اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات418
تعداد شماره‌ها9,986
تعداد مقالات83,489
تعداد مشاهده مقاله76,684,012
تعداد دریافت فایل اصل مقاله53,783,738
پورفخاران, محمدرضا, طالب نیا, قدرت الله, وکیلی فرد, حمیدرضا, رهنمای رودپشتی, فریدون. (1400). اثر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و اعتبار تجاری شرکت The Effect of Governmental Monetary Policy on the Relationship between Auditing of Financial Statements and Corporate Reputation. نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 13(52), 269-298. doi: 10.30495/faar.2021.687687
محمدرضا پورفخاران; قدرت الله طالب نیا; حمیدرضا وکیلی فرد; فریدون رهنمای رودپشتی. "اثر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و اعتبار تجاری شرکت The Effect of Governmental Monetary Policy on the Relationship between Auditing of Financial Statements and Corporate Reputation". نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 13, 52, 1400, 269-298. doi: 10.30495/faar.2021.687687
پورفخاران, محمدرضا, طالب نیا, قدرت الله, وکیلی فرد, حمیدرضا, رهنمای رودپشتی, فریدون. (1400). 'اثر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و اعتبار تجاری شرکت The Effect of Governmental Monetary Policy on the Relationship between Auditing of Financial Statements and Corporate Reputation', نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 13(52), pp. 269-298. doi: 10.30495/faar.2021.687687
پورفخاران, محمدرضا, طالب نیا, قدرت الله, وکیلی فرد, حمیدرضا, رهنمای رودپشتی, فریدون. اثر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و اعتبار تجاری شرکت The Effect of Governmental Monetary Policy on the Relationship between Auditing of Financial Statements and Corporate Reputation. نشریه علمی پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی, 1400; 13(52): 269-298. doi: 10.30495/faar.2021.687687

اثر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و اعتبار تجاری شرکت The Effect of Governmental Monetary Policy on the Relationship between Auditing of Financial Statements and Corporate Reputation

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی
دوره 13، شماره 52، دی 1400، صفحه 269-298    اصل مقاله (720.04 K)
نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/faar.2021.687687
نویسندگان
محمدرضا پورفخاران؛ قدرت الله طالب نیا* ؛ حمیدرضا وکیلی فرد؛ فریدون رهنمای رودپشتی
گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
چکیده
در مقاله حاضر به بررسی تأثیر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و اعتبار تجاری شرکت پرداخته شده است. جامعه آماری در تحقیق حاضر شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد؛ که با استفاده از روش حذف سیستماتیک تعداد 172 شرکت به‌عنوان نمونه از این جامعه آماری انتخاب شده است. به منظور آزمون فرضیه‌های تحقیق از مدل رگرسیون خطی چندگانه به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته و الگوی پانل استفاده شده است. نتیجه حاصل از آزمون فرضیه‌های تحقیق نشان می‌دهد که کیفیت حسابرس مستقل و کیفیت حسابرسی صورت‌های مالی موجب ارتقای اعتبار تجاری شرکت می‌گردد و این رابطه توسط سیاست پولی انقباضی دولت تعدیل شده و کاهش می‌یابد. یافته‌های بیشتر نشان می‌دهد که اظهارنظر مقبول حسابرسی تأثیری بر اعتبار تجاری شرکت ندارد.
عنوان مقاله [English]

The Effect of Governmental Monetary Policy on the Relationship between Auditing of Financial Statements and Corporate Reputation 
نویسندگان [English]

Mohammadreza Pourfakharan
Ghodratollah Talebnia
Hamidreza Vakilifard
F. Rahnamay Roudposhti
چکیده [English]

In the present paper, the role of auditing financial statements in improving the company's business credit in the framework of contract theory has been discussed.The statistical population in this research is all companies accepted in Tehran Stock Exchange. According to the criteria and systematic deletion, 172 companies have been selected as the sample in this research. The result of testing the research hypotheses shows that the quality of the independent auditor and the quality of the audit of the financial statements improve the company's Commercial Credit, and this relationship is adjusted and curtailed by the contractionary monetary policy of the state. Further findings indicate that the audited opinion is not affected by the company's corporate credibility.
 
کلیدواژه‌ها
واژه‌های کلیدی: اعتبار تجاری˛ کیفیت حسابرس˛ کیفیت حسابرسی˛ اظهارنظر حسابرس˛ سیاست پولی انقباضی
اصل مقاله

 

اثر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی

 و اعتبار تجاری شرکت

 

محمدرضا پورفخاران[1]

تاریخ دریافت: 25/07/1400            تاریخ پذیرش: 30/09/1400

قدرت اله طالب نیا* [2]

حمیدرضا وکیلی فرد[3]

فریدون رهنمای رودپشتی[4]

 

 

چکیده

در مقاله حاضر به بررسی تأثیر سیاست پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و اعتبار تجاری شرکت پرداخته شده است. جامعه آماری در تحقیق حاضر شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد؛ که با استفاده از روش حذف سیستماتیک تعداد 172 شرکت به‌عنوان نمونه از این جامعه آماری انتخاب شده است. به منظور آزمون فرضیه‌های تحقیق از مدل رگرسیون خطی چندگانه به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته و الگوی پانل استفاده شده است. نتیجه حاصل از آزمون فرضیه‌های تحقیق نشان می‌دهد که کیفیت حسابرس مستقل و کیفیت حسابرسی صورت‌های مالی موجب ارتقای اعتبار تجاری شرکت می‌گردد و این رابطه توسط سیاست پولی انقباضی دولت تعدیل شده و کاهش می‌یابد. یافته‌های بیشتر نشان می‌دهد که اظهارنظر مقبول حسابرسی تأثیری بر اعتبار تجاری شرکت ندارد.

 

واژه‌های کلیدی: اعتبار تجاری˛ کیفیت حسابرس˛ کیفیت حسابرسی˛ اظهارنظر حسابرس˛ سیاست پولی انقباضی.

 

 

1- مقدمه

نظریه قرارداد، نظریه‌ای است که یک شرکت را به‌عنوان مجموعه از قراردادها با ذینفعان شرکت توصیف می‌کند و بیان می‌کند که حسابداری و حسابرسی صورت‌های مالی در بهبود و ارتقای کارکرد این قراردادها نقش مهمی را ایفا می‌کند (رهنمای رودپشتی و صالحی،1392). بستانکاران اصلی بنگاه‌های اقتصادی بانک‌های بزرگ و شرکای تجاری (شامل عرضه‌کنندگان و مشتریان) هستند، بنابراین یک بنگاه اقتصادی دارای دو نوع قرارداد بدهی است: 1-قرارداد اعتباری بانک و 2-قرارداد اعتباری تجاری (دای و یانگ 1، 2016). اعتبار تجاری در اتخاذ تصمیمات مهم اقتصادی در کشورهای توسعه یافته و در حال توسعه به‌طور گسترده‌ای مورد استفاده قرار می‌گیرد (هوی 2، 2012; کوهلر 3،2002). یکی از ویژگی‌های مهمی که در قراردادهای اعتباری به آن توجه می‌شود کیفیت اطلاعات حسابداری است که نقش مهمی را در پیشگیری از زیان بستانکاران ایفا می‌کند (واتز، 2003; جیانگ و ژانگ 4، 2007). حسابرسی صورت‌های مالی از جمله فرایندهایی که می‌تواند موجب افزایش کیفیت اطلاعات حسابداری شود. به عبارت دیگر حسابرسی صورت‌های مالی از طریق افزایش ویژگی‌های کیفی اطلاعات حسابداری برای استفاده‌کنندگان از این اطلاعات ارزش‌افزوده اطلاعاتی ایجاد می‌نماید (موتزوشرف 4،1995; حساس یگانه،1392).

