رابطه کیفیت حسابرسی با شفافیت شرکتی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 3، دوره 11، شماره 41، فروردین 1398، صفحه 43-68   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

سید حسین علوی طبری^{* 1}؛ منا پارسایی²

¹دانشیارگروه حسابداری،دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران

²دانشجوی دکتری حسابداری،دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران.

چکیده

در پی سقوطشاخص‌هایبورستهراندرسال 1383 و رفتار فرصت‌طلبانه برخی از مدیران که از پیامدهای نظریه نمایندگی است،شفافیت شرکتی از دیدگاه سرمایه‌گذاران اهمیت بسیاری یافته است. در این راستا با بروز نگرانی در مورد قابلیت اتکای صورت‌های مالی، خدمات اطمینان‌بخشی حسابرسی مستقل از طریق کاهش عدم تقارن اطلاعاتی میان مدیران و مالکان می‌تواند برای صورت‌های مالی ارزش افزوده ایجاد نماید. پژوهش حاضر با استفاده از روش تحقیق همبستگی و مدل‌های رگرسیون چند متغیره، در پی آن است تاارتباط دو مؤلفه رتبه کنترل کیفیت موسسه حسابرسی و دوره تصدی حسابرس را با شاخصی از شفافیت متشکل از ابعاد چندگانه، مورد بررسی قرار دهد. همچنین به منظور اطمینان از نتایج حاصله چهار متغیراندازه، نوسان‌پذیری بازده سهم، نسبت بدهی و رشد به عنوان متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شد. در این پژوهش، تعداد 74 شرکت در دوره زمانی سال‌های 1388 تا 1392 مورد مطالعه قرار گرفت. نتایج پژوهش نشان داد که میان دوره تصدی حسابرس و شفافیت شرکتی ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد، اما بر خلاف انتظار میان امتیاز کنترل کیفیت حسابرسی و شفافیت شرکتی ارتباط معناداری وجود ندارد
Abstract
Investors have recognized the importance of corporate transparency more, after stock index crash and the opportunistic behavior of some managers as one of implications of agency theory. Regarding the reliability of financial statements distortion, assurance services by external auditors could be effective through information asymmetry reduction. Current paper has studied the relationship between two factors of audit quality, consisting of auditor tenure and the audit quality rank of audit companies, with a transparency proxy including various dimensions. Four variables including size, stock return volatility, debt ratio and growth have been considered as control variables. The sample of paper is 74 companies which have been listed in Tehran stock exchange. Results show a positive significant relationship between audit tenure and corporate transparency, but there is no significant relationship between the rank of audit quality and corporate transparency unlike our expectations.

کلیدواژه‌ها

شفافیت؛ دوره تصدی؛ امتیاز کنترل کیفیت؛ کیفیت حسابرسی

اصل مقاله

رابطه کیفیت حسابرسی با شفافیت شرکتی در شرکت‌های پذیرفته شده

در بورس اوراق بهادار تهران

 

 

سیدحسین علوی طبری

تاریخ دریافت: 08/10/1397            تاریخ پذیرش: 09/12/1397

[1]

منا پارسایی[2]

 

 

چکیده

در پی سقوطشاخص‌هایبورستهراندرسال 1383 و رفتار فرصت‌طلبانه برخی از مدیران که از پیامدهای نظریه نمایندگی است،شفافیت شرکتی از دیدگاه سرمایه‌گذاران اهمیت بسیاری یافته است. در این راستا با بروز نگرانی در مورد قابلیت اتکای صورت‌های مالی، خدمات اطمینان‌بخشی حسابرسی مستقل از طریق کاهش عدم تقارن اطلاعاتی میان مدیران و مالکان می‌تواند برای صورت‌های مالی ارزش افزوده ایجاد نماید. پژوهش حاضر با استفاده از روش تحقیق همبستگی و مدل‌های رگرسیون چند متغیره، در پی آن است تاارتباط دو مؤلفه رتبه کنترل کیفیت موسسه حسابرسی و دوره تصدی حسابرس را با شاخصی از شفافیت متشکل از ابعاد چندگانه، مورد بررسی قرار دهد. همچنین به منظور اطمینان از نتایج حاصله چهار متغیراندازه، نوسان‌پذیری بازده سهم، نسبت بدهی و رشد به عنوان متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شد. در این پژوهش، تعداد 74 شرکت در دوره زمانی سال‌های 1388 تا 1392 مورد مطالعه قرار گرفت. نتایج پژوهش نشان داد که میان دوره تصدی حسابرس و شفافیت شرکتی ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد، اما بر خلاف انتظار میان امتیاز کنترل کیفیت حسابرسی و شفافیت شرکتی ارتباط معناداری وجود ندارد.

 

واژه‌های کلیدی:شفافیت، دوره تصدی، امتیاز کنترل کیفیت، کیفیت حسابرسی.

1- مقدمه

تضاد منافع بالقوه میان مالکان، مدیران و دارندگان سایر اوراق بهادار محیطی را ایجاد می‌کند که حسابرس خارجی می‌تواند در آن ارزش قابل ملاحظه‌ای را برای سرمایه‌گذاران ایجاد نماید. بی‌قاعدگی‌های یافت شده در صورت‌های مالی موجب موشکافی دقیق‌تر نقشی که حسابرسان می‌توانند در بازارهای مالی ایفا کنند، شده است. خدمات حسابرسی به عنوان ناظری مستقل بر نحوه عملکرد مدیریت و نوع گزارشگری وی، مکانیزمی در جهت افزایش قابلیت اتکا و مربوط بودن صورت‌های مالی، کاهش عدم اطمینان در تصمیمات سرمایه‌گذاری و نهایتاً بهبود شفافیت شرکتی تلقی می‌شود (حکیم و عمری، 2010:152)[i]. شفافیت شرکتی موجب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی می‌شود و جزئی لاینفک از نظام راهبری شرکت‌ها به شمار می‌رود. در حقیقت، اطلاعات شفاف را می‌توان به عنوان یکی از ابزارهای ایفای مسئولیت پاسخگویی مدیران دانست که موجببهبودسازوکارکشفقیمتودرنتیجهقیمت‌گذاریبهینهوافزایشامکانپیش‌بینیمنطقیروندقیمت‌هامی‌شود (بولو و همکاران، 1389: 112).

با توجه به اینکه گزارشگری مالی شفاف و باورپذیر[ii] برای عملکرد مناسب بازار سرمایه ضروری است؛ کیفیت حسابرسی از حوزه‌های با اهمیت مباحث نهادهای قانوگذار بوده است (دومس و همکاران، 2012: 193)[iii]. در حقیقت با توجه به جایگاهونقشمؤسساتحسابرسیدراعتباربخشیبهاطلاعاتموردنیازتصمیمگیرندگان،کیفیتکارمؤسساتحسابرسی واستقلالواقعیحسابرسکهبهعنوانعواملکلیدیدرنظاماعتباربخشیحسابرسیقلمداد می‌شوند،درسرلوحهتوجهآنانقرارگرفتهاست (بولو و همکاران، 1389: 115).در راستای حمایت از حقوق سرمایه‌گذاران و ساماندهی و توسعه بازار شفاف و منصفانه اوراق بهادار و در اجرای ماده 10 دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس و اوراق بهادار مصوب8/5/1386 شورای عالیبورساوراقبهادار، دستورالعمل طبقه‌بندی مؤسسات حسابرسی و اشخاص در تاریخ 28/11/91 به تصویب هیأت مدیره سازمان بورس و اوراق بهادار رسید. همچنین مطابق تبصره2ماده 10 دستورالعملمذکور،مؤسساتحسابرسیمجازنیستندپسازگذشت 4 سال،مجدداًسمتحسابرسمستقلوبازرسقانونیشرکتواحدیرابپذیرند (دستورالعمل طبقه‌بندی مؤسسات حسابرسی و اشخاص سازمان بورس و اوراق بهادار، 1386: 5). نگاهی به تصمیمات اتخاذ شده در مجامع عمومی عادی سالیانه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس، نشان می‌دهد که در سالیان اخیر بسیاری از شرکت‌ها به دلیل عدم ارائه خدمات با کیفیت از سوی حسابرسان مستقل، در دوره زمانی کمتر از چهار سال ناگزیر به تغییر حسابرس مستقل شده‌اند. سوالی که انگیزه پژوهش حاضر را مطرح می‌کند، این است که چگونه رتبه کیفیت کار موسسه حسابرسی تعیین شده توسط سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و دوره تصدی حسابرسی می‌توانند با معیارهای در نظر گرفته شده برای شفافیت شامل کیفیت سود، کیفیت افشا و درک بازار از کیفیت حسابرسی در ارتباط باشند.

