرمایه­گذاری و واسطه­گری مالی کمتر از طریق اقلام تعهدی اختیاری به مدیریت سود می‌پردازند.

ه)یادداشت­های توضیحی صورت­های مالی قابل دسترسی باشد.

و)جز شرکت­های تولید کننده­ی مواد غذایی و داروئی باشد.

ی)گزارش حسابرس مستقل و بازرس قانونی شرکت در سال­های مورد رسیدگی در دسترس باشد.

در نهایت، پس از حذف شرکت‌هایی که شرایط بیان شده را نداشتند، تعداد نمونه تحقیق به 43 شرکت رسید.

 

4-1- روش تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها

برای فرضیه اول از روش حداقل مربعات معمولیو روش برآورد پنل متعادل طبق مدل (1) استفاده می‌شود:

 

 مدل(1) 

 

 در اینجا |DACC|  قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری (شاخص مدیریت سود) تنظیم شده است.

AUD  1 برای شرکت­های مشتری موسسات حسابرسی کیفیت بالا (با معیار دوره تصدی حسابرس 5 سال) و 0 برای شرکت­های مشتری سایر موسسات حسابرسی  می­باشد.

SSE  شرکت­ها براساس میانه ارزش پرتفوی بورسی در هر سال به دو گروه کوچک و بزرگ تقسیم می­شوند، بدین صورت که شرکت­هایی که ارزش پرتفوی بورسی آنها کمتر از میانه باشد 1 بعنوان شرکت کوچک  و در غیر این­صورت 0 بعنوان شرکت بزرگ

BETA   ریسک سیستماتیک گزارش شده در بورس اوراق بهادار تهران است.

BM  نسبت ارزش دفتری به بازاراندازه­گیری شده در ابتدای سال مالی.

LEV  درجه­ی اهرم مالی است، تشریح شده بعنوان مجموع بدهی­ها تقسیم بر مجموع دارایی­ها. اهرم مالی برای محاسبه تفاوت‌های بین روش‌های تامین مالی و به عنوان معیار ساختار سرمایه نیز در نظر گرفته می‌شود. ریدو همکاران[ix] (2000) بیان داشتند که شرکت­هایی که موسسات حسابرسی بزرگ را انتخاب می‌کنند تمایل دارند که اهرم مالی بالاتری را داشته باشند. شرکت­ها با اهرم مالی بالاتر برای کاهش ظن بازار به عملکرد خود و کاهش هزینه سرمایه تمایل دارند تا حسابرسان با کیفیت بالاتری را انتخاب کنند.

SIZE   لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام اندازه­گیری شده در ابتدای سال مالی.

CFO    جریان نقدی حاصل از فعالیت­های عملیاتی تقسیم بر مجموع دارایی­های اول دوره است.

ST/PT  1 اگر شرکت برای 2 سال متوالی زیان گزارش کند و 0 برای در غیر این­صورت.

OWNER   درصد مالکیت نگهداری شده توسط سهامداران عمدهاست. متغیر مجازی نشان دهنده تمرکز مالکیت که معیاری برای ساختار مالکیت است.

  INDIR درصدی از اعضای غیر موظف در هیات مدیره است.

برای فرضیه دوم از روش لجیت باینری و روش برآورد پنل متعادل طبق مدل(2) استفاده می‌شود:

 

مدل(2)           

   در اینجا QAO 1 اگر شرکت گزارش حسابرسی مشروط دریافت کرده باشد و در غیر این­صورت0.

AIE تخصص حسابرس در صنعت، (1 برای موسسات حسابرسی ای که حداقل 7 صاحب­کار در یک صنعت در هر سال رسیدگی داشته باشند و در غیر این­صورت 0).

INVمجموع موجودی­ها تقسیم بر مجموع دارایی­ها.

REC مجموع حساب­های دریافتنی تقسیم بر کل دارایی­ها.

ROA بازده دارایی­ها

 

5-آمارتوصیفی

5-1- آمارتوصیفی کل اقلام تعهدی

با استفاده از مدل بکر، رینولدز و فرانسیز[x] (2000)،  اندازه (حجم) تعهدات اختیاری را |DACC|  فرض می­کنیم، که به پیامدی از مدیریت سود منتج می­شود. از اینرو ابتدا TACC را بعنوان شاخص کل اقلام تعهدی، محاسبه نموده که شکل کلی معادله آن طبق مدل(3) است:

 

مدل(3)           

 

نتایج بررسی آمار توصیفی کل اقلام تعهدی جدول 1 نشان می­دهد که رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات دارای انحراف معیار پایینی (0.000) می­باشد که علت این امر می­تواند نوسانات زیاد رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات شرکت­ها باشد که آنها را تحت تاثیر قرار داده است. همچنین ضریب کشیدگی تغییرات درآمدها (12.595)نسبت به سایر متغیرها کمتر می­باشد که بیان­گر این مطلب است که درآمدها، تغییرات غیر عادی کمتری نسبت به سایر متغیرها دارد.

 

جدول1- آمار توصیفی کل اقلام تعهدی

	TACC/TA	1/TA	REV/TA	PPE/TA
میانگین	0.283	0.000	0.166	0.000
میانه	0.000	0.000	0.140	0.000
ماکزیمم	60.320	0.000	1.860	0.001
مینیمم	-1.610	0.000	-0.880	-0.001
انحراف معیار	4.119	0.000	0.285	0.000
ضریب چولگی	14.502	5.327	1.723	2.071
ضریب کشیدگی	211.882	33.377	12.595	16.876
تعداد مشاهدات	215	215	215	215

منبع:یافته­های پژوهشگر

 نتایج جدول 2  نشان می­دهد که اکثر داده ها در مقیاس نسبتی دارای همبستگی هستند؛ دو متغیر تغییرات درآمدها و رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات همبستگی مثبت و معنی­دار با کل اقلام تعهدی دارند. که نشان می­دهد در جامعه مورد مطالعه دو متغیر تغییرات درآمد و رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات بیشتر مورد توجه قرار می­گیرند و دارای همبستگی قوی و مثبت با کل اقلام تعهدی می­باشند که بیان­گر این موضوع است که رابطه­ی بین تغییرات درآمد و رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات با کل اقلام تعهدی یک رابطه­ی قوی است.

جدول2 - ماتریس ضرایب همبستگی اسپیرمن و سطح معنی­داری

تجزیه و تحلیل کواریانس: اسپیرمن بالا مورب     دامنه نمونه: 1389-1385    تعداد مشاهدات معرفی شده: 215
		TACC/TA	1/TA	∆REV/TA	PPE/TA
TACC/TA	همبستگی	1
	سطح معنی داری	-----
1/TA	همبستگی	-0.021	1
	سطح معنی داری	0.765	-----
∆REV/TA	همبستگی	0.267*	0.041	1
	سطح معنی داری	0.000	0.551	-----
PPE/TA	همبستگی	0.225*	-0.033	0.234*	1
	سطح معنی داری	0.001	0.626	0.001	-----

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

جدول 3- محاسبه ضرایب متغیرهای کل اقلام تعهدی

روش: پنل حداقل مربعات         دامنه نمونه: 1389- 1385       شامل: 4 دوره     TACC/TAمتغیر وابسته: تعداد شرکت ها: 43               مجموع مشاهدات پنل (متعادل): 172
متغیر ها	ضرایب		انحراف معیار ضرایب	آماره t	احتمال آماره t
1/TA	642.000		1812.434	0.354	0.772
∆REV/TA	0.239*		0.045	5.313	0.000
PPE/TA	60.889		64.013	0.951	0.342
C	-0.040		0.002	-2.484	0.013
AR (1)	0.002			1.137	0.257
ضریب تعیین		0.180	میانگین متغیر وابسته		0.004
ضریب تعیین تعدیل شده		0.160	انحراف معیار متغیر وابسته		0.164
انحراف معیار رگرسیون		0.151	معیار آکائیک		-0.914
مجموع مربعات خطای توجیح نشده		3.808	معیار شوائتز		-0.822
لگاریتم درست نمایی		83.628	معیار حنان کوئین		-0.877
آماره F		9.152	آماره دوربین واتسن		1.721
احتمال آماره F	0.000
Convergence achieved after 3 iterations                 Inverted AR Root .00

منبع:یافته­های پژوهشگر

قابل ذکر است که در جدول3 فوق در خصوص رفع خود همبستگی جزئی، از تابع AR (1) برای رفع نوفه سفید استفاده گردید. براساس ضرایب متغیرها در جدول3-4 معادله TAAC را می­توان بدین صورت نوشت:

 

 

 

5-2-آمار توصیفی اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت سود)

پس از اندازه گیری­های بدست آمده برای  ،  و  در مدل فوق، برای اندازه­گیری  DACC از آن ضرایب بصورت زیر در محاسبه اقلام تعهدی اختیاری استفاده می­نماییم، که شکل کلی معادله آن طبق مدل(4) است:

مدل(4)      

 

نتایج بررسی آمار توصیفی در جدول 4 نشان می­دهد که رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات دارای انحراف معیار پایینی (0.016) می­باشد که علت این امر می­تواند نوسانات زیاد رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات شرکتها باشد که آنها را تحت تاثیر قرار داده است. همچنین ضریب کشیدگی رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات (17.926) نسبت به سایر متغیرها کمتر می­باشد که بیانگر این مطلب است که رشد اموال، ماشین­آلات و تجهیزات، تغییرات غیر عادی کمتری نسبت به سایر متغیرها دارد. (فرانسیز و میشل ، 2005 ، 413)

 

جدول4 - آمار توصیفی متغیر وابسته اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت سود)

	|DACC|	TACC/TA	1/TA	(∆REV-∆REC)/TA	PPE/TA
میانگین	0.060	0.283	0.057	-0.042	0.004
میانه	0.010	0.000	0.039	-0.039	0.000
ماکزیمم	9.244	60.320	0.634	3.727	0.111
مینیمم	-0.606	-1.610	0.003	-1.387	-0.067
انحراف معیار	0.633	4.119	0.085	0.340	0.016
ضریب چولگی	14.317	14.502	5.322	6.101	2.144
ضریب کشیدگی	208.394	211.882	33.389	73.659	17.926
تعداد مشاهدات	215	215	215	215	215

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

 نتایج جدول 5 نشان می دهد که اکثر داده­ها در مقیاس نسبتی دارای همبستگی هستند؛ دو متغیر تغییرات درآمدها و تغییرات حساب­های دریافتنی(0.166-) همبستگی منفی و معنی­دار با شاخص مدیریت سود دارند. که نشان می­دهد در جامعه مورد مطالعه دو متغیر تغییرات درآمد و تغییرات دریافتنی­ها بیشتر مورد توجه قرار می­گیرند و دارای همبستگی قوی و منفی با مدیریت سود می­باشند که این روابط همانند نتایج بدست آمده از تحقیقات خارجی می­باشد که بیان­گر این موضوع است که رابطه­ی بین تغییرات درآمد و دریافتنی­ها با مدیریت سود یک رابطه­ی قوی است. در مرحله آخر معادله­ی اصلی قدر مطلق اقلام تعهدی اختیاری را که به پیامدی از مدیریت سود در جامعه آماری منتج می­شود را در جدول6 محاسبه می‌نماییم.

 

جدول5 - ماتریس ضرایب همبستگی اسپیرمن و سطح معنی­داری

تجزیه و تحلیل کوراریانس: اسپیرمن بالا مورب      دامنه نمونه:1389- 1385     تعداد مشاهدات معرفی شده:215
		|DACC|	TACC/TA	1/TA	(∆REV-∆REC)/TA	PPE/TA
|DACC|	همبستگی	1
	سطح معنی داری	-----
TACC/TA	همبستگی	-0.039	1
	سطح معنی داری	0.574	-----
1/TA	همبستگی	0.100	-0.036	1
	سطح معنی داری	0.145	0.604	-----
(∆REV-∆REC)/TA	همبستگی	-0.166*	-0.073	-0.094	1
	سطح معنی داری	0.015	0.289	0.168	-----
PPE/TA	همبستگی	0.069	0.253*	-0.124	-0.134*	1
	سطح معنی داری	0.317	0.000	0.069	0.050	-----

منبع:یافته­های پژوهشگر

جدول 6- محاسبه ضرایب متغیرهای اقلام تعهدی اختیاری

متغیر وابسته: |DACC|     روش: پنل حداقل مربعات      دامنه نمونه: 1389- 1385     شامل: 5 دوره تعداد شرکت ها: 43          مجموع مشاهدات پنل (متعادل): 215
متغیر ها	ضرایب	انحراف معیار	tآماره	احتمال اماره t
TACC/TA	0.153* 0.113* -0.023 0.498	0.001	128.472	0.000
1/TA		0.048	2.338	0.020
(∆REV-∆REC)/TA		0.015	-1.576	0.117
PPE/TA		0.298	1.671	0.096
ضریب تعیین	0.987	میانگین متغیر وابسته		0.060
ضریب تعیین تعدیل شده	0.987	انحراف معیار متغیر وابسته		0.633
انحراف معیار رگرسیون	0.072	معیار اکائیک		-2.415
مجموع مربعات خطای توجیح نشده	1.084	معیار شوارئتز		-2.352
لگاریتم درست نمایی	263.597	معیار حنان کوئین		-2.390
اماره دوربین واتسن	2.146

منبع:یافته­های پژوهشگر

براساس ضرایب متغیرها در جدول6 معادله |DAAC| را می­توان بدین صورت نوشت:

 

 

 

قابل ذکر است که معادله DACC  فاقد ضریب ثابت (c) می­باشد، لذا در روش برآورد پنل متعادل، مقدار آماره F در خروجی نرم افزار اقتصاد سنجی­ ای ویوز نسخه شش مشاهده نمی­گردد.

 

5-3- آمار توصیفی شرکت­های با اندازه کوچک و شرکت­های با اندازه بزرگ

در این پژوهش جزئیات آمار توصیفی فراهم شده، زیرا به ندرت اطلاعات درباره­ی اندازه­ی شرکت­ها و تفاوت­های شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ در بورس اوراق بهادار تهران فهرست می­شود. گزارش آمارهای توصیفی درباره­ی ویژگی­های شرکت برای کل نمونه  در جدول 7-4 نشان می­دهد که میانگین ارزش |DACC|منعکس کننده­ی سطح مدیریت سود (0.60) و میانه آن (0.010) است. برآورد مدیریت سود، حداقل به دو دلیل در دو گروه از شرکت­ها (کوچک و بزرگ) متفاوت است، اول نمونه­ها مختلف­اند زیرا تفاوت در میزان دسترسی به داده­ها وجود دارد، دوم اینکه مدل­ها فرضیه­های متفاوتی را در مورد درآمدهای آینده و رشد درآمدها بوجود می­آورند. برای اختصار در ابتدا نتایج یک متغیری را برای نمونه­ی   فهرست­بندی و بحث می­شود). این برآورد سازگار با مطالعه­های پیشین در بازار سرمایه امریکا است. AUD  حسابرسان با کیفیت بالا (با معیار دوره تصدی حسابرس 5 سال) در حسابرسی شرکت­های  نمونه 45.6% هستند. نه بطور شگفت آور (قابل ملاحظه­ای) شرکت­های با اندازه کوچک SSE، اکثریت نمونه­ی شرکت­ها (51.2%) و شرکت­های با اندازه بزرگ (48.8%) را در بر می­گیرد. کنترل سهامداران عمده OWNERمیانگینی از 53.4% شرکت­های نمونه است، که ساختار مالکیت خیلی زیاد را در شرکت­های نمونه مورد بررسی منعکس می­کند. 3/39% از مدیران هیات مدیره در شرکت­های نمونه، غیر­موظف INDIR(مستقل) اند. عملکردهای گوناگون و اندازه­گیری ریسک (مثل ROA,ST/PT, CFO, LEV, BM  و BETA) نشان می­دهد که شرکت­های نمونه از نظر مالی سالم­اند.