با توجه نقش حسابرسی صورت‌های مالی در بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری و با توجه به نقش کیفیت اطلاعات حسابداری در بهبود رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی به لحاظ نظری چنین استدلال می‌شود که ویژگی‌های حسابرسی صورت‌های مالی می‌تواند اعتبار تجاری بنگاه‌های اقتصادی را تحت تأثیر قرار دهد. با این وجود تأثیر ویژگی‌های حسابرسی بر رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی تحت تأثیر عوامل کلان اقتصادی نیز قرار می‌گیرد. به‌عنوان نمونه در دوره‌ای که سیاست پولی انقباضی توسط دولت اتخاذ می‌شود، وام‌های بانکی سهمیه‌بندی می‌شود و این موضوع نیز بر رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی نیز تأثیر می‌گذارد. بنابراین اتخاذ سیاست پولی انقباضی نیز می‌تواند بر رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی و همچنین بر رابطه میان حسابرسی و رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی تأثیرگذار باشد (دای و یانگ، 2016). تحقیقات قبلی انجام شده، مانند ژانگ (2008)، روآ و جیانگ 5(2011)، زو 6(2011)، چنگ و لیو 7(2013)، دای و یانگ 8(2016) به بررسی تأثیر حسابرسی صورت‌های مالی بر رتبه اعتباری بانک پرداخته و به نقش حسابرسی در ایجاد رتبه اعتباری تجاری بنگاه‌های اقتصادی توجهی نکرده‌اند و به همین دلیل شواهدی پیرامون ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی در دسترس نیست. با توجه ارتباط نظری میان حسابرسی صورت‌های مالی و رتبه تجاری بنگاه اقتصادی (ذکر شده به شرح بالا) و با توجه به تأثیر سیاست‌های پولی دولت بر ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و رتبه تجاری، پرسش تحقیق حاضر این است که آیا حسابرسی صورت‌های مالی (شامل ویژگی‌هایی همچون: کیفیت حسابرس، کیفیت حسابرسی و نوع اظهارنظر حسابرس) به لحاظ تجربی رتبه تجاری شرکت را تحت تأثیر قرار می‌دهد؟ و آیا ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و رتبه اجاری تحت تأثیر سیاست‌های پولی دولت قرار می‌گیرد یا خیر.[i]

اهمیت موضوع تحقیق حاضر در اهمیت ارتقای رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی به منظور بهبود کیفیت قراردادهای اعتباری بنگاه اقتصادی نهفته است. تحقیقات قبلی انجام شده، مانند ژانک (2008)، روآ و جیانگ (2011)، زو (2011)، چنگ و لیو (2013)، دای و یانگ (2016) به بررسی تأثیر حسابرسی صورت‌های مالی بر رتبه اعتباری بانک پرداخته و به نقش حسابرسی در ایجاد رتبه اعتباری تجاری بنگاه‌های اقتصادی توجهی نکرده‌اند و به همین دلیل شواهدی پیرامون ارتباط میان حسابرسی صورت‌های مالی و رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی در دسترس نیست. با توجه به اهمیت موضوع اعتبار تجاری و فقدان تحقیقاتی پیرامون تأثیر حسابرسی صورت‌های مالی بر اعتباری تجاری بنگاه‌های اقتصادی، ضرورت دارد تا نقش حسابرسی صورت‌های مالی در بهبود اعتبار تجاری بنگاه‌های اقتصادی با توجه به نقش متغیرهای تعدیل گری همچون سیاست‌های پولی دولت به لحاظ تجربی مورد بررسی قرار گیرد که در تحقیق حاضر به این موضوع پرداخته خواهد شد.

 

2- مبانی نظری و فرضیه‌های تحقیق

حسابرسی صورت‌های مالی از جمله فرایندهایی که می‌تواند موجب افزایش کیفیت اطلاعات حسابداری شود. به عبارت دیگر حسابرسی صورت‌های مالی از طریق افزایش ویژگی‌های کیفی اطلاعات حسابداری برای استفاده‌کنندگان از این اطلاعات ارزش‌افزوده اطلاعاتی ایجاد می‌نماید (موتزوشرف،1995; حساس یگانه،1392). با توجه نقش حسابرسی صورت‌های مالی در بهبود کیفیت اطلاعات حسابداری و با توجه به نقش کیفیت اطلاعات حسابداری در بهبود رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی به لحاظ نظری چنین استدلال می‌شود که ویژگی‌های حسابرسی صورت‌های مالی می‌تواند اعتبار تجاری بنگاه‌های اقتصادی را تحت تأثیر قرار دهد. با این وجود تأثیر ویژگی‌های حسابرسی بر رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی تحت تأثیر عوامل کلان اقتصادی نیز قرار می‌گیرد. به‌عنوان نمونه در دوره‌ای که سیاست پولی انقباضی توسط دولت اتخاذ می‌شود، وام‌های بانکی سهمیه‌بندی می‌شود و این موضوع نیز بر رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی نیز تأثیر می‌گذارد. بنابراین اتخاذ سیاست پولی انقباضی نیز می‌تواند بر رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی و همچنین بر رابطه میان حسابرسی و رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی تأثیرگذار باشد (دای و یانگ، 2016).

به‌طور ویژه انتظار می‌رود که سه مقوله مهم حسابرسی شامل: نوع حسابرس˛ کیفیت حسابرسی˛ و نوع اظهارنظر حسابرس بر اعتبار تجاری شرکت‌ها تأثیرگذار باشند. شرکت‌هایی که توسط حسابرسان برتر مورد رسیدگی قرار می‌گیرند، اطلاعات حسابداری با کیفیت‌تری را به استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی عرضه می‌کنند و این استنباط در استفاده‌کنندگان از اطلاعات حسابداری (افراد درگیر در قراردادهای تجاری با شرکت) ایجاد می‌شود که کیفیت اطلاعات حسابداری بنگاه اقتصادی بالا می‌باشد. همچنین بالا بودن کیفیت حسابرس شرکت یک دیدگاه مثبت را به افراد درگیر در تئوری قرارداد القاء می‌کند و موجب می‌شود که اعتبار تجاری شرکت نزد سایرین ارتقاء یابد. با توجه به توضیحات فوق فرضیه اول تحقیق حاضر به شرح زیر تدوین می‌شود:

  • "هرچه کیفیت حسابرس شرکت بالاتر باشد˛ اعتبار تجاری شرکت بالاتر خواهد بود".

کیفیت حسابرسی به معنای قدرت و توانایی حسابرس مستقل در کشف و گزارش تحریف‌های با اهمیت صاحبکار می‌باشد (دی آنجلو˛1981). بالا بودن کیفیت حسابرسی نشانه‌ای از میزان قابلیت اعتماد و مربوط بودن اطلاعات حسابداری صاحبکار می‌باشد. بالا بودن کیفیت حسابرسی این دیدگاه را به افراد درگیر در تئوری قرارداد القاء می‌کند که شفافیت اطلاعاتی صاحبکار بالا است. در چنین شرایطی انتظار می‌رود که اعتبار تجاری شرکت‌های صاحبکار نزد همکاران حرفه‌ای و افرا درگیر در تئوری قرارداد ارتقاء یابد. با توجه به توضیحات فوق فرضیه دوم تحقیق حاضر به شرح زیر تدوین می‌گردد:

  • "هرچه کیفیت حسابرسی صورت‌های مالی صاحبکار بالاتر باشد، اعتبار تجاری شرکت در صنعت و افراد درگیر در تئوری قرارداد بالاتر خواهد بود".

اظهارنظر حسابرس مستقل درباره صورت‌های مالی صاحبکار نشان‌دهنده نظر تخصصی حسابرس نسبت به کیفیت اطلاعات حسابداری عرضه شده توسط صاحبکار می‌گردد. اظهارنظر حسابرس مستقل در ارتباط با صورت‌های مالی را می‌توان به 4 دسته شامل: اظهارنظر مقبول˛ اظهارنظر مشروط˛ عدم اظهارنظر و اظهارنظر مردود تقسیم نمود (مکارم و صفاریان˛1392). صدور اظهارنظر مقبول نسبت به صورت‌های مالی صاحبکار بدین معنا است که صاحبکار اطلاعات حسابداری خود را درست تهیه کرده است و این اطلاعات از تحریف‌های با اهمیت برخوردار نیست و کیفیت مناسبی دارد. صدور اظهارنظر مقبول این دیدگاه را به استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی القاء می‌کند شفافیت اطلاعاتی صاحبکار در ارتباط با شرکت‌های درگیر در تئوری قرارداد بالا است. این موضوع موجب تقویت اعتبار تجاری شرکت صاحبکار نزد اشخاص درگیر در تئوری قرار داد می‌گردد. با توجه به استدلال فوق فرضیه سوم تحقیق حاضر به شرح زیر تدوین می‌گردد:

  • "صدور اظهارنظر مقبول حسابرسی موجب افزایش اعتبار تجاری شرکت صاحبکار می‌شود".