با وجود کاربرد فراوان واژه شفافیت در سامانه‌های افشای اطلاعات مالی و نیز استانداردهای حسابداری، در این رابطه تعریف مشترکی وجود ندارد که مورد توافق همگان باشد (مشایخی، 1389: 78). همچنین با مطالعه‌ای بر روی تحقیقات انجام شده داخلی، عموماً شاخص به کار برده شده برای شفافیت، رتبه کیفیت افشای بورس اوراق بهادار تهران است. در حالی که دو موضوع شفافیت و کیفیت افشا متمایز از یکدیگر هستند و جای تأمل دارد که شاخص در نظر گرفته شده برای شفافیت را همان شاخص تعیین شده برای کیفیت افشا در نظر بگیریم. رتبه مربوطه برای کیفیت افشا بر اساس دو معیار قابلیت اتکا و بموقع بودن تعیین شده است، در حالی که شفافیت می‌تواند ابعاد دیگری به غیر از دو مورد مذکور که در کیفیت افشا لحاظ شده است، داشته باشد. به نظر می‌رسد تلاش به منظور شاخص‌سازی برای شفافیت اطلاعات مالی شرکت‌ها با توجه به شرایط حاکم بر کشور ضروری باشد. از این روپژوهش حاضر از این جهت به غناپذیری دانش کمک می‌کند که با واکاوی مطالعات انجام شده خارجی، شاخص‌های شفافیتی که قابلیت دسترسی به داده‌ها برای آن‌ها وجود دارد گردآوری نموده و با رتبه کیفیت افشا ترکیب می‌کند. بدین منظور با ترکیب سه معیار کیفیت سود، رتبه کیفیت افشا اعلام شده توسط سازمان بورس و نقدشوندگی سهام سعی می‌شود تا شفافیت به صورت دقیق‌تری اندازه‌گیری شود.

 

2-  مبانی نظری و پیشینه پژوهش

شفافیت شرکتی به صورت اتخاذ، ترفیع و توسعه روش‌شناسی‌های تحلیلی جدید که روشنی و همسانی را برای اطلاعات در دسترس سرمایه‌گذاران و تحلیل‌گران به همراه می‌آورد، تعریف می‌شود (پتل و دالاس، 2002: 14)[iv] و به دسترسی اطلاعات خاص شرکتی برای اشخاص برون شرکتی اشاره دارد (بوشمن و همکاران، 2003: 27)[v]. در دسترس بودن اطلاعات خاص شرکتی برای سرمایه‌گذاران یکی از محرک‌های کلیدی در رشد اقتصادی است. براونو کیلر (2004)[vi] ادعا می‌کنند شرکت‌هایی که در آن‌ها اصول راهبری شرکتی بهتری اتخاذ شده است، ارزش بیشتری دارند (ازبای، 2009: 6)[vii]. بوشمن و همکاران (2001) چارچوبی مفهومی را برای ویژگی‌های شفافیت شرکتی ارائه دادند. در این چارچوب شفافیت دارای سه بعد است: الف) گزارشگری شرکتی: شامل افشای دوره‌ای اطلاعات خاص شرکت به صورت اجباری یا اختیاری می‌باشد و شامل 5 زیر بخش است:

1)    میزان افشا (افشای مالی شامل افشای بخش‌ها، تحقیق و توسعه و مخارج سرمایه‌ای، سیاست‌های حسابداری، شرکت‌های تابعه، افشاهای مکمل)

2)    افشای مربوط به نظام راهبری (مشخصات سهامداران عمده، هیات مدیره، مدیریت، پاداش مدیریت، سهام مدیران و کارکنان)

3)    اصول حسابداری (تلفیق شرکت‌های تابعه، ذخایر اختیاری)

4)    بموقع بودن افشا (تعداد دفعات گزارش، تعداد اقلام حسابداری خاص در گزارش‌های میان دوره‌ای، تلفیق گزارش‌های میان دوره‌ای، گزارشگری رویدادهای پس از تاریخ ترازنامه)

5)    اعتبار افشا (درصد حسابرسی توسط 5 موسسه بزرگ)

 

این متغیرها توسط مرکز تحقیق و تحلیل مالی رویه‌های حسابداری و حسابرسی بین المللی[viii]تعیین شده است.

 ب) کسب اطلاعات محرمانه و ارتباط: تعامل به دو صورت تعامل مستقیم (از طریق گزارشات) با تحلیل‌گران مالی و غیرمستقیم (از طریق معامله) با سرمایه‌گذاران نهادی و دارندگان اطلاعات محرمانه می‌باشد. میزان تحصیل اطلاعات محرمانه توسط تحلیل‌گران مالی با محاسبه میانگین تعداد تحلیل‌گرانی که شرکت‌های بزرگ را دنبال می‌کنند، اندازه گیری می‌شود.

ج) انتشار اطلاعات (از طریق رسانه‌ها و شبکه‌های ارتباطی): در سومین جنبه از شفافیت، به کیفیت انتشار اطلاعات در اقتصاد توجه ویژه‌ای می‌شود. برای انتشار اطلاعات، دو عامل زیربنایی وساختاری میزان نفوذ رسانه‌های جمعی در اقتصاد و مالکیت در رسانه‌های جمعی (دولتی در مقابل خصوصی) در نظر گرفته شده است (مشایخی، 1389: 78).

 

پژوهش‌های پیشین از سنجه‌های متفاوتی برای اندازه‌گیری شفافیت اطلاعات استفاده نموده‌اند. برخی از این سنجه‌ها شامل سیستم‌های رتبه‌بندی افشا (لین و همکاران 2007)[ix]، اندازه شرکت (اسپانهولتز، 2008)[x]، میزان اطلاعات (گزارشات) افشا شده شرکت (آمن و همکاران، 2011)[xi]، خطای پیش‌بینی تحلیل‌گران (اندرسون و همکاران، 2009؛ اُپدهای و اِسریرم، 2011)[xii]، پیگیری تحلیل‌گران (آمن و همکاران، 2011)، کیفیت سود (وانگ، 2010)[xiii]و همچنین معیارهای مبتنی بر بازار شامل اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش (اندرسون و همکاران، 2009؛ اُپدهای و اِسریرم، 2011) و گردش سهام (اندرسون و همکاران، 2009؛ لوز و ورچیا[xiv]، 2000)، می‌باشد (اُپدهای و اِسریرم، 2011: 1239).

جنسن و مک‌لینگ[xv] (1976)حسابرسان خارجی را به عنوان یکی از مکانیزم‌های راهبری شرکتی با اهمیت معرفی نمودند، زیرا به آن‌ها مسئولیت ارائه اظهارنظر منصفانه‌ای در مورد کیفیت اطلاعات افشا شده، داده شده است. دی‌آنجلو[xvi] (1981) استدلال می‌کند که اندازه حسابرس شاخصی برای کیفیت حسابرسی است، زیرا درآمدهای مؤسسات حسابرسی بزرگ به مشتری حسابرسی خاصی بستگی ندارد. مؤسساتبزرگ به دلیل حفظ سرمایه، حسن شهرت خود و پیشگیری از دست دادن مشترانشان در صورت گزارشگری نادرست، تمایل بیشتری به ارائه خدمات با کیفیت دارند. برخی از تحقیقات نشان داده‌اند که کیفیت بالاتر در مؤسسات بزرگ‌تر به دلیل حداقل‌سازی ریسک‌های دعوی یاهزینه‌های مربوط به حسابرسی شکست خورده می‌باشد (دی آنجلو، 1981). از این رو، احتمال کمتری می‌رود که آنان تحت فشار مشتری به عدم ارائه افشای کامل، تفصیلی و صحیح و دقیق رضایت دهند. از این منظر، تیتمن و ترومن[xvii](1986) نشان می‌دهند که به کارگماردن یک موسسه حسابرسی بزرگ، کیفیت بالای اطلاعات افشا شده را به بازار علامتدهی می‌کند (باروس و همکاران، 2013، 565)[xviii]. همچنین در زمینه اینکه مؤسساتبزرگ کیفیت بالاتری نسبت به سایر مؤسسات دارند، عقیده دیگری نیز مطرح می‌گردد. مؤسسات حسابرسی بزرگ منابع بیشتری را برای آموزش کارکنان و ایجاد تخصص در صنعت نسبت به سایر مؤسسات صرف می‌نمایند (کرسول و همکاران،1995)[xix]. کریشنان[xx](2003) بر این باور است که مؤسسات حسابرسی بزرگ‌تر به خاطر اندازه‌شان، در موقعیت بهتری برای زیر سؤال بردن و مذاکره با مشتریانی که در تلاش برای اتخاذ رویه‌های حسابداری متهورانه هستند، می‌باشند. این بدین معنی است که مؤسسات حسابرسی بزرگ‌تر آسان‌تر می‌توانند زیان مالی مرتبط با ازدست دادن یک مشتری را تحمل نمایند که این موضوع موجب استقلال بیشتر آن‌ها می‌گردد. بلاکجیک و همکاران[xxi] (2006) بیان می‌کنند که تمایز میان کیفیت حسابرسی مؤسسات بزرگ و کوچک به خاطر زمان فعالیت آن‌ها برای یک مشتری نیست، بلکه بیشتر به خاطر تفاوت در فناوری‌های حسابرسی و نحوه انجام حسابرسی است (جردن و همکاران، 2010: 22)[xxii].

در مباحث مربوط به چرخش حسابرسان با واکاوی مطالعات پیشین دو دیدگاه مطرحمی‌شود: دیدگاه اول یعنی نگرش تصدی این است که دوره تصدی بلندمدت می‌تواند به استقلال ذهنی یا واقعی حسابرس خدشه وارد سازد. طرفداران این دیدگاه معتقد به کاهش کیفیت حسابرسی و گزارشگری جانبدارانه حسابرسان در نتیجه افزایش دوره تصدی حسابرس می‌باشند (فرت و همکاران[xxiii]، 2010: 4؛ حکیم و عمری، 2010: 10). در این دیدگاه فرایندتغییرحسابرسموجبافزایشاعتمادسرمایه‌گذارانبهگزارش‌هایتهیهشدهازسویحسابرسانمی‌شودودرنتیجه،انگیزهحسابرسانبرایکشفوگزارشتحریفاتبا اهمیتبهدلیلاعتمادسرمایه‌گذارانافزایشمی‌یابد.میرز و همکاران (2003) نشان می‌دهند که افزایش دوره تصدی حسابرس باعث انحراف صاحبکار از استانداردهای حسابداری می‌شود (بولو و همکاران، 1389). دیدگاه دوم یعنی نگرش چرخشی این است که حسابرس جدید می‌تواند دیدگاه تازه‌کار و نوآزموده‌ای داشته باشد. به عقیده این گروه با گذر زمان حسابرسان شناخت بهتری از فعالیت صاحبکاران کسب می‌کنند و از این رو توانایی بیشتری در مورد منصفانه بودن یا نبودن گزارشگری می‌یابند (فرت و همکاران، 2010: 4؛ حکیم و عمری، 2010: 10).