جداول 8 و 9 گزارش­های آمار توصیفی (اندازه شرکت) شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ است. در آزمون هر دو فرضیه از رگرسیون تک متغیره برای متغیر­های مصنوعی که اجازه می­دهند ضریب برآوردها برای همه­ی شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ نوسان متفاوتی داشته باشند، استفاده شده، تمایل مدیریت سود، میانگین |DACC|برای شرکت­های کوچک (0.108) است که معنی دارتر نسبت به (009/0) برای شرکت­های بزرگ می­باشد. میانگین گزارش زیان در 2 سال متوالی(ST/PT) برای شرکت­های بزرگ (0.010) و برای شرکت­های کوچک (0.055) است که ممکن است توضیح بدهد که چرا شرکت­های بزرگ کمتر در مدیریت سود درگیر می­باشند. این میانگین مشخص می­کند که شرکت­های بزرگ نسبت به شرکت­های کوچک کم مخاطره­تر هستند. سازگار با مخاطره آمیزی پایین­ترشان شرکت­های بزرگ نسبت به شرکت­های کوچک بترتیب دارای BETA کوچک­تر (0.189نسبت به1.211)،SIZEبزرگ­تر(26.906 نسبت به 25.275) و LEV پایین­تری (0.604نسبت به0.726) نسبت به شرکت­های کوچک می­باشند. در راستای اجرای ضوابط عملیات فوق با این­که شرکت­های بزرگ نسبت به شرکت­های کوچک بترتیب از ROA بالاتر (17.855 نسبت به 6.735) و CFO بالاتری (0.220 نسبت به  0.453-) نیز برخوردارند. حسابرسان با کیفیت بالا (معیار دوره تصدی 5 سال) فقط 43.8% از شرکت­های بزرگ و 47.3% از شرکت­های کوچک را حسابرسی کرده­اند. شرکت­های بزرگ ویژگی­های مالی مختلف و محیط­های منظم کننده­ی مختلفی نسبت به شرکت­های کوچک دارند. اگر چه داشتن حق مالکیت در آنها قابل توجه است، این­که چگونه حاکمیت شرکتی در شرکت­های بزرگ باعث انتخاب حسابرس می­شود خارج از هدف این مطالعه است.

 

 

جدول 7- آمار توصیفی ویژگی­های شرکت برای کل نمونه

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهدات
|DACC|	0.060	0.010	9.244	-0.606	0.633	14.317	208.394	215
AUD	0.456	0.000	1.000	0.000	0.499	0.177	1.031	215
BETA	0.712	0.146	95.446	-28.664	8.410	7.629	82.700	215
BM	0.435	0.346	2.103	-0.007	0.325	1.898	8.564	215
CFO	-0.124	0.135	2.196	-60.262	4.126	-14.496	211.780	215
GEO	9.377	9.219	10.056	8.983	0.369	0.965	2.584	215
INDIR	0.393	0.500	0.833	0.000	0.270	-0.413	1.773	215
LEV	0.666	0.655	1.366	0.104	0.174	0.414	5.099	215
LSE	0.488	1.000	1.000	0.000	0.501	-0.047	1.002	215
OWNER	0.534	0.525	0.915	0.033	0.204	-0.154	2.610	215
ROA	12.166	11.834	39.442	-22.404	10.459	-0.176	3.707	215
SIZE	26.072	26.150	27.979	23.244	1.079	-0.419	2.715	215
SSE	0.512	0.000	1.000	0.000	0.501	0.047	1.002	215
ST/PT	0.033	0.000	1.000	0.000	0.178	5.268	28.748	215

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

 

 

 

 

جدول 8 - آمار توصیفی شرکت­های کوچک (SSEs)

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهدات
|DACC|	0.108	0.016	9.261	-0.627	0.885	10.201	106.098	110
AUD	0.473	0.000	1.000	0.000	0.502	0.109	1.012	110
BETA	1.211	0.130	95.446	-28.664	11.730	5.405	42.156	110
BM	0.524	0.477	1.382	-0.007	0.297	0.779	3.168	110
CFO	-0.453	0.111	0.486	-60.262	5.757	-10.332	107.839	110
GEO	9.377	9.219	10.056	8.983	0.370	0.965	2.584	110
INDIR	0.348	0.400	0.800	0.000	0.275	-0.140	1.536	110
LEV	0.726	0.687	1.366	0.470	0.165	1.170	5.357	110
OWNER	0.556	0.532	0.915	0.194	0.206	0.077	2.007	110
ROA	6.735	6.580	23.286	-22.404	8.343	-0.974	4.878	110
SIZE	25.275	25.397	26.898	23.244	0.801	-0.633	3.320	110
ST/PT	0.055	0.000	1.000	0.000	0.228	3.923	16.391	110

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

جدول 9 - آمار توصیفی شرکت­های بزرگ (LSEs)

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهدات
|DACC|	0.009	0.006	0.134	-0.217	0.029	-3.025	39.740	105
AUD	0.438	0.000	1.000	0.000	0.499	0.250	1.062	105
BETA	0.189	0.150	3.804	-2.491	0.885	0.250	7.083	105
BM	0.341	0.252	2.103	0.045	0.328	3.364	17.188	105
CFO	0.220	0.162	2.196	-0.275	0.256	4.585	35.235	105
GEO	9.377	9.219	10.056	8.983	0.370	0.965	2.584	105
INDIR	0.441	0.500	0.833	0.000	0.256	-0.724	2.317	105
LEV	0.604	0.609	1.057	0.104	0.162	-0.277	3.884	105
OWNER	0.511	0.525	0.851	0.033	0.199	-0.457	3.059	105
ROA	17.855	17.407	39.442	-12.248	9.395	-0.192	3.247	105
SIZE	26.906	26.892	27.979	25.373	0.589	-0.256	2.280	105
ST/PT	0.010	0.000	1.000	0.000	0.098	10.100	103.010	105

منبع:یافته­های پژوهشگر

در جداول 1-10و 2-10 و 1-11و 2-11بخش­های اضافی شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ را در زیر نمونه­های بنیادی از کیفیت حسابرسی (با معیار دوره تصدی 5 سال) نشان می­دهد. در جداول 1-10 و 2-10 حسابرسی شرکت­های کوچک توسط حسابرسان با کیفیت بالا از کاهش (0.157= 0.011-  0.168) مدیریت سود بهره­مند می­شوند.

 

جدول1-10- شرکت­های کوچک مشتری حسابرس با کیفیت

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهدات
|DACC|	0.011	0.014	0.205	-0.205	0.064	-0.489	8.095	30
BETA	-3.211	-0.335	3.799	-28.664	6.818	-2.235	7.984	30
BM	0.466	0.510	1.177	-0.007	0.288	0.419	2.530	30
CFO	0.058	0.116	0.268	-0.734	0.198	-2.363	9.658	30
GEO	9.377	9.219	10.056	8.983	0.375	0.965	2.584	30
INDIR	0.380	0.400	0.800	0.000	0.261	-0.321	1.738	30
LEV	0.819	0.833	1.366	0.547	0.205	1.114	4.324	30
OWNER	0.637	0.655	0.908	0.360	0.213	-0.087	1.389	30
ROA	3.181	3.882	23.286	-22.404	10.353	-0.818	3.687	30
SIZE	25.425	25.448	26.898	24.099	0.770	0.168	2.491	30
ST/PT	0.167	0.000	1.000	0.000	0.379	1.789	4.200	30

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

جدول2-10 - شرکت کوچک مشتری حسابرس بی کیفیت

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهدات
|DACC|	0.168	0.035	9.282	-0.827	1.040	8.547	75.469	80
BETA	2.869	0.228	95.446	-5.239	12.750	5.672	38.247	80
BM	0.545	0.458	1.382	0.087	0.300	0.898	3.210	80
CFO	-0.645	0.110	0.486	-60.262	6.751	-8.770	77.941	80
GEO	9.377	9.219	10.056	8.983	0.371	0.965	2.584	80
INDIR	0.336	0.415	0.800	0.000	0.281	-0.069	1.486	80
LEV	0.692	0.663	1.011	0.470	0.133	0.482	2.249	80
OWNER	0.525	0.513	0.915	0.194	0.197	0.068	2.191	80
ROA	8.068	7.861	22.871	-13.310	7.077	-0.612	4.112	80
SIZE	25.219	25.295	26.442	23.244	0.810	-0.877	3.285	80
ST/PT	0.012	0.000	1.000	0.000	0.112	8.776	78.013	80

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

 در جداول 1-11 و 2-11چنین تفاوتی برای شرکت­های بزرگ  کمتر مشخص است. سطح مدیریت سود در شرکت­های بزرگ با بالا و پایین کردن کیفیت حسابرسی دارای نوسان کمتر نسبت به شرکت­های کوچک (0.001 و 0.012) است، همچنین کیفیت حسابرسی بالا مدیریت سود کمتری را برای شرکت­های با اندازه بزرگ محتمل می­شود. اگر چه باید احتیاط در تفسیر مفاهیم تجزیه و تحلیل­های یک متغیری به کار گرفته شود. این باور کردنی (احتمالی) است که حسابرسان خود در گروه­های مختلف انتخاب می­شوند، در نتیجه رعایت تفاوت­ها در سطح مدیریت سود ممکن است صرفا بازتابی از تفاوت­های اساسی در ویژگی­های شرکت­ها نسبت به تاثیر تفاوت­ها در کیفیت حسابرسی باشد.