تأثیر اطلاعات حسابداری بر رتبه تجاری بنگاه‌های اقتصادی تحت تأثیر عوامل کلان اقتصادی نیز قرار می‌گیرد. به‌عنوان نمونه در دوره‌ای که سیاست پولی انقباضی توسط دولت اتخاذ می‌شود، وام‌های بانکی سهمیه‌بندی می‌شود و این موضوع نیز بر رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی نیز تأثیر می‌گذارد. بنابراین اتخاذ سیاست پولی انقباضی نیز می‌تواند بر رتبه اعتباری بنگاه‌های اقتصادی و همچنین بر رابطه میان کیفیت اطلاعات حسابداری و اعتباری بنگاه‌های اقتصادی تأثیرگذار باشد (دای و یانگ، 2016). با توجه به توضیحات فوق فرضیه‌های چهارم، پنجم و ششم تحقیق حاضر به شرح زیر تدوین می‌گردد:

  • "در دوره اعمال سیاست پولی انقباضی توسط دولت، تأثیر مثبت کیفیت حسابرس˛ بر اعتبار تجاری شرکت کاهش می‌یابد".
  • "در دوره اعمال سیاست پولی انقباضی توسط دولت، تأثیر مثبت کیفیت حسابرسی˛ بر اعتبار تجاری شرکت کاهش می‌یابد".
  • "در دوره اعمال سیاست پولی انقباضی توسط دولت، تأثیر مثبت اظهارنظر مقبول حسابرس˛ بر اعتبار تجاری شرکت کاهش می‌یابد".

 

3- روش تحقیق

تحقیق حاضر، از نظر هدف یک تحقیق کاربردی است زیرا نتایج حاصل از آن توسط نهادهای قانون‌گذار در حرفه حسابداری (مانند سازمان حسابرسی و سازمان بورس اوراق بهادار تهران) مورد استفاده قرار می‌گیرد. تحقیق حاضر همچنین از نظر ماهیت یک تحقیق توصیفی از نوع همبستگی است. در تحقیق حاضر به منظور گردآوری اطلاعات از اسناد و مدارک مربوط به اعضای نمونه شامل: مجموعه صورت‌های مالی آنها (صورت‌های مالی اساسی و یادداشت‌های توضیحی) استفاده شده است. همچنین لازم به توضیح است که این اطلاعات نیز از طریق پایگاه اینترنتی بورس اوراق بهادار تهران و سامانه کدال استخراج شده‌اند و به منظور تحلیل داده‌ها در تحقیق حاضر از نرم‌افزار Eviews نسخه 10 استفاده شده است.

 

3-1- جامعه آماری و نمونه تحقیق

جامعه آماری تحقیق حاضر تمامی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تا پایان سال 1395 می‌باشد که با استفاده از روش حذف سیستماتیک جامعه فوق در دوره زمانی تحقیق (1388 الی 1395) مورد همگن‌سازی قرار گرفته است و در نهایت از جامعه آماری همگن شده به‌عنوان نمونه تحقیق استفاده شده است. با توجه به جدول 1 همانطور که ملاحظه می‌گردد تعداد نمونه نهایی تحقیق بالغ بر 172 شرکت است که از آن به‌عنوان نمونه در تحقیق حاضر استفاده شده است. همچنین تعداد مشاهدات تحقیق در ارتباط با هر متغیر برابر با 1376 سال-شرکت (172*8 سال) می‌باشد.

 

جدول 1: غربالگری جامعه آماری به روش حذف سیستماتیک

تعداد کل شرکت‌های پذیرفته شده در بورس در پایان سال 1395

488

معیارها:

 

تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی 95-88 در بورس فعال نبوده‌اند

(170)

تعداد شرکت‌هایی بعد از سال 88 در بورس پذیرفته شده‌اند

(34)

تعداد شرکت‌هایی که جز هلدینگ، سرمایه‌گذاری‌ها، واسطه‌گری‌های مالی، بانک‌ها و یا لیزینگ‌ها بوده‌اند

(50)

تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی تحقیق تغییر سال مالی داده و یا سال مالی آن منتهی به پایان اسفند نمی‌باشد

(52)

تعداد شرکت‌هایی که در قلمرو زمانی تحقیق اطلاعات مورد آنها در دسترس نمی‌باشد

(10)

تعداد شرکت‌های نمونه

172

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

3-2- مدل تحقیق به منظور آزمون فرضیه‌ها

به منظور آزمون فرضیه‌ها در تحقیق حاضر به پیروی از تحقیقات قبلی همچون یانگ و همکاران (2016)˛ محمد رضایی و همکاران (1394) از مدل‌های رگرسیون خطی چندگانه استفاده شده است. علت استفاده از مدل رگرسیون در تحقیق حاضر ماهیت کمی و پیوسته متغیر وابسته تحقیق یعنی اعتبار تجاری می‌باشد.

به منظور آزمون فرضیه اول تحقیق از مدل رگرسیون زیر استفاده خواهد شد (مدل 1):

TC = B0 + B1 AQ + B2 SIZE + B3 CFO + B4 LIQ + B5 EBIT + B6 GR +B7 LEV + £

 

به منظور آزمون فرضیه دوم تحقیق از مدل رگرسیون زیر استفاده خواهد شد (مدل 2):

TC = B0 + B1 AUQ + B2 SIZE + B3 CFO + B4 LIQ + B5 EBIT + B6 GR +B7 LEV + £

 

به منظور آزمون فرضیه سوم تحقیق از مدل رگرسیون زیر استفاده می‌شود (مدل 3):

TC = B0 + B1 AUDO + B2 SIZE + B3 CFO + B4 LIQ + B5 EBIT + B6 GR +B7 LEV + £

 

به منظور آزمون فرضیه چهارم تحقیق از مدل رگرسیون زیر استفاده می‌شود (مدل 4):

TC = B0 + B1 AQ + B2 MP + B3 AQ*MP + B4 SIZE + B5 CFO + B6 LIQ + B7 EBIT + B8 GR +B9 LEV + £

 

به منظور آزمون فرضیه پنجم تحقیق از مدل رگرسیون زیر استفاده می‌شود (مدل 5):

TC = B0 + B1 AUQ + B2 MP + B3 AUQ*MP + B4 SIZE + B5 CFO + B6 LIQ + B7 EBIT + B8 GR +B9 LEV + £

 

به منظور آزمون فرضیه ششم تحقیق از مدل رگرسیون زیر استفاده می‌شود (مدل 6):

TC = B0 + B1 AUDO + B2 MP + B3 AUDO*MP + B4 SIZE + B5 CFO + B6 LIQ + B7 EBIT + B8 GR +B9 LEV + £

 

3-3- متغیرهای تحقیق و نحوه اندازه‌گیری آنها

  • متغیر وابسته

TC = عبارت است از رتبه تجاری شرکت.

به پیروی از یانگ (2016) برابر است با حاصل جمع حساب‌های پرداختنی، استاد پرداختنی، پیش دریافت از مشتریان، تقسیم بر ارزش دفتری کل دارایی.

  • متغیر مستقل

AQ = عبارت است از کیفیت حسابرس که به پیروی از دی آنجلو (1983) بر اساس متغیر مصنوعی نوع حسابرس عملیاتی می‌شود. چنانچه حسابرس شرکت سازمان حسابرسی باشد برابر با یک و در غیر این صورت برابر با صفر خواهد بود.

AUQ = عبارت است از کیفیت حسابرسی که به پیروی از محمدرضایی (1394) بر اساس اقلام تعهدی اختیاری اندازه‌گیری می‌شود.

رابطه 7 (مدل کوتاری و همکاران/2005):

ACC i j,t /TA ij,t-1 = a +β1 1/TA ij,t-1 + β2 (∆REV-∆REC) i j,t /TA ij,t-1 + β3 PPE i j,t /TA ij,t-1 + β4 ROA ij,t-1 +£

 

معادله فوق نشان‌دهنده برآورد اقلام تعهدی بر اساس مدل کوتاری (2005) می‌باشد. در این رابطه ACC i j,t معرف اقلام تعهدی شرکت i در دوره t و در صنعت j می‌باشد (تفاوت میان سود خالص و جریان نقد عملیاتی در دوره t). ∆REV i j,t معرف تغییرات دوره‌ای درآمد شرکت i در دوره t و در صنعت j می‌باشد (تفاوت درآمد شرکت i در دوره t و دوره t-1). ∆REC i j,t معرف تغییرات دوره‌ای حساب‌های و اسناد دریافتنی شرکت i در دوره t و در صنعت j می‌باشد (تفاوت میان حساب‌ها و اسناد دریافتنی شرکت i در دوره t و دوره t-1). PPE i j,t معرف ارزش دفتری اموال و ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت i در دوره t و در صنعت j می‌باشد. ROA ij,t-1 معرف نرخ بازده دارایی شرکت i در دوره t و در صنعت j می‌باشد (نسبت سود عملیاتی شرکت در دوره t به ارزش دفتری دارایی‌های شرکت در دوره t-1).TA ij,t-1 معرف ارزش دفتری دارایی‌های شرکت i در دوره t-1 و در صنعت j می‌باشد. £ معرف اقلام تعهدی اختیاری مبتنی بر مدل کوتاری (DACC) است که از قدر مطلق آن به‌عنوان معیار معکوس کیفیت حسابرسی استفاده می‌شود.