تغییرات منظم حسابرس مستقل در راستای حفظ استقلال مؤسسات حسابرسی و به عنوان یکی از راهکارهای اساسی افزایش شفافیت اطلاعاتی توسط نهادهای نظارتی بازار سرمایه در ایران ملاحظه شده است. از این رو با تصویب دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس و اوراق بهادار، تغییر حسابرس مستقل پس از دوره زمانی چهار سال الزامی و تمامی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران موظف به رعایت آن شدند (بولو و همکاران، 1389: 111). از سویی دیگر، تغییر حسابرس مستقل در دوره زمانی کمتر از چهار سال نیز به دلیل شناخت ناکافی از صاحبکار و عدم کسب تخصص در صنعت موجب کاهش کیفیت حسابرسی می‌گردد (نمازی و همکاران، 1390: 6). در صورتی که اشخاصحقوقیموضوعمادهٔ 10ایندستورالعمل،حسابرسمستقلوبازرسقانونیانتخابیراقبلازپایانچهارسالمتوالیتغییردهند،بایدمراتبراباذکردلیلبهاطلاعسازمانبرسانند (دستورالعمل طبقه‌بندی مؤسسات حسابرسی و اشخاص سازمان بورس و اوراق بهادار، 1386: 8). از این رو دوره تصدی حسابرس به عنوان یکی از شاخص‌های کمی اندازه گیری کیفیت حسابرسی مطرح می‌شود (نمازی و همکاران، 1390: 6).

ضرورت وجودی حسابرسی مستقل، افزایش سطح قابلیت اتکای اطلاعات بوده و دستیابی به چنین هدفی، تنها در حالتی که خدمات حسابرسی با کیفیت بالایی ارائه گردد، میسور است. ارتباط بین کیفیت حسابرسی با شفافیت به تلاش حسابرسان در این راستا بازمی‌گردد که نشان دهند صورت‌های مالی قابل اتکا هستند، مدیران صداقت در ارائه دارند و اطلاعات مربوط به واحد تجاری به طور دقیق به عموم منعکس می‌شود. بنابراین از آنجایی که سطح افشای اطلاعات افزایش یافته و اطلاعات صحیحی ارائه می‌شود، عدم تقارن اطلاعاتی میان مدیران، مالکان فعلی و سرمایه‌گذاران بالقوه کاهش می‌یابد (واریسی، 2013: 132)[xxiv].

ادبیات علمی در مورد خصوصیات حسابرسان نشان می‌دهد که حسابرسان دو نقش ارزشمند برای مشارکت‌کنندگان بازار سرمایه ایفا می‌کنند: نقش اطلاعاتی و نقش اطمینان‌بخشی. با توجه به اینکه حسابرسان اظهار نظر مستقلی بر صورت‌های مالی تهیه شده توسط مدیریت ارائه می‌کنند و می‌توانند هرگونه تحریفی را شناسایی و افشا نمایند، کیفیت حسابرسی به قابلیت اتکای افشاهای مالی می‌افزاید. مطابق با این نقش، کیفیت حسابرسی می‌تواند عدم تقارن اطلاعاتی میان سرمایه‌گذاران، اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش و نهایتاً نقدشوندگی شرکت را تحت تأثیر قرار دهد(آمیهود و مندلسن[xxv]،1986: 224؛ حکیم و عمری، 2010: 152).

در تحقیقات بسیاری در ایالات متحده نشان داده شده است که مؤسسات حسابرسی بزرگ‌تر به صورت متهورانه‌ای اقلام تعهدی اختیاری مشتریانشان و بنابراین توانایی آن‌ها برای مدیریت سود را محدود می‌کنند و از این طریق به بهبود شفافیت مالی کمک می‌نمایند (بکر و همکاران، 1998)[xxvi]. گش و موون[xxvii] (2005) با استفاده از ضریب واکنش سود به عنوان معیاری برای کیفیت سود دریافتند که رابطه مثبتی میان درک سرمایه گذاران از کیفیت سود و دوره تصدی حسابرس وجود دارد. بعلاوه تأثیرمؤسسات رتبه‌بندی بر رتبه‌بندی‌های سهم، با دوره تصدی بیشتر افزایش می‌یابد (گْش و موون، 2005). حکیم و عمری(2010) در پژوهش خود نشان دادند که اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش به عنوان معیاری از عدم تقارن اطلاعاتی با تخصص حسابرسان و مؤسسات حسابرسی بزرگ ارتباط منفی و با دوره تصدی موسسه حسابرسی ارتباط مثبتی دارد (حکیم و عمری، 2010). ناشین و چانگلرتام[xxviii] (2013) با بررسی ارتباط بین ویژگی‌های راهبری و کیفیت افشا دریافتند که کیفیت حسابرسی عاملی تاثیرگذار بر کیفیت افشا است (ناشین و چانگلرتام، 2013: 322). شرویدر (2013) نشان داد در شرکت‌هایی که حسابرسی با کیفیت بالاتری انجام می‌گیرد، اعلان سود با جزئیات بیشتری افشا می‌شود. این افشاهای جزئی‌تر منجر به بهبود کیفیت سیستم گزارشگری مالی می‌گردد و موجب می‌شود که سرمایه‌گذاران تاثیرات عملکرد جاری را بر عملکرد آتی بیشتر درک نموده و پیش‌بینی‌های بهتری از سودها و جریانات نقدی آتی داشته باشند (شرویدر، 2015: 3)[xxix].

علوی و همکاران (1388) به بررسی ارتباط کیفیت حسابرسی و پیش‌بینی سود در دوره زمانی 1381 - 1385 پرداختند. نتایج حاصله نشان داد کیفیت حسابرسی که بر اساس اندازه حسابرس و تخصص صنعتی حسابرس مشخص می‌شود با پیش‌بینی دقیق‌تر سود ارتباط دارد (علوی و همکاران، 1388: 22). نمازی و همکاران (1389) با مطالعه اطلاعات 61 شرکت در دوره زمانی 1380- 1386 به بررسی رابطه میان کیفیت حسابرسی و مدیریت سود پرداختند و نشان دادند که بین مدیریت سود و دوره تصدی حسابرس رابطه مثبت و معناداری وجود دارد، اما میان مدیریت سود و اندازه حسابرس رابطه معناداری نیافتند. بولو و همکاران (1389) به بررسی تاثیرگذاری تغییر حسابرس مستقل بر شفافیت اطلاعاتی شرکت‌ها و تعدیلات سنواتی در دوره زمانی 1384- 1387 پرداختند و نشان دادند که تغییر حسابرس مستقل بر شفافیت اطلاعاتی تاثیری ندارد (بولو و همکاران، 1389: 111). مطالعه کرمی و همکاران (1390) رابطه بین دوره تصدی حسابرسان و میزان مدیریت سود را در نمونه ای متشکل از 133 شرکت طی سال‌های 1379 تا 1385 بررسی می‌نمایند. نتایج حاصل از پژوهش مذکور نشان داد که با افزایش دوره تصدی انعطاف پذیری مدیریت در استفاده از اقلام تعهدی اختیاری افزایش می‌یابد، اما این استفاده بیشتر در جهت کاهش سود(محافظه‌کارانه) است (کرمی و همکاران، 1390: 65). پژوهش ابراهیمی و همکاران (1393) با بررسی 102 شرکت طی دوره زمانی 1385-1389 نشان داد که اندازه موسسه حسابرسی و دوره تصدی موسسه حسابرسی با نقدشوندگی سهام رابطه مثبتی دارد (ابراهیمی و همکاران، 1393: 38).

 

3- تبیین فرضیات پژوهش

 ارزیابی کیفیت حسابرسی برای سرمایه‌گذاران با اهمیت و در عین حال هزینه‌بر است. بنابراین سرمایه‌گذاران به معیارهای قابل مشاهده برای ارزیابی اتکا خواهند کرد. دوره تصدی، اندازه حسابرس و تخصص حسابرس، شاخص‌های قابل مشاهده‌ای هستند که سرمایه‌گذاران می‌توانند در ارزیابی کیفیت از آن‌ها استفاده کنند. با توجه به مبانی نظری ذکر شده، عدم تغییر حسابرس در دوره زمانی چهار ساله، می‌تواند موجب شناخت بیشتر حسابرس از صاحبکار شده و کیفیت حسابرسی افزایش یابد (نمازی و همکاران، 1390: 6). پژوهش‌های پیشین ادعا نموده‌اند که کیفیت حسابرسی بایستی عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش و کیفیت افشاهای شرکتی را افزایش بخشد (حکیم و عمری، 2010: 152). بدین ترتیب فرضیات پژوهش بدین شکل مطرح می‌گردد:

1)   بین دوره تصدی حسابرس و شفافیت شرکتی ارتباط معناداری وجود دارد.