 

جدول1-11 - شرکت بزرگ مشتری حسابرس با کیفیت

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهدات
|DACC|	0.001	0.003	0.135	-0.254	0.050	-3.397	22.165	35
BETA	0.170	0.103	3.804	-2.054	1.199	0.580	4.714	35
BM	0.273	0.232	0.618	0.087	0.134	0.900	3.223	35
CFO	0.188	0.171	0.429	-0.094	0.111	-0.172	2.978	35
GEO	9.377	9.219	10.056	8.983	0.374	0.965	2.584	35
INDIR	0.445	0.500	0.800	0.000	0.247	-0.889	2.619	35
LEV	0.592	0.564	1.057	0.333	0.184	0.809	3.145	35
OWNER	0.452	0.519	0.747	0.033	0.226	-0.710	2.476	35
ROA	17.073	19.151	31.753	-12.248	9.660	-1.210	4.473	35
SIZE	26.908	26.889	27.979	25.470	0.669	-0.134	2.022	35
ST/PT	0.029	0.000	1.000	0.000	0.169	5.659	33.029	35

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

جدول 2-11 - شرکت بزرگ مشتری حسابرس بی کیفیت

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهدات
|DACC|	0.012	0.007	0.150	0.000	0.020	5.238	36.324	70
BETA	0.198	0.168	2.461	-2.491	0.686	-0.618	8.491	70
BM	0.375	0.274	2.103	0.045	0.386	2.844	12.356	70
CFO	0.237	0.159	2.196	-0.275	0.303	4.037	26.227	70
GEO	9.377	9.219	10.056	8.983	0.371	0.965	2.584	70
INDIR	0.439	0.500	0.833	0.000	0.262	-0.652	2.191	70
LEV	0.610	0.636	0.833	0.104	0.151	-1.191	4.804	70
OWNER	0.540	0.554	0.851	0.198	0.179	0.050	2.405	70
ROA	18.246	16.142	39.442	3.260	9.305	0.372	2.267	70
SIZE	26.905	26.901	27.722	25.373	0.549	-0.359	2.392	70
ST/PT	0.000	0.000	0.000	0.000	0.000			70

منبع:یافته­های پژوهشگر

5-4- آمار توصیفی دریافت گزارش حسابرسی مشروط

نتایج بررسی آمار توصیفی دریافت گزارش حسابرسی مشروط جدول 12 نشان می­دهد که INV دارای انحراف معیار (0.124) پایینی می­باشد که علت این امر می­تواند نوسانات زیاد در موجودی کالا باشد که آن را تحت تاثیر قرار داده است. همچنین ضریب کشیدگی شرکت­های کوچک SSE  (1.002) نسبت به سایر متغیرها کمتر می­باشد که بیان­گر این مطلب است که شرکت­های کوچک، تغییرات غیر عادی کمتری نسبت به سایر متغیرها دارند. همچنین در نمونه مورد بررسی 43.3% از شرکت­ها گزارش حسابرسی مشروط دریافت نموده اند.

 

جدول 12 - آمار توصیفی دریافت گزارش حسابرسی مشروط

	میانگین	میانه	ماکزیمم	مینیمم	انحراف معیار	ضریب چولگی	ضریب کشیدگی	تعداد مشاهذات
QAO	0.433	0.000	1.000	0.000	0.497	0.272	1.074	215
AEI	0.242	0.000	1.000	0.000	0.429	1.206	2.454	215
SIZE	26.072	26.150	27.979	23.244	1.079	-0.419	2.715	215
LEV	0.666	0.655	1.366	0.104	0.174	0.414	5.099	215
INV	0.255	0.244	0.741	0.000	0.124	0.570	4.055	215
REC	0.391	0.374	0.832	0.036	0.167	0.188	2.663	215
BM	0.435	0.346	2.103	-0.007	0.325	1.898	8.564	215
ST/PT	0.033	0.000	1.000	0.000	0.178	5.268	28.748	215
ROA	12.166	11.834	39.442	-22.404	10.459	-0.176	3.707	215
SSE	0.488	0.000	1.000	0.000	0.501	0.047	1.002	215
OWNER	0.534	0.525	0.915	0.033	0.204	-0.154	2.610	215
INDIR	0.393	0.500	0.833	0.000	0.270	-0.413	1.773	215

منبع:یافته­های پژوهش­گر

 

 

6- همبستگی تک متغیره در کل نمونه

همبستگی اسپیرمن (بالا مورب) متغیرهای تحقیق برای کل نمونه در جدول 13 گزارش شده است. همبستگی معنی­دار بین کیفیت حسابرسی AUDو سطح مدیریت سود (0.063-) مشاهده نشد. این محتمل است زیرا درصد بزرگی از نمونه  شامل شرکت­های با اندازه کوچک است و اثر کیفیت حسابرسی بر مدیریت سود برای شرکت­های کوچک ضعیف است.

 

 

 

 

جدول13- ماتریس همبستگی اسپیرمن متغیرهای تحقیق در کل نمونه (215 مشاهده، شرکت - سال)

		|DACC|	AUD	BETA	BM	CFO	GEO	INDIR	LEV	LSE	OWNER	SIZE	SSE	ST/PT
|DACC|	همبستگی	1
	سطح معنی داری	-----
AUD	همبستگی	-0.063	1
	سطح معنی داری	0.360	-----
BETA	همبستگی	-0.057	-0.096	1
	سطح معنی داری	0.409	0.159	-----
BM	همبستگی	0.206*	0.116	0.125	1
	سطح معنی داری	0.002	0.089	0.067	-----
CFO	همبستگی	-0.003	-0.085	-0.048	-0.290*	1
	سطح معنی داری	0.968	0.216	0.486	0.000	-----
GEO	همبستگی	-0.015	0.007	0.080	0.141*	-0.164*	1
	سطح معنی داری	0.826	0.923	0.240	0.039	0.016	-----
INDIR	همبستگی	0.013	0.008	0.026	-0.096	-0.022	0.090	1
	سطح معنی داری	0.850	0.909	0.703	0.162	0.743	0.190	-----
LEV	همبستگی	0.117	0.029	-0.043	0.042	-0.323*	0.098	-0.092	1
	سطح معنی داری	0.086	0.675	0.529	0.538	0.000	0.154	0.179	-----
LSE	همبستگی	-0.180*	-0.059	0.065	-0.358*	0.212*	0.000	0.223*	-0.292*	1
	سطح معنی داری	0.008	0.392	0.341	0.000	0.002	1.000	0.001	0.000	-----
OWNER	همبستگی	-0.072	-0.036	-0.016	-0.170*	-0.056	0.013	-0.203*	0.377*	0.010	1
	سطح معنی داری	0.296	0.595	0.812	0.012	0.414	0.844	0.003	0.000	0.879	-----
SIZE	همبستگی	-0.262*	-0.043	0.019	-0.497*	0.285*	0.064	0.113	-0.345*	0.397*	0.042	1
	سطح معنی داری	0.000	0.532	0.777	0.000	0.000	0.349	0.098	0.000	0.000	0.541	-----
SSE	همبستگی	0.193*	0.115	0.008	0.428*	-0.291*	0.000	-0.188*	0.343*	-0.407*	0.042	-0.386*	1
	سطح معنی داری	0.005	0.093	0.906	0.000	0.000	1.000	0.006	0.000	0.000	0.540	0.000	-----
ST/PT	همبستگی	-0.288*	0.148*	-0.013	0.062	-0.200*	0.148*	-0.095	0.225*	-0.188*	0.001	-0.134*	0.188*	1
	سطح معنی داری	0.000	0.030	0.849	0.368	0.003	0.030	0.167	0.001	0.006	0.990	0.049	0.006	-----

منبع:یافته­های پژوهشگر

همبستگی مثبت و معنی­دار(0.193) بین |DACC|و شرکت­های کوچک SSE و همبستگی منفی و معنی­دار بین  |DACC|و شرکت­های بزرگ (0.180- ) یافت شد، سازگار با نتایج قبلی، میانگین آن انگیزه­ی قوی برای مدیریت سود در شرکت­های کوچک نسبت به شرکت­های بزرگ دارد. سازگار با نظریه و مطالعه-های پژوهشی پیشین، مدیریت سود از بین متغیرهای کنترلی همبستگی مثبت و معنی­دار با BM (0.206) و همبستگی منفی و معنی­دار با SIZE(0.262-)، ST/PT (0.288-) و VOLUME (0.171-) دارد.