AUDO =عبارت است از نوع اظهارنظر حسابرس که برابر با یک متغیر مصنوعی با مقدار صفر و یک می‌باشد. چنانچه اظهارنظر حسابرس در ارتباط با صورت‌های مالی شرکت مقبول باشد برابر با یک و در غیر این صورت برابر با صفر خواهد بود.

  • متغیر تعدیلگر

=MP عبارت است از سیاست پولی انقباضی.

به پیروی از یانگ (2016)، چنانچه تغییر در تولید ناخالص داخلی نسبت به دوره قبل بیشتر از صفر باشد برابر با یک و در غیر این صورت برابر با صفر خواهد بود.

  • متغیرهای کنترلی

=SIZE عبارت است از اندازه شرکت

به پیروی از یانگ (2016)، برابر است با حاصل لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی‌های شرکت در پایان سال مالی.

=CFO عبارت است از جریان نقد عملیاتی.

به پیروی از یانگ (2016)، برابر است با جریان نقد عملیاتی شرکت تقسیم بر ارزش دفتری کل دارایی‌های شرکت در پایان سال مالی.

=LIQ عبارت است از نسبت جاری شرکت.

به پیروی از یانگ (2016)، برابر است با جمع دارایی‌های جاری شرکت تقسیم بر جمع بدهی‌های جاری شرکت.

=EBIT عبارت است از سودآوری شرکت.

به پیروی از یانگ (2016)، برابر است با سود قبل از بهره و مالیات شرکت تقسیم بر جمع ارزش دفتری دارایی‌های شرکت در پایان سال.

=GR عبارت است از رشد درآمد شرکت.

به پیروی از یانگ (2016)، برابر است با تغییرات درآمد دوره جاری نسبت به دوره قبل تقسیم بر جمع درآمد شرکت در دوره قبل.

=LEV عبارت است از نسبت بدهی.

به پیروی از یانگ (2016)، برابر است با جمع بدهی‌های شرکت تقسیم بر جمع دارایی‌های شرکت در پایان سال.

 

4- یافته‌های تحقیق

4-1- آمار توصیفی و ماتریس همبستگی پیرسون

در این قسمت به ارائه آماره‌های توصیفی شامل: میانگین، میانه، بیشترین مقدار، کمترین مقدار، انحراف استاندارد، ضریب چولگی، ضریب کشیدگی و تعداد مشاهدات در ارتباط با متغیرهای تحقیق پرداخته شده است. با توجه به جدول 2 همانطور که ملاحظه می‌شود: ضریب چولگی برخی از متغیرها نظیر EBIT منفی است که این موضوع نشان می‌دهد توزیع داده‌های این متغیرها دارای چولگی به چپ می‌باشند.

ضریب چولگی برخی دیگر از متغیرها نظیر TC مثبت است که این موضوع نشان می‌دهد توزیع داده‌های این متغیرها دارای چولگی به راست هستند. آماره بیشترین مقدار در ارتباط با متغیر LEV برابر با 66/2 است که این مقدار متعلق به شرکت پتروشیمی فارابی در سال 1395 می‌باشد و نشان می‌دهد که ارزش دفتری بدهی‌های شرکت فارابی تقریباً 3 برابر ارزش دفتری دارایی‌های آن می‌باشد و شرکت فوق در سال 1395 ورشکسته است. آماره میانگین در ارتباط با متغیر مصنوعی AQ نشان می‌دهد که 23/0 از شرکت‌های نمونه در دوره زمانی تحقیق توسط سازمان حسابرس (حسابرس با کیفیت) مورد رسیدگی قرار گرفته‌اند. آماره میانگین در ارتباط با متغیر مصنوعی AUDO نشان می‌دهد که 45 درصد از شرکت‌های نمونه در دوره زمانی تحقیق از حسابرس مستقل خود نظر مقبول دریافت نموده‌اند.

یکی از پیش‌فرض‌های مدل رگرسیون خطی عدم وجود همبستگی شدید میان جملات توضیحی (متغیرهای مستقل و کنترلی) آن به‌صورت جفتی می‌باشد (افلاطونی،1392). با توجه به جدول 3 همانطور که ملاحظه می‌گردد ضریب همبستگی جفتی میان متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) تحقیق که در یک مدل به‌طور همزمان تصریح شده‌اند، کمتر از 60 درصد می‌باشد. بنابراین مشکل همبستگی شدید میان جملات توضیحی تحقیق وجود ندارد و پیش‌فرض عدم وجود همبستگی شدید میان جملات توضیحی مدل‌های تحقیق تأیید می‌شود و می‌توان در مدل‌های رگرسیون تحقیق از این متغیرها به‌طور همزمان به‌عنوان متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) استفاده نمود.

 

جدول 2: آمار توصیفی برای متغیرهای تحقیق

متغیر

نماد

میانگین

میانه

بیشترین مقدار

کمترین مقدار

انحراف استاندارد

ضریب چولگی

ضریب کشیدگی

تعداد مشاهدات

اعتبار تجاری شرکت

TC

0/15

0/11

3/14

0/00

0/16

6/15

101/65

1376

کیفیت حسابرس در دوره قبل

AQ

0/23

0/00

1/00

0/00

0/42

1/26

2/58

1376

کیفیت حسابرسی شرکت در دوره قبل

AUQ

0/09

0/07

1/68

0/00

0/10

5/24

63/62

1376

اظهارنظر حسابرس در دوره قبل

AUDO

0/45

0/00

1/00

0/00

0/50

0/19

1/04

1376

سیاست پولی انقباضی

MP

0/13

0/00

1/00

0/00

0/33

2/27

6/14

1376

اندازه شرکت

SIZE

13/83

13/68

19/15

10/03

1/44

0/82

4/45

1376

جریان نقد عملیاتی

CFO

0/12

0/10

1/82

-0/46

0/14

1/77

20/33

1376

نسبت جاری

LIQ

1/42

1/22

13/15

0/10

1/01

5/19

45/35

1376

نرخ بازده دارایی

EBIT

0/10

0/09

0/63

-1/16

0/14

-0/50

11/13

1376

رشد فروش

GR

0/18

0/14

4/65

-1/00

0/40

2/68

20/92

1376

نسبت بدهی

LEV

0/62

0/62

2/66

0/09

0/23

1/43

12/35

1376

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 3: ماتریس همبستگی میان متغیرهای تحقیق

متغیر

TC

AQ

AUQ

AUDO

MP

SIZE

CFO

LIQ

EBIT

GR

LEV

TC

1/00

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

سطح معنی‌داری

-----

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

AQ

0/04

1/00

 

 

 

 

 

 

 

 

 

سطح معنی‌داری

0/18

-----

 

 

 

 

 

 

 

 

 

AUQ

-0/02

0/01

1/00

 

 

 

 

 

 

 

 

سطح معنی‌داری

0/49

0/65

-----

 

 

 

 

 

 

 

 

AUDO

-0/01

0/01

-0/02

1/00

 

 

 

 

 

 

 

سطح معنی‌داری

0/64

0/85

0/52

-----

 

 

 

 

 

 

 

MP

0/19

0/00

0/00

0/02

1/00

 

 

 

 

 

 

سطح معنی‌داری

0/00

0/96

0/94

0/46

-----

 

 

 

 

 

 

SIZE

0/12

0/24

-0/03

0/01

0/10

1/00

 

 

 

 

 

سطح معنی‌داری

0/00

0/00

0/23

0/66

0/00

-----

 

 

 

 

 

CFO

-0/11

0/00

-0/01

0/03

-0/07

0/07

1/00

 

 

 

 

سطح معنی‌داری

0/00

0/98

0/69

0/23

0/01

0/01

-----

 

 

 

 

LIQ

-0/21

-0/14

0/10

0/03

-0/00

-0/16

0/07

1/00

 

 

 

سطح معنی‌داری

0/00

0/00

0/00

0/33

0/97

0/00

0/01

-----

 

 

 

EBIT

-0/37

-0/01

-0/06

0/05

-0/12

0/07

0/44

0/36

1/00

 

 

سطح معنی‌داری

0/00

0/63

0/02

0/09

0/00

0/01

0/00

0/00

-----

 

 

GR

-0/04

-0/03

0/03

0/02

-0/23

0/02

0/03

0/13

0/26

1/00

 

سطح معنی‌داری

0/18

0/34

0/21

0/36

0/00

0/42

0/26

0/00

0/00

-----

 

LEV

0/40

0/15

0/05

-0/04

-0/01

0/09

-0/22

-0/55

-0/55

-0/06

1/00

سطح معنی‌داری

0/00

0/00

0/07

0/18

0/63

0/00

0/00

0/00

0/00

0/02

-----

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2- برآورد مدل‌های تحقیق

4-2-1- تعیین شیوه برآورد مدل‌های تحقیق

به منظور تعیین شیوه برآورد مدل‌های تحقیق از آزمون‌های F لیمر و هاسمن استفاده شده است. با توجه به جدول 4 همانطور که ملاحظه می‌گردد. الگوی مناسب به منظور برآورد مدل‌های 1 و 2 و 3 الگوی پانل-اثرات ثابت است و الگوی مناسب به منظور برآورد مدل‌های 4 و 5 و 6 الگوی پانل-اثرات تصادفی می‌باشد.