2)   بین امتیاز کنترل کیفیت مؤسسات حسابرسی و شفافیت شرکتی ارتباط معناداری وجود دارد.

 

4-  روش شناسی پژوهش

4-1-جامعه و نمونه آماری

جامعهآماریموردنظرپژوهش،شرکت‌هایپذیرفتهشدهدربورساوراقبهادارتهرانمی‌باشدکهنمادآن‌هادردورهموردبررسی در تالاراصلیوفرعیبورساوراقبهادارتهرانمعاملهشدهباشد. دراینپژوهشازنمونه‌گیریبهروشتصادفیبدونجایگزینینمونه‌هاباتوجهبهشرایطومحدودیت‌هایزیراستفادهمی‌شود: 1. سالمالیشرکت‌های نمونهمنتهیبه 29اسفندباشد، 2. درطیسالهای 1385 تا 1392 تغییرفعالیتمالیندادهباشند، 3. جزء بانک‌ها و مؤسسات مالی (شرکت‌هایسرمایه‌گذاری، بیمه، واسطه‌گری‌های مالی، هلدینگ‌ها، بانک‌ها و لیزینگ‌هانباشند.) و 4. اطلاعاتمربوط به انجام پژوهش برای شرکت‌های مورد پژوهش در بازه زمانی تحقیققابل دسترسیباشد.

با توجه به مجموعه شرایط یاد شده تعداد 74 شرکت در دوره زمانی 1388 تا 1392 به عنوان نمونه اصلی انتخاب گردید. ازاطلاعاتسال‌های1385الی1387شرکت‌هایموردبررسیبرایبرآوردضرایبمدلتعدیلشدهجونز وازاطلاعاتسال‌های1388الی1392برایآزمونمدلاصلیپژوهش بهرهبرداریشد.

 

4-2- نحوه گردآوری داده‌ها

گردآوریداده‌هادردومرحلهانجام شد.درمرحلهٔاولبرایتدوینمبانینظری پژوهش،ازروشکتابخانه‌ای استفاده گردید. درمرحلهٔدوم،داده‌هایموردنظر که در ارتباط با متغیرهای مطرح شده در مدل‌های پژوهش هستند، به روش میدانی جمع‌آوری شد. بدین منظور با استفادهاز اطلاعاتصورت‌هایمالی موجود در نرم‌افزار ره‌آورد نوین و در صورت ناقص بودن با مراجعه مستقیم به صورت‌های مالی از طریق سایت مرکز مدیریت پژوهش توسعه و مطالعات اسلامی سازمان بورس اوراق بهادار،‌ سامانه اطلاع رسانی کدال برای اخذ رتبه‌های کیفیت افشا، اطلاعات فشرده اخذ شده از کتابخانه بورس و سایت جامعه حسابداران رسمی ایران، داده‌ها جمع‌آوری گردید. پسازجمع‌بندیوانجام محاسباتمورد نیاز،تجزیهو تحلیلنهاییداده‌هاونتایجبا کمک نسخه ششمنرمافزار EVIEWS انجام شده است.

 

4-3- معرفی مدل پژوهش

در پژوهش حاضر از مدل 1 برای ارزیابی رابطه بین متغیرهای کیفیت حسابرسی و شفافیت شرکتی استفاده می‌گردد:

رابطه (1)

TRANS= α₀+ β₁TENURE + β₂SCORE+β₃SIZE+ β₄ GRO + β₅ LEV + β₆ VOL

 

TRANS: شفافیت شرکتی که بر مبنای سه معیار رتبه کیفیت افشا، کیفیت سود و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش محاسبه می‌گردد.

TENURE: دوره تصدی حسابرس

SCORE: امتیاز کنترل کیفیت مؤسسات حسابرسی

SIZE: اندازه واحد تجاری

GRO: فرصت‌های رشد واحد تجاری

LEV: نسبت بدهی واحد تجاری

VOL: نوسان پذیری بازده سهام در دوره سه ماهه پیش از پایان سال مالی

 

در این پژوهش به منظور اندازه‌گیری شفافیت از ترکیب سه معیار استفاده شده است. این سه معیار عبارت‌اند از: رتبه کیفیت افشا اعلام شده توسط سازمان بورس و اوراق بهادار تهران، کیفیت سود و اختلاف میان قیمت پیشنهادی خرید و فروش. طبقسیستمامتیازدهی،بههرسال- شرکتیکامتیازکهازترکیبسهمعیار مذکورایجادشدهاست،اختصاص یافته وبهعنوانمتغیروابستهدرمدلقرارمی‌گیرد. نحوه تشکیل امتیاز بدین صورت است که شرکت‌ها در هر سال از نظر هر یک از معیارها به ده طبقه تقسیم می‌شوند و از 1 تا 10 رتبه‌بندی می‌شوند؛ بدین شکل که شرکت‌هایی که شفافیت کمتری دارند، ارزش یک و شرکت‌های دارای بیشترین شفافیت ارزش ده می‌گیرند. در گام بعد سه رتبه اخذ شده را با هم جمع و آن‌ها را بر 30 تقسیم می‌کنیم. ارزش شاخص به دست آمده در دامنه‌ای بین 1/0 تا 1 قرار می‌گیرد. ارزش‌های بالاتر معرف شرکت‌های شفاف‌تر و ارزش‌های پایین‌تر معرف شرکت‌هایی هستند که شفافیت کمتری دارند (اپدهای و اسریرم، 2011: 1244(.

 

4-4- سنجش متغیرهای پژوهش

4-4-1-   متغیر وابسته: سه شاخص در نظر گرفته شده برای شفافیت عبارت‌اند از:

4-4-1-1-   رتبه‌های کیفیت افشای اعلام شده توسط سازمان بورس اوراق بهادار تهران:این رتبه‌ها، ارزیابی بورسدربارةمیزانآگاهی‌بخشیافشایشرکتیرامنعکسمی‌نماید.رتبه‌هایمذکور، براساسمیانگین وزنیمعیارهایبهموقعبودنوقابلیتاتکایاطلاعاتافشاشدهمحاسبه می‌گردد.اطلاعاتارزیابیشده،براساسمقرراتافشایاطلاعاتدربورس،ازجمله صورت‌هایمالیسالیانه،صورت‌هایمالیمیاندورهای 3 ماهه،6 ماهه (حسابرسیشده)و9ماههوپیشبینیدرآمدهرسهمدرمقاطعزمانی 3، 6، 9 و12ماههمی‌باشد.تأخیردرارسالاطلاعاتبهبورسدرمقایسهبامهلت‌هایزمانیمقرروتفاوتدرسودهایمحققشده نسبتبهپیشبینی‌هابرایمحاسبهبهموقعبودنوقابلیتاتکایافشااستفادهگردیدهاست.برایمحاسبهرتبهکلافشایشرکتیمعیارهایبهموقعبودنوقابلیتاتکاباوزن‌هایدوسومویکسوممورداستفادهقرارگرفته‌اند. در خصوص امتیازدهی، پس از طبقه‌بندی به ده طبقه، شرکت‌های موجود در گروه کمترین رتبه عددی کیفیت افشا (بهترین شرکت‌ها از نظر کیفیت افشا)، بیشترین نمره شفافیت را می‌گیرند.

4-4-1-2-  کیفیت سود: در پژوهش حاضر کیفیت سود که به عنوان شاخصی برای شفافیت شرکتی در نظر گرفته می‌شود، با استفاده از مدل جونز تعدیل شده برآورد می‌گردد (وانگ، 2010: 16؛ جهرمی، 1391: 47). در گام اول مدل 2برای دوره برآورد که در این پژوهش دوره محدود به سال‌های 1385 تا 1387 در نظر گرفته شده است، برازش می‌گردد،

رابطه (2)

 

که در آن:

:مجموع اقلام تعهدی برابر است با سود قبل از اقلام غیر مترقبه منهای جریانات نقد عملیاتی شرکت j در سال t؛

: تفاوت میزان درآمد شرکتj در سال tوt-1؛

: ارزش ناخالص اموال، ماشین آلات و تجهیزات شرکتj در سال t؛

: مجموع دارایی‌هایی شرکتj در سال t-1؛

 

پس از بدست آوردن ضرایب ،  و ، از رابطه 3 برای تعیین اقلام تعهدینرمال یا عادی (به صورت درصدی از کل دارایی‌های دوره قبل) طی سالهای1388تا1392 استفاده می‌شود. به این دوره، دوره آزمون گفته می‌شود:

رابطه (3)

 

 

در رابطه بالا،  (تغییر در حساب‌های دریافتنی) برابر است با تفاوت حساب‌های دریافتنی سال t و t-1 شرکت j.نهایتاً به منظور محاسبه اقلام تعهدی غیر عادی (اختیاری) از رابطه 4 استفاده گردید.

رابطه (4)

 

در فرمول بالا AA به عنوان اقلام تعهدی اختیاری در نظر گرفته می‌شود. توجهشودکهدراینپژوهشازقدرمطلقمقادیراقلامتعهدیاختیاریاستفادهشدهاست،زیراهدفبررسیوسنجشکیفیتسود وبهتبعآن شفافیت اطلاعاتمالیاست و نه مدیریت سود.