 

7- همبستگی تک متغیره  دریافت گزارش حسابرسی مشروط

جدول14 نشان می­دهد که اکثر داده ها در مقیاس نسبتی دارای همبستگی هستند؛  متغیرهایBM,REC  وSSE  که بترتیب (0.137)، (0.257) و (0.218) همبستگی مثبت و معنی­دار با دریافت گزارش حسابرسی مشروط دارند. و متغیر­های OWNER,ROA,INV,SIZE,AEI وINDIR که بترتیب (0.252-)، (0.256-)، (0.187-)، (0.287-)، (0.172-) و (0.186-) هستند، همبستگی منفی و معنی­دار با دریافت گزارش حسابرسی مشروط دارند، که نشان می­دهد در جامعه مورد مطالعه این متغیرها بیشتر مورد توجه قرار می­گیرند و دارای همبستگی قوی با دریافت گزارش حسابرسی مشروط می­باشند.

 

جدول14 - ماتریس همبستگی اسپیرمن متغیرهای دریافت گزارش حسابرسی مشروط در کل نمونه (215 مشاهده، شرکت - سال)

		QAO	AEI	SIZE	LEV	INV	REC	BM	ST/PT	ROA	SSE	OWNER	INDIR
QAO	همبستگی	1
	سطح معنی داری	-----
AEI	همبستگی	-0.252*	1
	سطح معنی داری	0.000	-----
SIZE	همبستگی	-0.256*	0.320*	1
	سطح معنی داری	0.000	0.000	-----
LEV	همبستگی	-0.003	-0.008	-0.345*	1
	سطح معنی داری	0.960	0.902	0.000	-----
INV	همبستگی	-0.187*	0.069	-0.068	-0.105	1
	سطح معنی داری	0.006	0.312	0.319	0.126	-----
REC	همبستگی	0.137*	0.047	0.151*	-0.019	-0.262*	1
	سطح معنی داری	0.045	0.492	0.027	0.786	0.000	-----
BM	همبستگی	0.257*	-0.128	-0.497*	0.042	-0.142*	-0.161*	1
	سطح معنی داری	0.000	0.062	0.000	0.538	0.038	0.018	-----
ST/PT	همبستگی	0.051	0.019	-0.134*	0.225*	-0.136*	0.032	0.062	1
	سطح معنی داری	0.453	0.784	0.049	0.001	0.046	0.644	0.368	-----
ROA	همبستگی	-0.287*	0.130	0.372*	-0.354*	0.144*	0.190*	-0.305*	-0.297*	1
	سطح معنی داری	0.000	0.057	0.000	0.000	0.035	0.005	0.000	0.000	-----
SSE	همبستگی	0.218*	-0.248*	-0.386*	0.343*	0.053	-0.122	0.428*	0.188*	-0.385*	1
	سطح معنی داری	0.001	0.000	0.000	0.000	0.437	0.073	0.000	0.006	0.000	-----
OWNER	همبستگی	-0.172*	0.017	0.042	0.377*	-0.028	0.066	-0.170*	0.001	-0.078	0.042	1
	سطح معنی داری	0.011	0.800	0.541	0.000	0.688	0.335	0.012	0.990	0.257	0.540	-----
INDIR	همبستگی	-0.186*	0.182*	0.113	-0.092	0.130	0.099	-0.096	-0.095	0.226*	-0.188*	-0.203*	1
	سطح معنی داری	0.006	0.007	0.098	0.179	0.058	0.147	0.162	0.167	0.001	0.006	0.003	-----

منبع:یافته­های پژوهشگر

 

8- آزمون فرضیه­ها و تجزیه و تحلیل یافته­ها

8-1- آزمون فرضیه اول

اولین فرضیه تحقیق، در رابطه با بررسی اثر کیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری می­باشد. لذا فرضیه مقابل، به صورت زیر مطرح می­گردد :

 بین اثرکیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری در شرکت­های با اندازه بزرگ نسبت به شرکت­های با اندازه کوچک رابطه­ی منفی بیشتری وجود دارد.

جدول 1-15-4 برآورد OLS از اثر کیفیت حسابرسی بر سطح مدیریت سود را خلاصه می­کند. با مدل (1)  که ضریب AUD را برای یکنواختی شرکت­های  کوچک و  شرکت­های بزرگ تحمیل می­کند، شروع می­کنیم. همبستگی معنی­دار آماری­ای بین کیفیت حسابرسی و سطح مدیریت سود در کل جامعه یافت نشد.    

بعنوان یک بحث زودتر این امر محتمل است، زیرا نمونه­ی تحقیق شامل درصد بزرگی از شرکت­های کوچک  می­باشد، که بطور معنی­داری دارای میانگین موزون سنگین­تری است و با تحمیل  به یکنواخت کردن همه­ی شرکت­های کوچک و  شرکت­های بزرگ می­پردازیم.  نتایج برای مدل بطور کامل در جدول 1-15-4  نشان داده شده است.

در جدول 1-15     که پیش بینی تفاوت در کاهش مدیریت سود بواسطه­ی حسابرسان با کیفیت بالا برای همه­ی شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ، مثبت است،  (γ3 = 0.019, t = 0.385). نتایج نشان می­دهد که در جدول 1-15-4    بطور معنی­داری نسبت به صفر بیشتر است، (γ2 = −0.040, t = 0.035) ، این موضوع مشخص می­کند که، وقتی هر دو شرکت­های کوچک و شرکت­های بزرگ توسط حسابرسان با کیفیت پایین حسابرسی شوند، میانگین شرکت­های کوچک در سطوح بالایی از مدیریت سود در گیر می­شود. این امر با عمومیت داشتن شرکت­های کوچک در دارا بودن از انگیزه­ی بیشتر برای اداره­ی عملکرد مالی نسبت به شرکت­های بزرگ سازگار است. سرانجام یافتیم که در بین متغیرهای کنترلی سطح مدیریت سود با SIZE ، CFO رابطه­ی منفی و معنی­دار دارد.

در جدول 2-15   ضریب  که سطح مدیریت سود را در شرکت­های کوچک با کیفیت بالای حسابرسی نشان می­دهد

0.001 (t = 0.982)   و  که سطح مدیریت سود را در شرکت­های کوچک با کیفیت پایین حسابرسی نشان می­دهد بترتیب و   0.791 (t = 0.038)است. این موضوع مشخص می­کند که کیفیت حسابرسی اندکی بر جلوگیری از مدیریت سود برای شرکت­های بزرگ تاثیر دارد. فرضیه­ی 1 پیش بینی کاهش بزرگی در مدیریت سود بواسطه­ی حسابرسان با کیفیت بالا برای شرکت­های بزرگ نسبت به شرکت­های کوچک است. نتایج علمی پژوهشی از این فرضیه حمایت می­کند.

در جدول 3-15 ، سطح مدیریت سود را برای شرکت­های بزرگ با کیفیت حسابرسی بالا نشان می­دهد، که برابر  0.068 (t = 0.003) است و  که سطح مدیریت سود را برای گروه محرک نشان می­دهد، شرکت­های بزرگ با کیفیت حسابرسی پایین برابر 0.314 (t = 0.036) است.  بطور معنی­داری نسبت به صفر بیشتر است (t = 0.001) 0.068-، و مشخص می­کند که حسابرسان با کیفیت بالا از  مدیریت سود  در شرکت­های بزرگ جلوگیری می­کنند.

بنابراین فرضیه  در سطح معنی­داری 95% و یا با خطای 5% مورد تائید قرار می­گیرد و فرضیه رد می­شود. نوع رابطه منفی می­باشد بنابراین می­توان گفت: بین اثرکیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری در شرکت­های با اندازه بزرگ نسبت به شرکت­های با اندازه کوچک رابطه­ی منفی بیشتری وجود دارد.