 

جدول 4: یافته‌های حاصل از آزمون F لیمر و هاسمن

6

5

4

3

2

1

مدل/آزمون

51/3

50/3

3/50

3/55

3/48

3/53

آماره F آزمون لیمر

00/0

00/0

0/00

0/00

0/00

0/00

سطح معنی‌داری

کوچکتر

کوچکتر

کوچکتر

کوچکتر

کوچکتر

کوچکتر

مقایسه با 5 درصد

پانل (ترکیبی)

پانل (ترکیبی)

پانل (ترکیبی)

پانل (ترکیبی)

پانل (ترکیبی)

پانل (ترکیبی)

نتیجه (روش برآورد مدل)

9

8

11

21

20

22

آماره Chi-Sq آزمون هاسمن

35/0

51/0

22/0

0/00

0/00

0/00

سطح معنی‌داری

بزرگتر

بزرگتر

بزرگتر

کوچکتر

کوچکتر

کوچکتر

مقایسه با 5 درصد

اثرات تصادفی

اثرات تصادفی

اثرات تصادفی

اثرات ثابت

اثرات ثابت

اثرات ثابت

نتیجه آزمون هاسمن (روش برآورد مدل)

پانل-اثرات تصادفی

پانل-اثرات تصادفی

پانل-اثرات تصادفی

پانل-اثرات ثابت

پانل-اثرات ثابت

پانل-اثرات ثابت

نتیجه نهایی (روش نهایی برآورد مدل‌های تحقیق)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2-2- برآورد مدل 1 به منظور آزمون فرضیه اول

با توجه به جدول 5 همانطور که ملاحظه می‌گردد سطح معنی‌داری آماره T برای ضریب متغیر مستقل کیفیت حسابرس (AQ) با مقدار 03/0، برابر با 00/0 می‌باشد که این مقدار کمتر از 10 درصد است (Pvalue<0.10). بنابراین می‌توان چنین استنباط نمود که متغیر مستقل کیفیت حسابرس (AQ) دارای اثر معناداری بر متغیر وابسته اعتبار تجاری در دوره جاری (TC) است؛ و به دلیل مثبت بودن ضریب آن جهت رابطه مستقیم است یعنی اعتبار تجاری شرکت‌هایی که توسط حسابرس با کیفیت مورد رسیدگی قرار گرفته‌اند (AQ=1) بیشتر از سایر شرکت‌ها (AQ=0) می‌باشد. از این رو فرضیه اول تحقیق که بیان می‌کند: "شرکت‌هایی که کیفیت حسابرس آنها بالاتر است نسبت به سایر شرکت‌ها از رتبه تجاری بیشتری برخوردار هستند" مورد تأیید قرار می‌گیرد. به عبارت دیگر در ارتباط با این فرضیه H0 را می‌توان رد نمود.

 

جدول 5: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 1 با استفاده از الگوی پانل-اثرات ثابت و روش GLS/ متغیر وابسته: اعتبار تجاری (TC)

متغیر

نماد

ضرایب متغیرها

انحراف استاندارد

آماره T

سطح معنی‌داری

مقایسه با 10 درصد

نتیجه

عرض از مبدأ

(a)

0/50

0/05

9/10

0/00

 

 

کیفیت حسابرس

AQ

0/03

0/01

3/84

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

اندازه شرکت

SIZE

0/04

0/00

11/73

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

جریان نقد عملیاتی

CFO

0/08

0/02

4/77

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت جاری

LIQ

0/00

0/00

0/48

0/63

بزرگتر

تأثیر ندارد

نرخ بازده دارایی

EBIT

-0/21

0/03

-8/08

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

رشد فروش

GR

0/00

0/00

0/78

0/44

بزرگتر

تأثیر ندارد

نسبت بدهی

LEV

0/12

0/02

6/07

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

آماره دوربین واتسون

DW-stat

53/1

پیش‌فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود زیرا آماره دوربین واتسون بین 1.5 تا 2.5 قرار دارد.

ضریب تعیین مدل

R2

72/0

72 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) که معنادار هستند بیان می­شود.

آماره فیشر

F-stat

18

در این سطح معنی‌داری مدل پذیرفته می‌شود

سطح معنی‌داری مدل

p-Value

00/0

پیش‌فرض معنی‌دار بودن مدل تأیید می‌شود. یعنی مدل خطی است زیرا سطح معنی‌داری آماره فیشر کمتر از 5 درصد می‌باشد.

آماره F وایت

F-stat

24/1

در این سطح پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده‌ها تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره وایت کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره F بروش گادفری

F-stat

72

در این سطح پیش‌فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی میان باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش عدم وجود خودهمبستگی سریالی تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره بروش گادفری کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره جارکو-برا

JB-stat

9488

در این سطح پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌های مدل 1 رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌ها در ارتباط با مدل 1 تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره جارکو-برا کمتر از 5 درصد است. با این وجود به دلیل زیاد بودن تعداد مشاهدات نرمال نبودن باقیمانده اعتبار یافته‌های مدل 1 را مورد چالش قرار نمی‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2-3- برآورد مدل 2 به منظور آزمون فرضیه دوم

با توجه به جدول 6 همانطور که ملاحظه می‌شود سطح معنی‌داری آماره T برای ضریب متغیر مستقل کیفیت حسابرسی (AUQ) با مقدار 05/0-، برابر با 03/0 می‌باشد که این مقدار کمتر از 10 درصد است (Pvalue<0.10). به منظور اندازه‌گیری کیفیت حسابرسی از معیار اقلام تعهدی اختیاری استفاده شده است که به‌صورت معکوس کیفیت حسابرسی را مورد تبیین قرار می‌دهد؛ یعنی هرچه میزان اقلام تعهدی اختیاری بالاتر باشد در مقابل کیفیت حسابرسی کمتر خواهد بود. با توجه به یافته‌های حاصل از برآورد مدل 2 مبنی بر وجود ارتباط معکوس میان اقلام تعهدی اختیاری و اعتبار تجاری شرکت˛ می‌توان چنین استنباط نمود که بین کیفیت حسابرسی و اعتبار تجاری ارتباطی مستقیم وجود دارد؛ یعنی هرچه اقلام تعهدی اختیاری کمتر باشد˛ اعتبار تجاری شرکت در بازار بیشتر خواهد بود. از این رو فرضیه دوم تحقیق که بیان می‌کند: " شرکت‌هایی که کیفیت حسابرسی آنها بالاتر است نسبت به سایر شرکت‌ها از رتبه تجاری بیشتری برخوردار هستند " مورد تأیید قرار می‌گیرد. به عبارت دیگر در ارتباط با این فرضیه H0 را می‌توان رد نمود.

 

جدول 6: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 2 با استفاده از الگوی پانل-اثرات ثابت و روش GLS/ متغیر وابسته: اعتبار تجاری (TC)

متغیر

نماد

ضرایب متغیرها

انحراف استاندارد

آماره T

سطح معنی‌داری

مقایسه با 10 درصد

نتیجه

عرض از مبدأ

(a)

-0/47

0/05

-8/87

0/00

 

 

کیفیت حسابرس

AQ

-0/05

0/02

-2/23

0/03

کوچکتر

تأثیر دارد

اندازه شرکت

SIZE

0/04

0/00

11/66

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

جریان نقد عملیاتی

CFO

0/08

0/02

4/90

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت جاری

LIQ

0/00

0/00

0/51

0/61

بزرگتر

تأثیر ندارد

نرخ بازده دارایی

EBIT

-0/23

0/02

-9/21

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

رشد فروش

GR

0/01

0/00

1/62

0/11

بزرگتر

تأثیر ندارد

نسبت بدهی

LEV

0/11

0/02

5/62

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

آماره دوربین واتسون

DW-stat

52/1

پیش‌فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود زیرا آماره دوربین واتسون بین 1.5 تا 2.5 قرار دارد.