4-4-1-3-  اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش:از آنجایی که پیشینه پژوهش نشان می‌دهد که مازاد اطلاعات (اضافه بار اطلاعاتی) خود عدم تقارن اطلاعاتی را افزایش می‌بخشد و بنابر این برای سرمایه‌گذاران هزینه دارد، بایستی در شاخص ترکیبی معیارهای مربوط به عدم تقارن اطلاعاتی نیز در نظر گرفته شود. در این تحقیق برای بررسی کیفیت محیط اطلاعاتی شرکت‌ها، از دامنه تفاوت قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام استفاده می‌شود (اُپدهای و اِسریرم، 2011: 1239).در این خصوص مدلی کهتوسطچیانگووکینتاش (1986)برایتعییندامنهقیمتپیشنهادی خریدوفروشسهاممورداستفادهقرارگرفت، به کار می‌رود. مدلمذکوربهشرحرابطه 5می‌باشد.

رابطه (5)

SPREAD ×100

که در آن:

= SPREAD دامنهتفاوتقیمتپیشنهادیخریدوفروشسهام،

 = (ASK PRICE) AP میانگینقیمتپیشنهادیفروشسهامشرکت دردورهموردبررسی و

= (BID PRICE) BP میانگینقیمتپیشنهادیخریدشرکتدردورهموردبررسی.

 

قابل ذکر است که برای قیمت پیشنهادی خرید در هر روز بیشترین قیمت پیشنهادی خرید انتخاب و برای قیمت پیشنهادی فروش کمترین قیمت پیشنهادی فروش انتخاب گردید.سپس از قیمت‌های پیشنهادی خرید و فروش برای دوره یک ساله میانگین گرفته شد. پس از به دست آوردن شاخصی از عدم تقارن اطلاعاتی در بازه مربوطه، هرچهدامنهٔتفاوتقیمتپیشنهادیخریدوفروشسهامعدد بزرگ‌تریباشد،حاکیازعدمتقارناطلاعاتیبیشتراست.درآزمونفرضیه‌ها،قدرمطلق عددحاصلازاینمدلمورداستفادهقرارمی‌گیرد. در خصوص مکانیزم امتیاز دهی در این شاخص پس از تقسیم بندی به دهک‌ها، هر چه عدم تقارن اطلاعاتی در یک سال بیشتر باشد شفافیت کمتر و در نتیجه امتیاز کمتری به شرکت‌های موجود در دهک مربوطه داده می‌شود.

 

 

4-4-2-  متغیرهای مستقل

4-4-2-1-   دوره تصدی حسابرس:مطابق تبصره2ماده10 دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس اوراق بهادار،مؤسساتحسابرسیمجازنیستندبعدازگذشت 4 سال،مجدداًسمتحسابرسمستقلوبازرسقانونیشرکتواحدیرابپذیرند. ملاک تعیین کیفیتحسابرسی در پژوهش حاضر بر اساس دستورالعمل مذکور می‌باشد. بدین صورت که در شرکت‌هایی که مؤسسات حسابرسی طی چهار سال تغییر کرده باشد، بدین معنی است که حسابرسی آن‌ها از کیفیت بالایی برخوردار نبوده است، از این رو به آن سال شرکت‌ها متغیر مجازی صفر اختصاص داده می‌شود. روشن است که برای شرکت‌هایی که مؤسسات حسابرسی آن‌ها در طی چهار سال متوالی تغییر نکرده باشد، متغیر مجازی یک به ازای هر یک از سال‌های مذکور وارد مدل می‌گردد (نمازی و همکاران، 1390: 8).

4-4-2-2-  امتیاز کنترل کیفیت:مطابق ماده 10 دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس اوراق بهادار، سازمان هر سال یک‌بار مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس و اوراق بهادار را براساس دوگروه معیارهای عادی و تخلفاتی ارزیابی و طبقه‌بندی نموده و نتایج آن را به عموم اعلام می‌نماید. معیارهای عادی شامل ارزیابی شرکا، ارزیابی کارکنان موسسه، ارزیابی ساختار و سازمان موسسه، ارزیابی تنوع ارائه خدمات، اطلاع رسانی و موقعیت در بازار حرفه‌ای و ارزیابی کیفیت خدمات می‌باشد. معیارهای تخلفاتی شامل سوابق تخلفاتی موسسه طی 5 سال اخیر و سوابق تخلفاتی شریک موسسه طی 5 سال اخیر است. امتیاز نهایی هر مؤسسه حسابرسی از حاصل جمع امتیازهای عادی و تخلفاتی حاصل می‌شود. شایان ذکر است که امتیازهای تخلفاتی در محاسبه امتیاز نهایی دارای نمره "منفی" می‌باشد. این دستورالعمل در تاریخ 28/11/91 به تصویب هیأت‌مدیره سازمان بورس و اوراق بهادار رسید و از تاریخ تصویب لازم الاجرا می‌باشد. با عنایت به جدید بودن دستورالعمل، عدم ارائه رتبه‌بندی در طی سالیان پیش و نظر به اینکه سازمان در ارزیابی‌های خودبرای هر موسسه چندین شاخص را درچندین سال مورد توجه قرار می‌دهد، از تنها امتیاز کنترل کیفیت ارائه شده تاکنون که توسط جامعه حسابداران رسمی ایران اعلام می‌گردد، به عنوان مبنایی برای کیفیت حسابرسی مؤسسات در دوره زمانی پژوهش استفاده می‌گردد. این امتیاز در چهار رتبه 1، 2، 3 و 4 وارد مدل می‌شود به صورتی که امتیاز 4 نشانگر بالاترین کیفیت است. قابل ذکر است که سازمان حسابرسی در این رتبه بندی جای تگرفته است. لذا به منظور وارد شدن در مدل و با توجه به اینکه سازمان به عنوان موسسه بزرگ و دارای حسن شهرت نسبت به سایر مؤسسات شناخته شده است، به سازمان رتبه 5 اختصاص داده می‌شود.

 

4-4-3-  متغیرهای کنترلی

با توجه به پیشینه تحقیقات انجام شده متغیرهای تاثیرگذار بر ابعاد شفافیت به شرح زیر می‌باشد:

4-4-3-1-   نوسان‌پذیری: نوسان‌پذیری بازده سهام به صورت انحراف استاندارد بازده در طی دوره سه ماهه پیش از پایان سال مالی محاسبه می‌گردد. نوسان‌پذیری بیشتر می‌تواند به دلیل تقاضای سرمایه‌گذاران برای اطلاعات منجر به افشای بیشتر و شفافیت گردد، زیرا عدم اطمینان بیشتری در پیش‌بینی عملکرد برای چنین شرکت‌هایی وجود دارد (آمن و همکاران، 2011: 12)[xxx].

4-4-3-2-  اندازه:به صورت لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام اندازه گیری می‌شود. انتظار می‌رود که شرکت‌های دارای اندازه بزرگ یا متوسط بیش از دیگر شرکت‌ها به مدیریت سود بپردازند (کیفیت سود پایین تری داشته باشند) (گش و موون، 2010: 551)[xxxi].

4-4-3-3-  نسبت بدهی:با افزایش سطوح بدهی در شرکت و به دنبال آن تلاش برای جلوگیری از نقض قراردادهای بدهی مربوطه، انتظار می‌رود که مدیران برای استفاده از اقلام تعهدی انگیزه بیشتری داشته باشند. در این صورت کیفیت سود و متعاقباً شفافیت مالی کاهش می‌یابد (بیتی و وبر،2003: 141)[xxxii]. نسبت بدهی در پژوهش حاضر با نسبت جمع بدهی‌هابه جمع دارایی‌ها برابر است.

4-4-3-4-  رشد:طبقتحقیقاتبردبری و همکاران(2006)[xxxiii]،فرصت‌های رشد بر کیفیت سود تاثیرگذار می‌باشد. شاخص رشد شرکت در پژوهش حاضر به صورت جمع ارزش بازار سهام عادی وارزش دفتری بدهی تقسیم بر ارزش دفتری جمع دارایی‌ها محاسبه می‌شود.

 

5- تحلیل یافته‌های آماری

5-1-  آمار توصیفی

نتایج حاصل از آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه شده است:

 

جدول 1- آماره‌های توصیفی مربوط به 370 مشاهده در تمامی متغیرها

انحراف معیار	حداکثر	حداقل	میانه	میانگین	شرح
115/0	1	366/0	8/0	7845/0	شفافیت
41/0	1	0	1	7864/0	دوره تصدی
61/0	5	2	4	21/4	رتبه کنترل کیفیت
92/1	96/30	0	44/26	58/26	اندازه
5480/0	4363/5	54/0	1425/1	3068/1	رشد
2115/0	942/1	1932/0	66/0	66/0	نسبت بدهی
9085/2	78/28	0	3834/1	288/2	نوسان پذیری

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

همان‌طور که ملاحظه می‌گردد، در دوره مورد بررسی به طور متوسط بیش از دوسوم شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، در طی دوره چهار ساله تغییر حسابرس نداشته‌اند. با توجه به اینکه مقدار میانگین رتبه کنترل کیفیت 21/4 و میزان حداکثر متغیر مذکور 5 می‌باشد، می‌توان ادعا نمود که به طور متوسط مؤسسات حسابرسی رتبه کیفیت بالایی داشته‌اند.نظر به اینکه شاخص شفافیت محاسبه شده در بازه‌ای بین صفر و یک قرار می‌گیرد، متوسط شاخص شفافیت ملاحظه شده 7845/0 نشان دهنده این است که به طور میانگین شفافیت نسبی در شرکت‌ها برقرار است. همچنین میانگین نسبت بدهی بالغ بر 66/0 می‌باشد. مشایخی و بزاز (2008) نشان دادند که بالا بودن این نسبت به این معناست که ریسک ناتوانی شرکت در باز پرداخت بدهی‌ها در نمونه مورد مطالعه بالاست (مشایخی و محمدآبادی، 1390: 25).