این نتیجه با نتایج تحقیقات انجام شده در حوزه­ی مدیریت سود در کشورهای غربی مانند: دچو و اسکاینر[xi] (2000)، جفری آر استک[xii] (2005)، ریچاردهاری (2006) و تحقیقات انجام شده در حوزه مدیریت سود در ژاپن مانند پان سی[xiii] (2008)، یاماشیتا و اتوگاوا[xiv] (2008) و تحقیق انجام شده مشترک در چین در حوزه کیفیت حسابرسی و مدیریت سود  توسط چن، زیان چن، لوبو و وانگ  (2010) سازگار است. با در نظر گرفتن اینکه اطلاعات حسابداری چیزی جز جانشین یا عنصر علی البدل برای پدیده­های مالی نیست؛ دستکاری آنها به مدیریت این امکان را می­دهد که به پیامی که پنداشت مردم (سهامدار یا سرمایه گذار) را درباره عملیات و نحوه عملکرد شرکت شکل می­دهد، مسیر دلخواه بدهد. لذا به منظور مقابله با اختیارات انعطاف پذیر مدیریت باید به کنترل کیفیت در حرفه حسابرسی بمنظور جلوگیری از مدیریت سود، کشف و گزارش تحریف با اهمیت در صورت­های مالی بها داد و از طرف دیگر به مردم نیز آموزش­های لازم جهت تصمیم­گیری داده شود. (جفری آر استک ، 2005 ، 144)، (پان سی ، 2008 ، 67) و (یاماشیتا و اتوگاوا ، 2008 ، 59)

 

 

 

 

 

جدول1-15 - رابطه بین کیفیت حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت سود) در کل جامعه

متغیر وابسته: |DACC|       روش: پنل حداقل مربعات              دامنه نمونه: 1389- 1385         شامل: 5 دوره               تعداد شرکت­ها: 43                           مجموع مشاهدات پنل (متعادل) 215:
متغیر	ضرایب	انحراف معیار	آماره t	احتمال آماره t
AUD	-0.014	0.015	-0.974	0.331
SSE	-0.040*	0.019	-2.117	0.035
AUD*SSE	0.019	0.021	0.870	0.385
BETA	0.001	0.001	0.927	0.355
BM	-0.028	0.018	-1.588	0.114
LEV	-0.059	0.037	-1.612	0.108
SIZE	-0.017*	0.008	-2.258	0.025
CFO	-0.152*	0.001	-124.045	0.000
ST/PT	-0.028	0.032	-0.895	0.372
OWNER	-0.002	0.027	-0.058	0.954
GEO	0.002	0.014	0.120	0.904
INDIR	-0.030	0.020	-1.528	0.128
C	0.566	0.231	2.449	0.015
ضریب تعیین	0.987	میانگین متغیر وابسته		0.060
ضریب تعیین تعدیل شده	0.987	انحراف معیار متغیر وابسته		0.633
انحراف معیار رگرسیون	0.073	معیار آکائیک		-2.336
مجموع مربعات خطای توجیح نشده	1.079	معیار شوارئتز		-2.132
لگاریتم درست نمایی	264.137	معیار حنان کوئین		-2.254
آمارهF	1320.120	آماره دوربین واتسن		2.150
احتمال آماره F	0.000

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول2-15 - رابطه بین کیفیت حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت سود) در شرکت­های کوچک

متغیر وابسته: |DACC|        روش: پنل حداقل مربعات               دامنه نمونه:1389- 1385       شامل : 5 دوره                تعداد شرکت­ها:22                  مجموع مشاهدات پنل متعادل: 110
متغیر	ضرایب	انحراف معیار	tآماره	احتمال آماره t
AUD	0.006	0.057	0.101	0.920
SSE	-0.009	0.035	-0.252	0.802
AUD*SSE	0.001	0.060	0.022	0.982
BETA	0.001	0.001	1.337	0.184
BM	-0.091*	0.033	-2.767	0.007
LEV	-0.047	0.064	-0.737	0.463
SIZE	-0.032*	0.012	-2.633	0.010
CFO	-0.153*	0.001	-110.361	0.000
ST/PT	-0.048	0.041	-1.162	0.248
OWNER	0.032	0.043	0.750	0.455
GEO	0.017	0.022	0.780	0.438
INDIR	-0.074*	0.031	-2.434	0.017
C	0.791	0.375	2.106	0.038
ضریب تعیین	0.992	میانگین متغیر وابسته		0.108
ضریب تعیین تعدیل شده	0.991	انحراف معیار متغیر وابسته		0.885
انحراف معیار رگرسیون	0.082	معیار آکائیک		-2.052
مجموع مربعات خطای توجیح نشده	0.653	معیار شوائتز		-1.733
لگاریتم درست نمایی	125.874	معیار حنان کوئین		-1.923
آماره F	1047.683	آماره دوربین واتسن		2.385
احتمال آماره F	0.000

                        *منبع: یافته­های پژوهشگر

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول3-15 - رابطه بین کیفیت حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت سود) در شرکت­های بزرگ

متغیر وابسته: |DACC|       روش: پنل حداقل مربعات            دامنه نمونه:1389- 1385      شامل: 5 دوره              تعداد شرکت­ها:21                           مجموع مشاهدات پنل متعادل: 105
متغیر	ضرایب	انحراف معیار	آمارهt		احتمال آماره t
AUD	-0.068*	0.021	-3.273		0.001
LSE	-0.013	0.015	-0.878		0.382
AUD*LSE	0.068*	0.022	3.095		0.003
BETA	0.004	0.004	1.008		0.316
BM	0.004	0.010	0.398		0.692
LEV	-0.010	0.022	-0.466		0.643
SIZE	-0.009	0.005	-1.607		0.111
CFO	0.009	0.012	0.772		0.442
ST/PT	0.029	0.035	0.835		0.406
OWNER	0.005	0.018	0.269		0.789
GEO	-0.006	0.008	-0.774		0.441
INDIR	0.011	0.013	0.810		0.420
C	0.314	0.147	2.128		0.036
ضریب تعیین	0.166	0.009
ضریب تعیین تعدیل شده	0.057	0.029
انحراف معیار رگرسیون	0.028	-4.165
مجموع مربعات خطای توجیح نشده	0.075	-3.836
لگاریتم درست نمایی	231.637	-4.031
آماره F	1.525	2.508
احتمال آماره F	0.029

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

براساس ضرایب متغیرها در جدول1-15 مدل |DACC| را می­توان بدین صورت نوشت، که نشان دهنده­ی رابطه بین کیفیت حسابرسی و اقلام تعهدی اختیاری برای شرکت­های بزرگ و شرکت­های کوچک با استفاده از مدل رگرسیون OLS زیر است:

 

 

 

نتایج حاصل از رگرسیون زمانی قابل اتکاست که رگرسیون برازش شده در کل معنی‌دار باشد. برای معنی‌دار بودن رگرسیون از ضریب تعیین تعدیل شده استفاده می‌شود که مطابق داده‌های جدول1-15-4 ، ضریب تعیین تعدیل شده مدل برابر 0.987 است، بنابراین می‌توان گفت شاخص نیکویی برازش مدل، یعنی ضریب تعیین تعدیل شده معنی‌دار است و در نتیجه رگرسیون معنی‌دار است. معنادار بودن آماری به این معناست که همبستگی محاسبه شده، با درجه معینی از اطمینان، با صفر تفاوت دارد. چنانچه ضریب همبستگی محاسبه شده به طور معناداری با صفر تفاوت نداشته باشد، باید فرض کرد که بین متغیرهای مورد مطالعه همبستگی وجود ندارد، یا اینکه اندازه‌ نمونه انتخاب شده به اندازه کافی برای نشان دادن این همبستگی بزرگ نیست. مشاهده گردید که در کل، معادله رگرسیون قابل برآورد است. ضریب تعیین نشان می‌دهد که 98.7% از تغییرات متغیر وابسته اقلام تعهدی اختیاری (مدیریت سود) را می‌توان به وسیله‌ی متغیرهای مستقل (کیفیت حسابرسی (با معیار دوره تصدی 5 سال)، اندازه شرکت و سایر متغیرهای کنترلی توضیح داد، بنابراین متغیرهای مستقل 98.7% از تغییرات مدیریت سود را پیش‌بینی می­کنند. لازم به ذکر است که در مدل(1) قصد ارایه مدلی برای پیش‌بینی نیست اما با توجه به بالا بودن ضریب تعیین در مدل فوق می­توان پیش بینی دقیقی نمود.  همچنین مطابق با نتایج جدول1-15مقدار آماره F با Prob˂0.05 بیان­گر خطی بودن مدل رگرسیون با اطمینان 95% بوده و مقدار آماره دوربین واتسن 2.150 بیانگر عدم خود همبستگی مرتبه اول در مدل می­باشد. همچنین نزدیک بودن مقادیر آماره­های شوارتز بیزن، آکائیک و حنان کوئین به همدیگر، بیانگر این موضوع است که جدول 1 -15بهترین مدل انتخابی است.