ضریب تعیین مدل

R2

73/0

73 درصد از تغیرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) که معنادار هستند بیان می‌شود.

آماره فیشر

F-stat

18

در این سطح معنی‌داری مدل پذیرفته می‌شود

سطح معنی‌داری مدل

p-Value

00/0

پیش‌فرض معنی‌دار بودن مدل تأیید می‌شود. یعنی مدل خطی است زیرا سطح معنی‌داری آماره فیشر کمتر از 5 درصد می‌باشد.

آماره F وایت

F-stat

82/0

در این سطح پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده‌ها تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره وایت کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره F بروش گادفری

F-stat

72

در این سطح پیش‌فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی میان باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش عدم وجود خودهمبستگی سریالی تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره بروش گادفری کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره جارکو-برا

JB-stat

9587

در این سطح پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌های مدل 1 رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌ها در ارتباط با مدل 1 تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره جارکو-برا کمتر از 5 درصد است. با این وجود به دلیل زیاد بودن تعداد مشاهدات نرمال نبودن باقیمانده اعتبار یافته‌های مدل 1 را مورد چالش قرار نمی‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2-4- برآورد مدل 3 به منظور آزمون فرضیه سوم

با توجه به جدول 7 همانطور که ملاحظه می‌شود سطح معنی‌داری آماره T برای ضریب متغیر مستقل اظهارنظر حسابرس (AUDO) با مقدار 01/0، برابر با 40/0 می‌باشد که این مقدار بیشتر از 10 درصد است (Pvalue>10/0)؛ بنابراین می‌توان چنین استنباط نمود که بین دریافت اظهارنظر مقبول حسابرسی و اعتبار تجاری ارتباط معناداری وجود ندارد. از این رو فرضیه سوم تحقیق که بیان می‌کند: " شرکت‌هایی که اظهارنظر مقبول از حسابرس خود دریافت می‌کنند نسبت به سایر شرکت‌ها از رتبه تجاری بیشتری برخوردار هستند" مورد تأیید قرار نمی‌گیرد. به عبارت دیگر در ارتباط با این فرضیه H0 را نمی‌توان رد نمود.

جدول 7: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 3 با استفاده از الگوی پانل-اثرات ثابت و روش GLS/ متغیر وابسته: اعتبار تجاری (TC)

متغیر

نماد

ضرایب متغیرها

انحراف استاندارد

آماره T

سطح معنی‌داری

مقایسه با 10 درصد

نتیجه

عرض از مبدأ

(a)

-0/62

0/10

-5/94

0/00

 

 

کیفیت حسابرس

AQ

0/01

0/01

0/84

0/40

بزرگتر

تأثیر ندارد

اندازه شرکت

SIZE

0/05

0/01

6/69

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

جریان نقد عملیاتی

CFO

0/09

0/03

3/41

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت جاری

LIQ

0/00

0/00

0/91

0/36

بزرگتر

تأثیر ندارد

نرخ بازده دارایی

EBIT

-0/27

0/06

-4/61

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

رشد فروش

GR

0/01

0/01

1/12

0/26

بزرگتر

تأثیر ندارد

نسبت بدهی

LEV

0/18

0/04

4/48

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

آماره دوربین واتسون

DW-stat

2

پیش‌فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود زیرا آماره دوربین واتسون بین 1.5 تا 2.5 قرار دارد.

ضریب تعیین مدل

R2

46/0

46 درصد از تغیرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی (مستقل وکنترلی) که معنادار هستند بیان می‌شود.

آماره فیشر

F-stat

5

در این سطح معنی‌داری مدل پذیرفته می‌شود

سطح معنی‌داری مدل

p-Value

00/0

پیش‌فرض معنی‌دار بودن مدل تأیید می‌شود. یعنی مدل خطی است زیرا سطح معنی‌داری آماره فیشر کمتر از 5 درصد می‌باشد.

آماره F وایت

F-stat

82/0

در این سطح پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده‌ها تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره وایت کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره F بروش گادفری

F-stat

72

در این سطح پیش‌فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی میان باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش عدم وجود خودهمبستگی سریالی تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره بروش گادفری کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره جارکو-برا

JB-stat

9598

در این سطح پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌های مدل 1 رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌ها در ارتباط با مدل 1 تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره جارکو-برا کمتر از 5 درصد است. با این وجود به دلیل زیاد بودن تعداد مشاهدات نرمال نبودن باقیمانده اعتبار یافته‌های مدل 1 را مورد چالش قرار نمی‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2-5- برآورد مدل 4 به منظور آزمون فرضیه چهارم

با توجه به جدول 8 همانطور که ملاحظه می‌شود سطح معنی‌داری آماره T برای ضریب متغیر مستقل اثرات مشترک کیفیت حسابرس و سیاست پولی دولت (AQ*MP) با مقدار 03/0-، برابر با 00/0 می‌باشد که این مقدار کمتر از 10 درصد است (Pvalue<0.10)؛ بنابراین می‌توان چنین استنباط نمود سیاست پولی انقباضی دولت بر ارتباط میان کیفیت حسابرس و اعتبار تجاری شرکت تأثیر دارد؛ و به دلیل منفی بودن ضریب متغیر اثرات مشترک، جهت رابطه معکوس است؛ یعنی سیاست پولی انقباضی دولت ارتباط مستقیم میان کیفیت حسابرس و اعتبار تجاری شرکت را کاهش می‌دهد؛ یعنی سیاست پولی انقباضی موجب کاهش نقدینگی و روی آوردن شرکت‌ها به خرید اعتباری می‌شود و در چنین شرایطی اعتبار تجاری شرکت‌ها بیشتر تحت تأثیر شرایط اقتصادی خواهد بود و کمتر تحت تأثیر کیفیت حسابرس شرکت قرار خواهد گرفت. از این رو فرضیه چهارم تحقیق که بیان می‌کند: " در دوره‌ای که سیاست پولی دولت از نوع انقباضی است کیفیت بالای حسابرس کمتر موجب افزایش رتبه تجاری شرکت می‌شود " مورد تأیید قرار می‌گیرد. به عبارت دیگر در ارتباط با این فرضیه H0 را می‌توان رد نمود.

 

جدول 8: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 4 با استفاده از الگوی پانل-اثرات تصادفی و روش GLS/ متغیر وابسته: اعتبار تجاری (TC)

متغیر

نماد

ضرایب متغیرها

انحراف استاندارد

آماره T

سطح معنی‌داری

مقایسه با 10 درصد

نتیجه

عرض از مبدأ

(a)

0/17

0/10

1/70

0/09

 

 

کیفیت حسابرس

AQ

0/02

0/01

1/66

0/09

کوچکتر

تأثیر دارد

سیاست پولی انقباضی

MP

0/09

0/02

5/46

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

اثرات مشترک سیاست پولی انقباضی و کیفیت حسابرس

AQ*MP

-0/03

0/00

-5/82

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

اندازه شرکت

SIZE

0/01

0/01

2/19

0/03

کوچکتر

تأثیر دارد

جریان نقد عملیاتی

CFO

0/08

0/04

2/02

0/04

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت جاری

LIQ

0/00

0/00

1/00

0/32

بزرگتر

تأثیر ندارد

نرخ بازده دارایی

EBIT

-0/24

0/10

-2/37

0/02

کوچکتر

تأثیر دارد

رشد فروش

GR

0/02

0/01

3/08

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت بدهی

LEV

0/19

0/05

4/09

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

آماره دوربین واتسون

DW-stat

7/1

پیش‌فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود زیرا آماره دوربین واتسون بین 1.5 تا 2.5 قرار دارد.

ضریب تعیین مدل

R2

18/0

18 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) که معنادار هستند بیان می‌شود.

آماره فیشر

F-stat

5

در این سطح معنی‌داری مدل پذیرفته می‌شود

سطح معنی‌داری مدل

p-Value

00/0

پیش‌فرض معنی‌دار بودن مدل تأیید می‌شود. یعنی مدل خطی است زیرا سطح معنی‌داری آماره فیشر کمتر از 5 درصد می‌باشد.