با در اختیارداشتن نتایج حاصله از آمار توصیفی در مورد میزان میانگین و انحراف استاندارد، امکان محاسبه ضریب تغییرات که شاخصی از پراکندگی است، ایجاد می‌شود. ضریب پراکندگی کاربردهایی دارد که انحراف معیار فاقد آن است. کاربرد مهم آن در شرایطی است که در دو یا چند جامعه آماری مورد مقایسه، مشاهدات ناهمگون و نامتجانس وجود داشته باشد. گاهی نیز مقیاس صفت مورد اندازه‌گیری در دو جامعه یکسان است، اما بزرگی مشاهدات آن‌ها به طور قابل ملاحظه‌ای تفاوت دارد (آذر و مؤمنی، 1384: 55). نتایج نشان می‌دهد که در میان متغیرها، متغیر نوسان‌پذیری دارای بیشترین ضریب تغییرات (27/1) است. این موضوع نشان دهنده آن است که متغیر مذکور طی دوره پژوهش دارای کمترین ثبات و پایداری بوده است. متغیر اندازه شرکت کمترین میزان ضریب تغییرات (072/0) را به خود اختصاص داده است. البته پایین بودن پراکندگی این متغیر بیشتر به دلیل استفاده از لگاریتم در محاسبه شاخص اندازه در متغیر مذکور است و نه ثبات و پایداری بالای آن.

 

5-2- بررسی مفروضات کلاسیک

5-2-1-     خطی بودن رابطه میان متغیرها: همانطور که ملاحظه می‌گردد، احتمال آماره F نشان دهنده معناداری کل مدل رگرسیون برازش شده در سطح اطمینان 99 درصد می‌باشد. درنتیجهمی‌تواننتیجهگرفت کهفرض صفرمبنیبرعدموجودرابطهخطیبینمتغیرهایمستقلووابستهردمی‌شود،ازاینرومی‌توانگفتکهبینمتغیرهایمدلبهصورتکلیرابطهمعناداریوجودداردومتغیرهایمستقلو کنترلیمی‌توانند 71 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین کنند.

5-2-2-    عدم وجود همبستگی پیاپی: با توجه به اینکه میزان آماره دوربین واتسون در بازه بین 5/1 و 5/2 قرار دارد، فرض صفر که حاکی از عدم همبستگی بین خطاهاست، رد نمی‌شود.

5-2-3-    عدم وجود هم‌خطی بین متغیرها:هم‌خطی وضعیتی است که نشان می‌دهد میان متغیرهای مستقل همبستگی بالایی وجود دارد و ممکن است در عین بالا بودن R²، مدل دارای اعتبار نباشد. در واقع اثرات این دو متغیر روی متغیر وابسته به خوبی تفکیک نمی‌شود و واریانس تبیین شده بیش از واقع نشان داده می‌شود. نکته مهم در این آزمون بر خلاف سایر آزمون‌ها این است که آیا هم‌خطی حاد است؟ حاد بودن هم‌خطی بیانگر مشکل جدی در استفاده از رگرسیون است. به منظور تشخیص هم‌خطی، تکنیک‌های متعددی وجود دارد. یکیازراه‌هایتشخیصهم‌خطیآناستکههمبستگیدوبهدویمتغیرهاازجذرضریبتعیین بزرگ‌ترباشد. همبستگیدوبهدویمتغیرهادرجدول 2ارائهشدهاست. با توجه به اینکه همبستگی دو به دوی تمامی متغیرها از 793/0 کوچک‌تر است، می‌توان نتیجه گرفت که میان متغیرها هم‌خطی حادی وجود ندارد.

 

 

 

 

 

 

جدول 2- ماتریس ضرایب همبستگی بین متغیرها

نوسان پذیری	بدهی	رشد	اندازه	امتیاز	دوره تصدی	شفافیت	شرح
07/0	24/0-	03/0	06/0-	13/0-	097/0-	1	شفافیت
069/0-	05/0	14/0-	10/0	28/0	1		دوره تصدی
004/0	14/0	14/0-	15/0	1			امتیاز
03/0-	1/0-	2/0	1				اندازه
01/0-	12/0-	1					رشد
02/0	1						بدهی
1							نوسان پذیری

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

5-2-4-    نرمال بودن توزیع خطاها:قدماولدربررسینرمالبودن،ترسیمهیستوگرامباقیمانده‌هااستکهدرنمودار 1نشاندادهشده است.ازرویایننمودارمی‌تواندرموردشکلتوزیعباقیمانده‌هاووجودمقادیرپرتقضاوتکرد. یکیازمهم‌ترینآزمون‌هاییکهبرایبررسینرمالبودناجزایاخلالرگرسیونبهکارمی‌رود،آزمون جارکبرااست. درتوزیعنرمالمقدارمیانگینمتغیرهایتصادفیبرابرصفروواریانسآن‌هابرابر یکاست. چولگی و کشیدگینیزکهبهعنوانگشتاورهایسوموچهارمتوزیعتعریفمی‌شود،برایتوزیعنرمالبه ترتیبدارایمقادیر0و3می‌باشند. آماره JB بهصورتمجانبیازتوزیع χ² (2) برخورداراست.فرضیهصفرومتقابلاینآزموننیزبهصورتزیرتعریفمی‌شود:

H0: نرمال بودن

H1:غیر نرمال بودن

 

همانطور که نمودار 1 نشان می‌دهد، آمارهJB برابر با74/1 و احتمال آن برابر با 41/0 می‌باشد. بنابراین فرضیه صفر مبنی بر نرمال بودن توزیع اجزاء اخلال در سطح اطمینان 95٪ رد نمی‌شود. از سوی دیگر با توجه به نمودار مقادیر چولگی 16/0- و کشیدگی 9/2 نیز دارای تفاوت معناداری با مقادیر نظیر خود در توزیع نرمال نمی‌باشند. از این رو توزیع اجزاء اخلال مدل رگرسیون نرمال می‌باشد.

 

 

 

نمودار 1- نتایج آزمون جارک‌برا

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

5-3-آمار تحلیلی

داده‌های پژوهش حاضر شامل عناصر مربوط به داده‌های مقطعی و همچنین داده‌های سری زمانی است. بدین ترتیب هنگاماستفادهازمدلرگرسیونیبایدتعیینشودکهازبینداده‌هایترکیبی[xxxiv]یاداده‌هایتلفیقی[xxxv]کدام یکمی‌تواندرابطهبینمتغیرمستقلووابستهرابهتربیانکند. برایاینمنظور،ازآزمونچاو (Fمقید) استفادهمی‌شود.

فرضیه صفر آزمون چاو نشاندهنده استفاده از روش ترکیبی بوده و بیانگر آن است که ضرایب و عرض از مبدأ در شرکت‌های مورد بررسی یکسان است و اثرات مقطعی و زمانی معنادار نیستند. روش ترکیبی برایمواردیکهنمی‌توانمسائلرابهصورتسریزمانییامقطعیبررسیکردویازمانیکهتعدادداده‌هاکماست،استفادهمی‌گردد. بنابراین رد فرضیه صفر نشانگر آن است که بایستی مدل تلفیقی استفاده گردد (افلاطونی و نیکبخت،1389: 127). در جدول 3 نتایج حاصل از آزمون چاو بیان شده است. با توجه به اینکه احتمال آماره F لیمر کمتر از 5 درصد است، فرض صفر رد می‌شود و مدل تلفیقی مورد استفاده قرار می‌گیرد.

پس از مشخص شدن روش تخمین داده‌ها به صورت تلفیقی بایستی با انجام آزمون هاسمن از بین دو روش اثرات ثابت و اثرات تصادفی روش مناسب انتخاب گردد. فرض صفر آزمون هاسمن مبنی بر مناسب بودن مدل اثرات تصادفی برای تخمین داده‌های تلفیقی است. به این ترتیب با رد فرضیه صفر از مدل اثرات ثابت استفاده می‌گردد. نتایج حاصل از انجام آزمون هاسمن در جدول 3 ارائه شده است.

با توجه به اینکه احتمال آماره آزمون هاسمن کمتر از 5 درصد است، فرض صفر رد می‌شود و به این ترتیب مدل اثرات ثابت برای تخمین داده‌ها مناسب است.

 

جدول 3- نتایج آزمون‌های چاو و هاسمن

شرح	مقدار	احتمال
آماره F	629872/3	0000/0
آماره آزمون هاسمن	4838/38	0000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در برآورد مدل رگرسیون با رسم نمودار مربوط به باقی مانده‌ها چهار مشاهده پرت ملاحظه گردید که برای رفع اثر این مشاهداتاز متغیرهای موهومی استفاده شد. این نوع متغیرهای موهومی مشاهدات پرت را خنثی می‌کنند. حذف مشاهدات با این مفهوم آماری که هر داده‌ای قطعه‌ای مفید از اطلاعات را در بردارد، چندان مطابقت ندارد (بنابراین حذف مشاهدات پرت جایز نمی‌باشد)؛ زیرا این مشاهدات می‌توانند تأثیر جدی روی ضرایب شیب داشته باشند (افلاطونی و نیکبخت، 1389: 109). نتایج حاصل از آزمون فرضیات در جدول 4 ارائه شده است.