 

8-2- آزمون فرضیه دوم

دومین فرضیه تحقیق، در رابطه با دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس (تخصص در صنعت) می­باشد. لذا فرضیه مقابل، به صورت زیر مطرح می­گردد :

 بین دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس، بعد از کنترل ویژگی­های شرکت رابطه­ی منفی وجود دارد.

جدول16 برآورد رگرسیون Logit مدل (2) نتایج بین دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس را خلاصه می­کند. تخصص حسابرس در صنعت بعنوان معیار حسابرس با کیفیت بالا در نظر گرفته شده است. اگر یک حسابرس حداقل 7 مشتری در یک صنعت داشته باشد، عقیده داریم که این موضوع بعنوان تخصص در صنعت است (کراسول، فرانسیز و تایلور[xv] (1995) و بالسام، کریشنان و یانگ[xvi] (2000)). همبستگی منفی و معنی­داری بین دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس (با معیار تخصص حسابرس در صنعت) مشاهده شد، که می­توان آن را چنین تفسیر کرد که موسسه حسابرسی که فاقد تخصص در صنعت است، به احتمال زیاد گزارش خود را مشروط می­کنند. زیرا، ظرفیت موسسات حسابرسی متخصص در صنعت را برای کشف اشتباهات و تقلب­ها ندارند و مشروط کردن گزارش، یک استراتژی محافظه کارانه برای جبران این کمبود ظرفیت است، بنابراین  هر چه حسابرس در یک صنعت متخصص تر باشد به احتمال بیشتر تمایل کمتری به ارائه گزارش حسابرسی مشروط به صاحب­کاران خود در آن صنعت دارد. و سرانجام متغیرهای کنترلی در جدول 16-4 که از قبل پیش بینی شده بودند، ترتیب اثر داده شده و REC رابطه مستقیم و معنی­دار و  ROAو ST/PT رابطه منفی و معنی­دار با دریافت گزارش حسابرسی مشروط دارند. همچنین دو متغیر حاکمیت شرکتی OWNER و INDIR (نشان دهنده ویژگی­های شرکت) که بیان­گر این موضوع است که سهامداران عمده و اعضای غیرموظف در هیات مدیره نیز به احتمال بیشتر تمایل کمتری به دریافت گزارش مشروط دارند که این موضوع نیز از فرضیه حمایت می­کند.

نتایج آزمون والد در جدول 17 نیز نشان می­دهد که قیود اعمال شده، بر ضرایب تخمین زده شده با توجه به مقدار آماره F با آلفای Prob0.007 ,0.05و آماره کای اسکوئر با آلفای Prob0.006, 0.05 ، با درجه آزادی یک و  اطمینان 95% معنی­دار است. بنابراین فرضیه  در سطح معنی­داری 95% و یا با خطای 5% مورد تائید قرار می­گیرد و فرضیه  رد می­شود. نوع رابطه منفی می­باشد بنابراین می­توان گفت بین دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس، بعد از کنترل ویژگی­های حاکمیت شرکتی رابطه­ی منفی وجود دارد.  این نتایج با تحقیق انجام شده مشترک در چین در حوزه دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس توسط چن، زیان چن، لوبو و وانگ  (2010) سازگار است. نتایج پژوهش نشان می­دهد صاحبکارانی که حسابرس متخصص در صنعت (اعم از سازمان حسابرسی و سایر مؤسسات حسابرسی) انتخاب کرد­ه­اند، تمایل چندانی به دریافت گزارش مشروط از خود نشان نمی­دهند. علت این موضوع می­تواند دو دلیل زیر باشد:  ۱) این قبیل موسسه ها یا کار خود را به درستی انجام داده­اند و یا طبق قوانین و مقررات ملزم به استفاده از خدمات آنها هستند (دلایل مثبت) و یا ۲( تخصص حسابرس در صنعت جانشین حسن شهرت حسابرس است و این قبیل موسسه ها با عدم ارائه گزارش مشروط، به دنبال حفظ مشتریان خود هستند (دلیل منفی(. با توجه به مطالب فوق ملاحظه می­شود که عدم  دریافت گزارش مشروط تحت تأثیر عوامل غیر حسابداری از جمله وجود سهامداران عمده در ترکیب سهام شرکت­ها نیز قرار دارد.

 

جدول 16- دریافت گزارش مشروط و کیفیت حسابرس

متغیر وابسته: QAO       روش: لجیت باینری         دامنه نمونه: 1389- 1385  تعداد مشاهدات معرفی شده: 215            ML - (Quadratic hill climbing)
متغیر	ضرایب	انحراف معیار	آماره z	احتمال آماره z
AEI	-1.020*	0.440	-2.319	0.020
SIZE	-0.226	0.237	-0.954	0.340
LEV	-2.986	1.777	-1.681	0.093
INV	-2.103	1.443	-1.457	0.145
REC	4.201*	1.130	3.718	0.000
BM	0.245	0.630	0.388	0.698
ST/PT	-1.453*	0.719	-2.021	0.043
ROA	-0.106*	0.036	-2.964	0.003
SSE	-0.129	0.509	-0.254	0.799
OWNER	-2.386*	0.867	-2.751	0.006
INDIR	-1.255*	0.654	-1.918	0.050
C	9.726	6.790	1.432	0.152
ضریب تعیین مک فادن	0.230	میانگین متغیر وابسته		0.433
انحراف معیار متغیر وابسته	0.497	انحراف معیار رگرسیون		0.434
معیار آکائیک	1.166	مجموع مربعات خطای توجیح نشده		38.307
معیار شوارئتز	1.354	لگاریتم درست نمایی		-113.294
معیار حنان کوئین	1.242	لگاریتم درست نمایی باقیمانده		-147.065
آماره LR	67.542	میانگین لگاریتم درست نمایی		-0.527
احتمال آماره LR	0.000
مشاهدات متغیر وابسته= 0	122	کل مشاهدات		215
مشاهدات متغیر وابسته= 1	93
Convergence achieved after 6 iterations QML (Huber/White) standard errors & covariance

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

لازم به ذکر است که در جدول 16 جهت رفع هر گونه ناهمسانی واریانس، برآورد براساس هابر/ وایتانجام شده است. براساس ضرایب متغیرها در جدول16 مدل  را می­توان بدین صورت نوشت:

که نشان دهنده­ی رابطه بین دریافت گزارش مشروط و کیفیت حسابرس، بعد از کنترل ویژگی­های شرکت با استفاده از برآورد مدل لجیت باینری است:

 

 

 

آزمون والد جدول 17- قیود اعمال شده، بر ضرایب مدل (2)

آزمون: Wald
معادله:  QAO
آزمون آماری	ارزش	درجه آزادی	احتمال آماره
آماره F	7.416	(1, 203)	0.007
کای - دو	7.416	1.000	0.006

 

 

 

 

 

Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0)	ارزش	انحراف معیار
-1 + C(1) + C(2) + C(3) + C(4) + C(5) + C(6) + C(7) + C(8) + C(9) + C(10) + C(11)	-8.217	3.017
Restrictions are linear in coefficients.

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

9- بحث و نتیجه­گیری 

نتایج پژوهش حاضر در فرضیه اول با تحقیق­های صورت پذیرفته در حوزه ی مدیریت سود در کشورهای غربی مانند: دچو و اسکاینر، (2000)، جفری آر استک، (2005)، ریچاردهاری، (2006) و تحقیق­های انجام شده در حوزه مدیریت سود در ژاپن مانند پان سی، (2008)، یاماشیتا و اتوگاوا، (2008) و تحقیق انجام شده مشترک در چین در حوزه کیفیت حسابرسی و مدیریت سود توسط چن، زیان چن، لوبو و وانگ ، (2010) و افرادی همانند بکر و همکاران، (2000) که در تحقیق­های خود در شرکت­های دولتی و غیر دولتی به این نتیجه رسیدند که کیفیت حسابرسی احتمال وقوع مدیریت سود را کاهش می­دهد  و دیفاند و جیانبالوو[xvii]، (1998)، بتی و هاریس[xviii]، (1998)، بتی و پترونی[xix]، (2002)، کاپنز و پیک[xx]، (2005) و بورستالر و دیگران[xxi]، (2004) که نتیجه گرفتند که کیفیت حسابرسی با مدیریت سود در شرکت­های خصوصی رابطه­ی معکوس دارد و نتایج تحقیق ژائو و ایلدر[xxii]، (2002) که نشان داد شرکت­هایی که توسط پنج موسسه­ی بزرگ حسابرسی رسیدگی شدند دارای مدیریت سود کمتری هستند،  سازگار است. و فرضیه اول در سطح معناداری ٩5 % مورد تأیید قرار گرفت.