آماره F وایت

F-stat

82/0

در این سطح پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده‌ها تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره وایت کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره F بروش گادفری

F-stat

75

در این سطح پیش‌فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی میان باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش عدم وجود خودهمبستگی سریالی تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره بروش گادفری کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره جارکو-برا

JB-stat

1133

در این سطح پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌های مدل 1 رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌ها در ارتباط با مدل 1 تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره جارکو-برا کمتر از 5 درصد است. با این وجود به دلیل زیاد بودن تعداد مشاهدات نرمال نبودن باقیمانده اعتبار یافته‌های مدل 1 را مورد چالش قرار نمی‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

4-2-6- برآورد مدل 5 به منظور آزمون فرضیه پنجم

با توجه به جدول 9 همانطور که ملاحظه می‌شود سطح معنی‌داری آماره T برای ضریب متغیر مستقل اثرات مشترک کیفیت حسابرسی و سیاست پولی دولت (AUQ*MP) با مقدار 17/0-، برابر با 00/0 می‌باشد که این مقدار کمتر از 10 درصد است (Pvalue<0.10)؛ بنابراین می‌توان چنین استنباط نمود سیاست پولی انقباضی دولت بر ارتباط میان کیفیت حسابرسی و اعتبار تجاری شرکت تأثیر دارد؛ و به دلیل منفی بودن ضریب متغیر اثرات مشترک، جهت رابطه معکوس است؛ یعنی سیاست پولی انقباضی دولت ارتباط مستقیم میان کیفیت حسابرسی و اعتبار تجاری شرکت را کاهش می‌دهد (یعنی ارتباط معکوس میان اقلام تعهدی اختیاری و اعتبار تجاری را کاهش می‌دهد)؛ یعنی سیاست پولی انقباضی موجب کاهش نقدینگی و روی آوردن شرکت‌ها به خرید اعتباری می‌شود و در چنین شرایطی اعتبار تجاری شرکت‌ها بیشتر تحت تأثیر شرایط اقتصادی خواهد بود و کمتر تحت تأثیر کیفیت حسابرسی شرکت قرار خواهد گرفت. از این رو فرضیه پنجم تحقیق که بیان می‌کند: " در دوره‌ای که سیاست پولی دولت از نوع انقباضی است کیفیت بالای حسابرسی کمتر موجب افزایش رتبه تجاری شرکت می‌شود " مورد تأیید قرار می‌گیرد. به عبارت دیگر در ارتباط با این فرضیه H0 را می‌توان رد نمود.

 

جدول 9: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 5 با استفاده از الگوی پانل-اثرات تصادفی و روش GLS/ متغیر وابسته: اعتبار تجاری (TC)

متغیر

نماد

ضرایب متغیرها

انحراف استاندارد

آماره T

سطح معنی‌داری

مقایسه با 10 درصد

نتیجه

عرض از مبدأ

(a)

-0/15

0/10

-1/48

0/14

 

 

کیفیت حسابرسی

AUQ

-0/05

0/03

-1/79

0/07

کوچکتر

تأثیر دارد

سیاست پولی انقباضی

MP

0/10

0/02

6/00

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

اثرات مشترک سیاست پولی انقباضی و کیفیت حسابرسی

AUQ*MP

-0/17

0/02

-6/73

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

اندازه شرکت

SIZE

0/01

0/01

2/08

0/04

کوچکتر

تأثیر دارد

جریان نقد عملیاتی

CFO

0/08

0/04

2/00

0/05

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت جاری

LIQ

0/00

0/00

1/41

0/16

بزرگتر

تأثیر ندارد

نرخ بازده دارایی

EBIT

-0/26

0/11

-2/42

0/02

کوچکتر

تأثیر دارد

رشد فروش

GR

0/03

0/01

3/36

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت بدهی

LEV

0/19

0/05

4/18

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

آماره دوربین واتسون

DW-stat

7/1

پیش‌فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود زیرا آماره دوربین واتسون بین 1.5 تا 2.5 قرار دارد.

ضریب تعیین مدل

R2

18/0

18 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) که معنادار هستند بیان می‌شود.

آماره فیشر

F-stat

34

در این سطح معنی‌داری مدل پذیرفته می‌شود

سطح معنی‌داری مدل

p-Value

00/0

پیش‌فرض معنی‌دار بودن مدل تأیید می‌شود. یعنی مدل خطی است زیرا سطح معنی‌داری آماره فیشر کمتر از 5 درصد می‌باشد.

آماره F وایت

F-stat

59/0

در این سطح پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده‌ها تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره وایت کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره F بروش گادفری

F-stat

74

در این سطح پیش‌فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی میان باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش عدم وجود خودهمبستگی سریالی تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره بروش گادفری کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره جارکو-برا

JB-stat

1143

در این سطح پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌های مدل 1 رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌ها در ارتباط با مدل 1 تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره جارکو-برا کمتر از 5 درصد است. با این وجود به دلیل زیاد بودن تعداد مشاهدات نرمال نبودن باقیمانده اعتبار یافته‌های مدل 1 را مورد چالش قرار نمی‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

4-2-7- برآورد مدل 6 به منظور آزمون فرضیه پنجم

با توجه به جدول 10 همانطور که ملاحظه می‌شود سطح معنی‌داری آماره T برای ضریب متغیر مستقل اثرات مشترک سیاست پولی انقباضی و اظهارنظر مقبول حسابرسی (AUDO*MP) با مقدار 01/0-، برابر با 19/0 می‌باشد که این مقدار بیشتر از 10 درصد است (Pvalue>0.10)؛ بنابراین می‌توان چنین استنباط نمود سیاست پولی انقباضی دولت بر ارتباط میان صدور اظهارنظر مقبول حسابرسی و اعتبار تجاری شرکت تأثیر ندارد. از این رو فرضیه ششم تحقیق که بیان می‌کند: " در دوره‌ای که سیاست پولی دولت از نوع انقباضی است اظهارنظر مقبول حسابرس کمتر موجب افزایش رتبه تجاری شرکت می‌شود " مورد تأیید قرار نمی‌گیرد. به عبارت دیگر در ارتباط با این فرضیه H0 را نمی‌توان رد نمود.

 

جدول 10: یافته‌های حاصل از برآورد مدل 6 با استفاده از الگوی پانل-اثرات تصادفی و روش GLS/ متغیر وابسته: اعتبار تجاری (TC)

متغیر

نماد

ضرایب متغیرها

انحراف استاندارد

آماره T

سطح معنی‌داری

مقایسه با 10 درصد

نتیجه

عرض از مبدأ

(a)

-0/15

0/10

-1/54

0/12

 

 

اظهارنظر مقبول حسابرس

AUDO

0/00

0/00

0/89

0/37

بزرگتر

تأثیر ندارد

سیاست پولی انقباضی

MP

0/09

0/01

5/90

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

اثرات مشترک سیاست پولی انقباضی و اظهارنظر مقبول حسابرس

AUDO*MP

-0/01

0/01

-1/30

0/19

بزرگتر

تأثیر ندارد

اندازه شرکت

SIZE

0/01

0/01

2/06

0/04

کوچکتر

تأثیر دارد

جریان نقد عملیاتی

CFO

0/08

0/04

2/02

0/04

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت جاری

LIQ

0/00

0/00

1/06

0/29

بزرگتر

تأثیر ندارد

نرخ بازده دارایی

EBIT

-0/25

0/11

-2/38

0/02

کوچکتر

تأثیر دارد

رشد فروش

GR

0/03

0/01

3/35

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

نسبت بدهی

LEV

0/19

0/05

4/06

0/00

کوچکتر

تأثیر دارد

آماره دوربین واتسون

DW-stat

7/1

پیش‌فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود زیرا آماره دوربین واتسون بین 1.5 تا 2.5 قرار دارد.

ضریب تعیین مدل

R2

18/0

18 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی (مستقل و کنترلی) که معنادار هستند بیان می‌شود.

آماره فیشر

F-stat

34

در این سطح معنی‌داری مدل پذیرفته می‌شود

سطح معنی‌داری مدل

p-Value

00/0

پیش‌فرض معنی‌دار بودن مدل تأیید می‌شود. یعنی مدل خطی است زیرا سطح معنی‌داری آماره فیشر کمتر از 5 درصد می‌باشد.

آماره F وایت

F-stat

63/0

در این سطح پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض همسان بودن واریانس باقیمانده‌ها تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره وایت کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره F بروش گادفری

F-stat

74

در این سطح پیش‌فرض عدم وجود خودهمبستگی سریالی میان باقیمانده رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش عدم وجود خودهمبستگی سریالی تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره بروش گادفری کمتر از 5 درصد است. به همین دلیل مدل 1 به شیوه حداقل مربعات تعمیم یافته (EGLS) برآورد شده است.