 

جدول 4- نتایج آزمون فرضیات

TRANS= α0+ β1TENURE + β2SCORE+β3SIZE+ β4 GRO + β5 LEV + β6 VOL + Ɛ
متغیرهای توضیحی		ضریب	آماره t	سطح معناداری
جزء ثابت	α	935/0	19/11	000/0
متغیرهای مستقل	TENURE	036/0	44/2	015/0
	SCORE	009/0-	58/0-	56/0
متغیرهای کنترلی	SIZE	007/0-	38/3-	0008/0
	GRO	017/0	45/3	0006/0
	LEV	043/0	54/11	000/0
	VOL	0007/0	035/1	3/0
آماره F
معناداری مدل
آماره دوربین واتسون
R2
R2 تعدیل شده

منبع: یافته‌های پژوهشگر

با توجه به مقدار ضریب دوره تصدی 036/0 و سطح معناداری آماره t، در سطح اطمینان95٪ می‌توان ادعا نمود که رابطه مثبت و معنی‌داری میان کیفیت حسابرسی و شفافیت شرکتی وجود دارد. به عبارت دیگر هر چه میزان دوره تصدی کوتاه‌تر و میزان تغییرات حسابرسان بیشتر باشد، شفافیت شرکتی کاهش می‌یابد. این نتیجه در راستای یافته‌های دان و ماهیو، 2004؛ نلسون و همکاران، 2002؛ تئو و وانگ، 1993 و حکیم و عمری،2010 می‌باشد. هم‌چنین با توجه به سطح معناداری به دست آمده برای متغیر امتیاز کنترل کیفیت مؤسسات حسابرسی، بر خلاف انتظار فرض H₀ مبنی بر نبودرابطه معنی‌دار این متغیر و شفافیت پذیرفته شده و متغیر مذکور از مدل خارج می‌شود.

شواهد حاصله از ضریب اندازه واحد تجاری و سطح معناداری 0008/0 موید آن است که میان اندازه شرکت و شفافیت رابطه معکوسی برقرار است. این نتیجه با یافته‌های بورگستالر و دیچو (1997) و قش و موون (2010) مطابقت دارد و در عین حال بر خلاف در نظر گرفتن آن به عنوان نماینده ای برای شفافیت در چارچوب طراحی شده توسط بوشمن و همکاران (2004) می‌باشد. با توجه به میزان ضریب متغیر رشد017/0 و سطح معناداری 0006/0 می‌توان در سطح اطمینان 95٪ بیان نمود که رابطه مثبت و معنی‌داری میان رشد و شفافیت شرکتی وجود دارد. مقدار ضریب مربوط به بدهی 043/0 و احتمال آماره t، در سطح اطمینان 95٪ بیانگر وجود رابطه مثبت و معنی‌دار میان سطح بدهی و شفافیت است. بدین معنی که هرچه سطح بدهی افزایش یابد، شفافیت بهبود می‌یابد.این نتیجه در راستای یافته‌های دایموند (1991)، زنگ و همکاران (2007) و لی و همکاران (2007) و در عین حال بر خلاف یافته‌های اسکینر (2002) و بیتی و وبر (2002) می‌باشد. علت حصول چنین نتیجه‌ای را می‌توان در تئوری علامتدهی جستجو نمود. مطابق با تئوری علامت‌دهی حتی شرکت‌هایی که در وضعیت مالی مناسبی به سر نمی‌برند، برای گزارش نتایج خود انگیزه خواهند داشت. در مورد متغیر نوسان‌پذیری می‌توان گفت در سطح اطمینان 95٪ میان نوسان‌پذیری و شفافیت رابطه معنی‌داری وجود ندارد. نتیجه مذکور با یافته‌های آمن و همکاران (2011) مطابقت ندارد.

 

6-  بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به پیشینه پژوهش‌های داخلی، بایستی اذعان داشت که موضوع شفافیت اطلاعات در ایران موضوعی است که دارای پیشینه کوتاه‌مدتی بوده و می‌توان گفت این حوزه از سال 1388 در موضوعات تحقیقی به عنوان موضوعی مطرح، شناخته شده است. در این پژوهش به جای منحصراً در نظر گرفتن رتبه کیفیت افشا به عنوان معیار شفافیت، شاخصی ترکیبی از معیارها ساخته شد که علاوه بر رتبه مذکور، از معیارهای متفاوت در حوزه بازار و صورت‌های مالی که به نوعی نماینده‌ای از شفافیت شرکتی هستند نیز استفاده گردید. از این طریق پژوهش حاضر به حوزه‌ای جدید دست یافت و توانست تأثیر مولفه‌های کیفیت حسابرسی را بر شفافیت شرکتی به صورتی دقیق‌تر اندازه گیری نماید.

همانطور که ملاحظه گردید، با توجه به نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول می‌توان ادعا نمود که بین دوره تصدی حسابرس و شفافیت شرکتی ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. این نتیجه مطابق انتظار بوده و مبین آن است شرکت‌هایی که حسابرس آن‌ها در دوره زمانی چهار سال تغییری نکرده است، رتبه شفافیت شرکتی برتری نسبت به شرکت‌هایی داشته‌اند که در دوره‌های زمانی چهار سال ناگزیر به تغییر حسابرس مستقل شده‌اند. به بیان دیگر، نتیجه حاصله نشان‌دهنده اثربخشی بیشتر خدمات حسابرسی مستقل در کاهش پیامدهای نظریه نمایندگی، بهبود کیفیت افشا و نقدینگی سهام در شرکت‌هایی است که حسابرس خود را در دوره زمانی چهار سال تغییر نداده‌اند. بنابراین فرضیه اول پژوهش رد نمی‌گردد. همچنین شواهد به دست آمده با نتایج حاصل از پژوهش دان و ماهیو (2004)، نلسون و همکاران (2002)، تئو و وانگ (1993) و حکیم و عمری (2010) مطابقت دارد. اما نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم نشان داد که بین امتیاز کنترل کیفیت مؤسسات حسابرسی و شفافیت شرکتی ارتباط معناداری وجود ندارد. استدلال شواهد یافت شده را از دو جنبه می‌توان تبیین نمود. از دیدگاه روش شناختی، بر خلاف بسیاری تحقیقات داخلی در این پژوهش فرض گردید که "نمی‌توان ادعا نمود سازمان حسابرسی تنها موسسه‌ای است که حسابرسی‌های صاحبکاران را به گونه‌ای انجام می‌دهد که صورت‌های مالی از شفافیت لازم و کافی برخوردار باشند". از این رو با توجه به نظام رتبه بندی که مطابق دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس الزام گردیده است، پژوهش حاضر سعی نمود تا با در نظر گرفتن این رتبه در مدل پژوهش از تفکیک نمودن فردی سازمان حسابرسی از سایر مؤسسات تا حدی پیش‌گیری نماید. اما موضوعی که در رتبه بندی وجود دارد و می‌تواند به عنوان محدودیتی بر سر نتایج مورد انتظار باشد، این است که از مجموع 227 موسسه حسابرسی معتمد 120 موسسه رتبه برتر یعنی الف و 77 موسسه رتبه ب را اخذ نموده‌اند و تنها 30 موسسه در گروه سوم و چهارم قرار دارد. کثرت وجود مؤسسات در گروه الف می‌تواند بیانگر عدم توانایی در شناخت تمایز میان مؤسسات باشد. در این راستا لزوم توجه به تعیین معیارهای دقیق‌تر به منظور تفکیک هر چه بیشتر کیفیت حسابرسی مؤسسات از یکدیگر، منطقی است. از سویی دیگر این نتیجه می‌تواند ناشی از تأثیر گذاری سازه‌های مختلف بر شفافیت شرکتی باشد. با توجه به در نظر گرفتن شاخصی عملیاتی در حوزه بازار علاوه بر شاخص‌های مالی برای اندازه‌گیری شفافیت، عدم وجود ارتباط معنادار ممکن است برخاسته از عدم مؤثر بودن فعالیت مؤسسات حسابرسی در کاهش عدم تقارن اطلاعاتی میان فعالان بازار باشد. محدودیت‌های اصلی پژوهش، عدم امکان استفاده از رتبه‌بندی مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس و اوراق بهادار به دلیل تصویب و اجرایی شدن دستورالعمل مذکور در سال 1391 و عدم تفکیک مناسب مؤسسات حسابرسی در امتیاز کنترل کیفیت فعلی است.

با توجه به نتایج ذکر شده، به مؤسسات مالی و اعتباری، نهادهای قانون گذار، سازمان بورس و سرمایه گذاران پیشنهاد می‌شود هنگام ارزیابی شفافیت شرکتی، به دوره تصدی حسابرسان به عنوان نماینده‌ای از کیفیت حسابرسی توجه داشته باشند. تدوین مستمرمقرراتلازم با استفاده از تجربه حسابرسان به منظور بهبود محتوی گزارشات مالی، تقویت طبقه‌بندی مؤسسات حسابرسی بر اساس معیارهای مربوطه و ایجاد رقابت میان آنان برای اخذ رتبه برتر و ارائه خدمات با کیفیت، تعیین راهکارهایی به منظورنظارت اثر بخش و مستمر حسابرسان و استفاده از دانش و تجربه بورس‌های منطقه در زمینه شفاف سازی و بومی سازی آن‌ها با توجه به شرایط حقوقی، اقتصادی، اجتماعی و سیاسیمی‌توانددر بهبودشفافیتاطلاعاتیتأثیربسزاییداشتهباشد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1-دانشیارگروهحسابداری،دانشگاهالزهرا (س)، تهران، ایران. (نویسنده اصلی)  [e-mail]

2-دانشجویدکتریحسابداری،دانشگاهالزهرا (س)، تهران، ایران. (مسئول مکاتبات)

---

[i]Hakim and Omri)2010)

[ii]credible

[iii]Deumes, R; Schelleman, C; Bauwhede, H V; Vanstraelen A. (2012)

[iv]Patel and Dallas(2002)

[v]Bushman, Piotroski and Smith(2003)

[vi]Brown(2006)

[vii]Ozbay(2009)

[viii]CIFAR(1995)

[ix] Lin, Huang, Chang and Tseng (2007)

[x]Sponholtz (2008)

[xi]Aman, Beeks and Brown (2011)

[xii]Anderson, Duru and Reeb (2009),Upadhyay and Sriram (2011)

[xiii]Wang (2010)

[xiv] Leuz and verrecchia (2000)

[xv]Jensen and Meckling (1976)

[xvi]DeAngelo (1981)

[xvii]Titman and Trueman(1986)

[xviii] Barros, Boubaker, and Hamrouni (2013)

[xix] Craswell(1995)

[xx] Krishnan (2003)

[xxi] Blokdijk et al (2006)

[xxii] Jordan et al(2010)

[xxiii] Firth et al (2010).