نتایج پژوهش حاضر در فرضیه دوم با تحقیق انجام شده مشترک در چین در حوزه دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس توسط چن، زیان چن، لوبو و وانگ که نشان دادند صاحبکارانی که حسابرس متخصص در صنعت  انتخاب کرده­اند، تمایل چندانی به دریافت گزارش مشروط از خود نشان نمی­دهند، فرگوسن و استاکس[xxiii]، (2002)، ژائو و ایلدر، (2002)، بالسام و همکاران، (2000) جول و جاب و هاگتون[xxiv]، (2005) در تحقیق خود برای اندازه‌گیری کیفیت حسابرسی علاوه بر اندازه موسسه حسابرسی از تخصص موسسه حسابرسی در صنعت صاحبکار نیز استفاده کردند و معتقد بودند موسسه­های حسابرسی­ای که در صنعت صاحب­کار تخصص داشته باشند، با کیفیت بیشتری به حسابرسی آن می‌پردازند،  دی آنجلو[xxv]، (1981) بیان کرد که بیشتر تحقیق­های انجام گرفته در زمینه­ی کیفیت حسابرسی نشان می­دهند که هم از نظر کاربران صورتهای مالی و هم از نظر شرکت­هایی که حسابرس را انتخاب می­کنند، کیفیت حسابرسی موسسه­های بزرگ و کوچک با هم تفاوت دارد. موسسه­های حسابرسی بزرگ، شهرت زیادی دارند که باید در ارائه اظهارنظر حسابرسی حفظ شود و کراسول و دیگران، (2002) معتقدند که موسسه­های حسابرسی کوچک، به احتمال زیاد گزارش خود را مشروط می­کنند. زیرا، ظرفیت موسسه­های بزرگ را برای کشف اشتباهات و تقلب­ها ندارند و مشروط کردن گزارش، یک استراتژی محافظه کارانه برای جبران این کمبود ظرفیت است، سازگار است و فرضیه دوم در سطح معناداری ٩5 % مورد تأیید قرار گرفت.

 

با توجه به نتایج حاصل از فرضیه اصلی اول مبنی بر بین اثرکیفیت حسابرسی بر اقلام تعهدی اختیاری در شرکت­های با اندازه بزرگ نسبت به شرکت­های با اندازه کوچک رابطه­ی منفی بیشتری وجود دارد، که مورد تائید واقع گردید. پیشنهاد می­گردد که سرمایه‌گذاران زمان انجام تصمیمات سرمایه‌گذاری، عوامل تاثیر­گذار بر کاهش مدیریت سود، مانند اندازه شرکت و کیفیت حسابرسی را مورد بررسی قرار داده و تاثیر آن بر میزان قابلیت اتکا اطلاعات ارائه شده توسط شرکت­ها را مدنظر قرار دهند و اقدام به خرید سهامی نمایند که دستکاری سود در آن کمتر و امکان افزایش کسب سود از طریق EPS بالاتر یا افزایش ارزش سهام بیشتر گردد.  با توجه به نتایج حاصل از فرضیه دوم مبنی بر بین دریافت گزارش حسابرسی مشروط و کیفیت حسابرس، بعد از کنترل ویژگی­های حاکمیت شرکتی رابطه­ی منفی وجود دارد، که مورد تائید واقع گردید. پیشنهاد می­گردد که تحلیل­گران مالی در زمان تحلیل صورت­های مالی شرکت­ها، نوع اظهار نظر حسابرس، اعتبار حرفه­ای و تخصص وی در صنعت خاص را مورد بررسی قرار داده و تاثیر آن بر میزان قابلیت اتکا اطلاعات ارائه شده توسط شرکت­ها را مد نظر قرار دهند. همچنین سرمایه­گذاران موضوع حاکمیت شرکتی را مد نظر داشته باشند و اقدام به خرید سهام شرکت­هایی نمایند که حاکمیت شرکتی در آنها قوی­تر باشد، چرا که این امر سبب کنترل بیشتر بر مدیریت برای جلوگیری از رفتارهای فرصت طلبانه می­شود.

---

1- دانشیار، گروه آموزشی حسابداری، واحد علوم و تحقیقات تهران، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران، ‌نویسنده اصلی.

2- استادیار، گروه آموزشی حسابداری، واحد علوم و تحقیقات تهران، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.  

[3]-  عضو باشگاه پژوهشگران جوان و نخبگان، واحد تهران شمال، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران، مسئول مکاتبات.

[e-mail]            

---

[i]. Lee et al

[ii]. Betti

[iii]. Fers & Smit

[iv]. Chani et al

[v]. Tandelo & Wanstreilen

[vi]. Chambers D, Payne J

[vii]. Roychowdhury. S

[viii]. Hanwen Chen & Jeff Zeyun Chen & Gerald J. Lobo & Yanyan Wang  

[ix]. Reed et at

[x]. Beyker, Reynolds & Francis

[xi]. Dechow & skayner

[xii]. Jefry. R. stek

[xiii]. Pan.C.

[xiv]. Yamashita, H., and K. Otogawa

[xv]. Cerasol, Francis & Taylor

[xvi]. Balsam, Krishnan & Yang

[xvii]. Difund & Jianbalow

[xviii]. Betty & Hariss

[xix]. Betty & Petrony

[xx]. Capens & Pice

[xxi]. Bourstayler et al

[xxii]. Jaow & Eldear

[xxiii]. Fergosen & Stags

[xxiv]. Johl, Jubb and Houghton

[xxv]. De Angelo

مراجع

فهرست منابع

1)    حساس یگانه ، یحیی و علی جعفری، (1384)، "عوامل مؤثر بر استقلال و شایستگی اعضای جامعه حسابداران رسمی ایران در ارائه خدمات گواهی"، فصلنامه مطالعات تجربی حسابداری مالی ، شماره11 ، تابستان و پاییز ، صص71.

2)    صباغیان طوسی ، امید ،(1391)،" اثر کیفیت حسابرسی بر مدیریت سود و هزینه حقوق صاحبان سهام در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با اندازه کوچک و بزرگ" پایان نامه مقطع کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی واحد بندرعباس.

3)    مجتهدزاده ، ویدا و پروین آقایی ، (1383) ،" عوامل موثر بر کیفیت حسابرسی مستقل از دیدگاه حسابرسان مستقل و استفاده کنندگان" ، بررسی­های حسابداری و حسابرسی ، شماره 38 ، زمستان ، صص53 – 76.

4)    مشایخی ، بیتا ، ساسان مهرانی ، کاوه مهرانی و غلامرضا کرمی ، (1384) ،" نقش اقلام تعهدی اختیاری در مدیریت سود شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" ، فصلنامه بررسی­های حسابداری و حسابرسی ، 42 ، شماره 42، زمستان ، صص61-74.

5)     Chambers D, Payne J.,(2008,) "Audit Quality and the Accrual Anomaly. Working Paper", Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=1136787.

6)     Francis J, Micheal S. A ,(2005),  "Re-examination of the Persistence of Accruals and Cash Flows", Journal of Accounting and Economics; 43.PP. 413-45

7)     Hanwen Chen & Jeff Zeyun Chen & Gerald J. Lobo & Yanyan Wang ,(2010),".Effects of Audit Quality on Earnings Management and Cost of Equity Capital: Evidence from China", Electronic Copy Available at: http://ssrn.com/abstract=1105539

8)     Jeffrey R.Stokes, (2005), "Dynamic Cash Discount When Sales Volume is  Stochastic", PP.144-160

9)     Pan.C., (2008), "Real Activities Earnings Management by Japanes Firms to Avoid Losses".LEC-Tokyo.

10)    Penman, S.H. ,(2010), "Financial Statement Analysis and Security Valuation", New York, NY: McGraw Hill/Irwin.

11)    Richardson Alan J. ,(2010), "Auditor Switching and the Great Depression", Accounting Historians Journal, Vol. 33, No. 2 , PP. 39-62

12)    Yamashita, H., and K. Otogawa, (2008), "Do Japanese Firms Manage Earnings in Response to Tax Rate Reductions in the Late 1990", Journal of Management Accounting , Japan 16, PP. 41- 59