[xxiv] Varici(2013)

[xxv]Amihud and Mendelson, 1986

[xxvi] Becker et al(1998)

[xxvii]Ghosh and Moon (2005)

[xxviii]Nosheen and Chonglerttham (2013)

[xxix]Schroeder(2015)

[xxx]Aman,, Beekesand Brown)2011(

[xxxi] Ghosh and Moon (2010)

[xxxii]Beatty and Weber(2003)

[xxxiii]Bradbury et al. (2006)

[xxxiv]Pooled

[xxxv] Panel

مراجع

1)     ابراهیمی کردلر، ع و رحمتی، س، (1393)، "بررسی رابطه اندازه، دوره تصدی و تخصص حسابرس در صنعت با نقدشوندگی سهام"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، 21، صص 38-51.

2)     آذر، ع، و مؤمنی، م، (1384)، "آمار و کاربرد آن در مدیریت"، جلد اول، چاپ دوازدهم، تهران: سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی دانشگاه‌ها (سمت).

3)     افلاطونی، ع، ونیکبخت، ل، (1389)، "کاربرد اقتصاد سنجی در تحقیقات حسابداری"، مدیریت مالی و علوم اقتصادی. تهران: ترمه.

4)     آیین‌نامه نظام راهبری شرکتی، (1386)،بورس اوراق بهادار تهران.

5)     بولو، ق، مهام، ک و گودرزی، الف، (1389)، "تغییر حسابرس مستقل و شفافیت اطلاعاتی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، دانش حسابداری، سال اول، 1، صص 111-135.

6)      تجویدی،الف،(1386)،"اجباربهافشایاطلاعاتبرایشفافیتبازارسرمایه"،پایان‌نامهکارشناسیارشد،دانشگاهعلامهطباطبایی

7)     دستورالعمل مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس و اوراق بهادار، (1386)، مصوبه شورای عالی بورس اوراق بهادار.

8)     شهیدی، ز، (1391)، "رابطه بین سازوکارهای راهبری شرکتی و کیفیت گزارشگری مالی در بورس اوراق بهادار تهران"، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، تهران، دانشکده مدیریت دانشگاه تهران.

9)     علویطبری،ح،خلیفه سلطان،الف ونداشهبندیان، (1388)، "کیفیتحسابرسیوپیشبینیسود"،تحقیقات حسابداری، 3، صص 22-35.

10) کرمی، غ، بذرافشان، آ، محمدی، الف، (1390)، "بررسی رابطه بین دوره تصدی حسابرس و مدیریت سود"، دانش حسابداری، 2، 4، صص 65-82.

11) مشایخی،بیتاومهدیمحمدآبادی، (1390)، "رابطهبینمکانیزم‌هایحاکمیتشرکتیباکیفیتسود"، پژوهش‌هایحسابداریمالی، 2،8، صص 17-32.

12) مشایخی،بیتا، ساسانمهرانی،کاوه مهرانیوغلامرضا کرمی،(1384)، "نقشاقلامتعهدی اختیاریدرمدیریتسوددر شرکت‌هایپذیرفتهشدهدربورساوراقبهادارتهران"، بررسی‌هایحسابداریوحسابرسی، دانشکده مدیریت دانشگاه تهران،42، صص 61-74.

13) مشایخی، بیتا، (1389)، "شفافیت"، اطلاعات مالی وراهبری شرکتی. حسابدار، 216، 217، صص 74-81.

14) نمازی، م، بایزیدی، الف، و جبارزاده کنگرلویی، س، (1390)، "بررسی رابطه بین کیفیت حسابرسی و مدیریت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، 3، 9، صص 4-21.

15)   Aman, H., Beekes, W.A., Brown, P, )2011(, “Corporate Governance and Transparency in Japan”, Lancaster University: The Department of Accounting and Finance. Available at http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=1874611.

16)   Amihud, Y., Mendelson, H, (1986), "Asset Pricing and Bid-Ask Spread", Journal of Financial Economics, Vol. 17, PP.223-49.

17)   Barros, C., Boubaker, S., and Hamrouni, A, (2013), “Corporate Governance And Voluntary Disclosure In France”, The Journal of Applied Business Research, Vol. 29, No. 2, PP. 561-578.

18)   Beatty, A. and J.Weber, (2003), “The Effects of Debt Contractingon Voluntary Accounting Method Changes”,The Accounting Review, Vol. 78, PP. 119–142.

19)   Becker, C.L., DeFond, M.L., Jiambalvo, J., Subramanyam, K.R, (1998), "The Effect of Audit Quality on Earnings Management", Contemporary Accounting Research, Vol. 15, PP.1-24.

20)   Behn, B., Choi, J., and Kang, T, (2008), “Audit Quality and Properties of Analyst Earnings Forecasts”, The Accounting Review, Vol. 83, No. 2, PP. 327-349.

21)   Bradbury, M., Mak, Y., Tan, S, )2006(, “Board Characteristics, Audit CommitteeCharacteristics and Abnormal Accruals”, Pacific Accounting Review,No. 18, PP.47-68.

22)   Bushman, R., Piotroski, J., and Smith, A, (2004), “What Determines Corporate Transparency?”, Journal of Accounting Research. Vol. 42, No. 2, PP. 207-252.

23)   Deangelo, L, (1981), “Auditor Size and Audit Quality”, Journal of Accounting and Economics, No. 3, PP. 183-199.

24)   Deumes, R; Schelleman, C; Bauwhede, H V; Vanstraelen A, (2012), “Audit Firm Governance: Do Transparency Reports Reveal Audit Quality?”, Auditing: A journal of practice & theory. Vol. 31, No. 4, PP. 193-214.

25)   Firth, M., Rui, O., and Wu, X, (2012), “How Do Various Forms of Auditor Rotation AffectAudit Quality? Evidence from China”, The International Journal of Accounting, No. 47, PP. 109–138.

26)   Francis, J. R. and J. Krishnan, (1999), “Accounting Accruals and Auditor Reporting Conservatism”, ContemporaryAccounting Research, Vol. 16, No. 1, PP. 135-165.

27)   Ghosh, A. and Moon, D, (2010), “Corporate Debt Financing & Earnings Quality”, Journal of Business Finance & Accounting, Vol. 37, PP. 538-559

28)   Ghosh, A., and Moon, D, (2005), “Auditor Tenure and Perceptions of Audit Quality”, The Accounting Review, Vol. 80, No. 2, PP. 585-612.

29)   Hakim F, Omri M.A, )2010), “Quality of the External, Information Asymmetry, and Bid–Ask Spread”, The Journal of Accounting and Information Management, No. 18, PP. 5-18.

30)   Jordan,C., Clark, S and Hames, C, (2010), “The Impact Of Audit QualityOn Earnings Management”, The Journal of Applied Business Research, Vol. 26, No. 1, PP. 19-30.

31)   Nosheen, S; Chonglerttham, S, (2013), “Impact of Board Leadership and Audit Quality on Disclosure Quality: Evidence from Pakistan”, International Journal of Disclosure and Governance, Vol. 10, No. 4, PP. 311-328.

32)   Ozbay, M, (2009), “The Relationship between Corporate Transparency And Company Performance In The Istanbul Stock Exchange”, Kingston Business School, London.

33)   Patel, S A., Dallas, G S, (2002), “Transparency and Disclosure: Overview of Methodology and Study Results- United States”, Standard & Poor’s Transparency and Disclosure, PP. 1-29.

34)   Schroeder, JH,(2016), “The Impact of Audit Completeness and Quality on Earnings Announcement GAAP Disclosures” Accounting Review, Vol. 91, No. 2, Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=2614658.

35)   Upadhyay A, Sriram R, (2011), “Board Size, Corporate Information Environment and Cost of Capital”, Journal of Business Finance & Accounting, 38(9) & (10), PP. 1238–1261.

36)   Varıcı, İ, (2013), “The Relationship between Information Asymmetry and the Quality of Audit: An Empirical Study in Istanbul Stock Exchange”, International Business Research, Vol. 6 Issue 10, PP. 132-140.

37)   Wang, X, (2011(, “Tax Avoidance, Corporate Transparency and Firm Value”, American AccountingAssociation Annual Meeting-Tax Concurrent Sessions. Available athttp://aaahq.org/AM2011/abstract.cfm?submission ID=2366.

 

 

 

 

یادداشت‌ها