آماره جارکو-برا

JB-stat

1143

در این سطح پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌های مدل 1 رد می‌شود.

سطح معنی‌داری

p-Value

00/0

پیش‌فرض نرمال بودن باقیمانده‌ها در ارتباط با مدل 1 تأیید نمی‌شود؛ زیرا سطح معنی‌داری آماره جارکو-برا کمتر از 5 درصد است. با این وجود به دلیل زیاد بودن تعداد مشاهدات نرمال نبودن باقیمانده اعتبار یافته‌های مدل 1 را مورد چالش قرار نمی‌دهد.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

5- بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به یافته‌های حاصل از تحلیل‌های تجربی انجام شده مبنی بر وجود ارتباط مثبت و معنادار میان متغیرهای مستقل کیفیت حسابرس (AQ) و کیفیت حسابرسی (AUQ) با متغیر وابسته اعتبار تجاری شرکت (TC)˛ می‌توان چنین نتیجه‌گیری نمود که حسابرسی صورت‌های مالی بر اعتبار تجاری و شهرت شرکت‌های صاحبکار در بازار تأثیر دارد به‌گونه‌ای کیفیت بالاتر حسابرس و کیفیت بالاتر عملیات حسابرسی صورت‌های مالی موجب بهبود اعتبار تجاری شرکت‌ها نزد فروشندگان مواد اولیه و مشتریان می‌گردد. این شواهد نشان می‌دهد که اولاً شرکت‌هایی که توسط حسابرسان برتر مورد رسیدگی قرار می‌گیرند، اطلاعات حسابداری با کیفیت‌تری را به استفاده‌کنندگان از صورت‌های مالی عرضه می‌کنند و این استنباط در استفاده‌کنندگان از اطلاعات حسابداری (افراد درگیر در قراردادهای تجاری با شرکت) ایجاد می‌شود که کیفیت اطلاعات حسابداری بنگاه اقتصادی بالا می‌باشد. همچنین بالا بودن کیفیت حسابرس شرکت یک دیدگاه مثبت را به افراد درگیر در تئوری قرارداد القاء می‌کند و موجب می‌شود که اعتبار تجاری شرکت نزد سایرین ارتقاء یابد. ثانیاً بالا بودن کیفیت حسابرسی نشانه‌ای از میزان قابلیت اعتماد و مربوط بودن اطلاعات حسابداری صاحبکار می‌باشد. بالا بودن کیفیت حسابرسی این دیدگاه را به افراد درگیر در تئوری قرارداد القاء می‌کند که شفافیت اطلاعاتی صاحبکار بالا است. در چنین شرایطی اعتبار تجاری شرکت‌های صاحبکار نزد همکاران حرفه‌ای و افرا درگیر در تئوری قرارداد ارتقاء می‌یابد.

یافته‌ها و نتایج به دست آمده در تحقیق حاضر˛ وجود فرضیه ارزش‌افزوده اطلاعاتی که توسط موتزو شرف (1999) و حساس یگانه (1392) و یانگ و همکاران (2017) را در محیط پژوهشی ایران تقویت می‌کند. فرضیه فوق بیان می‌کند که حسابرسی صورت‌های مالی از طریق ارتقای کیفیت اطلاعات حسابداری موجب بهبود ارزش شرکت و اعتبار تجاری شرکت‌ها می‌گردد. به‌طور کلی این فرضیه معتقد است که حسابرسی صورت‌های مالی موجب افزایش کیفیت و سودمندی (ارزش) اطلاعات حسابداری می‌شود. یافته و نتایج تحقیق حاضر را همچنین می‌توان با مبانی نظری مندرج در تئوری قرارداد منطبق دانست. بر اساس تئوری قرارداد، هر واحد تجاری قراردادهای مختلفی میان اشخاص مختلف تنظیم نموده و با آنها در ارتباط است. با توجه به اندازه و بزرگی واحد تجاری تعداد افراد درگیر در این قراردادها، ممکن است کم یا زیاد باشند. آنچه که در همه قراردادها برای همه افراد مشترک می‌باشد، آن است که هر شخص برای تأمین منابع، تعهدی نسبت به واحد تجاری دارد و در مقابل نیز، حق و حقوقی از منافع آن واحد خواهد داشت. واحد تجاری را می‌توان مجموعه‌ای از قراردادها میان سهامداران، مدیران، کارکنان، فروشندگان، مشتریان، دولت و اعتباردهندگان فرض نمود. نظریه قرار داد در ارتباط با نقش دانش حسابداری بیان می‌کند که این دانش از طریق ایجاد شفافیت موجب بهبود فرایند اجرای قراردادهای تجاری می‌شود. با توجه به یافته‌های تحقیق حاضر این استدلال تقویت می‌شود که علاوه بر دانش حسابداری˛ حرفه حسابرسی نیز می‌توان ارتباط میان طرفین درگیر در تئوری قرارداد را تحت تأثیر قرار دهد که البته میزان این تأثیر در شرایط اقتصادی مختلف متفاوت می‌باشد.

یافته‌ها و نتایج تحقیق حاضر با هیچ یک از تحقیقات داخلی قابل مقایسه نیست زیرا در تحقیق حاضر برای نخستین بار به آزمون تجربی تأثیر حسابرسی صورت‌های مالی بر اعتبار تجاری شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر نقش تعدیل‌کننده سیاست پولی انقباضی دولت پرداخته شده است. با این حال از میان تحقیقات خارجی انجام شده در این حوزه پژوهشی یافته‌های تحقیق حاضر را می‌توان با یافته‌های بدست آمده از تحقیق ژانک (2008)، روآ و جیانگ (2011)، زو (2011)، چنگ و لیو (2013)، دای و یانگ (2016) هم راستا دانست. با این تفاوت که یافته‌های تحقیق حاضر شواهدی را پیرامون نقش حسابرسی در بهبود رتبه تجاری و بهبود اجرای قراردادهای تجاری فراهم می‌کند؛ اما در تحقیقات قبلی صرفاً به نقش اطلاعات حسابداری در اجرای قراردادها پرداخته شده است. اگرچه تحقیق حاضر در کشور ایران انجام شده است. با این حال یافته‌های تحقیق حاضر می‌تواند در سایر کشورهای در حال توسعه که دارای بازارهای نوظهور و اقتصاد در حال تکامل هستند و محیط پژوهشی آنها نزدیک به ایران است مورد استفاده قرار گیرد. در کشور ایران نیز یافته‌های تحقیق حاضر می‌تواند توسط طیف وسیعی از استفاده‌کنندگان نظیر قانون‌گذاران و سازمان بورس اوراق بهادار (TSE) مورد استفاده قرار گیرد.

با توجه به یافته‌ها و نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول در تحقیق حاضر (مبنی بر وجود ارتباط مستقیم میان کیفیت حسابرس و اعتبار تجاری شرکت) به تمام شرکت‌های فعال در بورس و کمیته حسابرسی این شرکت‌ها پیشنهاد می‌شود تا در انتخاب حسابرس دقت نمایند و از حسابرسان رتبه الف نظیر سازمان حسابرسی دعوت به همکاری کنند؛ زیرا طبق شواهد بدست آمده در تحقیق حاضر بالا بودن کیفیت حسابرس موجب افزایش اعتبار تجاری شرکت‌ها می‌شود. با توجه به یافته‌ها و نتایج حاصل از آزمون فرضیه دوم در تحقیق حاضر (مبنی بر وجود ارتباط مستقیم میان کیفیت حسابرسی و اعتبار تجاری شرکت) به تمام حسابرسان مستقل پیشنهاد می‌شود تا وظیفه خود را در زمینه اعتبار دهی به صورت‌های مالی صاحبکاران خود به درستی انجام دهند؛ زیرا طبق شواهد بدست آمده در تحقیق حاضر بالا بودن کیفیت حسابرسی صورت‌های مالی (و به تبع آن کاهش اقلام تعهدی) موجب افزایش اعتبار تجاری شرکت‌های صاحبکار می‌شود. با توجه به یافته‌ها و نتایج حاصل از آزمون فرضیه چهارم و پنجم تحقیق حاضر (مبنی بر مؤثر بودن سیاست پولی انقباضی دولت بر ارتباط میان کیفیت حسابرس و کیفیت حسابرسی با اعتبار تجاری) به تمام شرکت‌های فعال در بورس تهران پیشنهاد می‌شود تا در راستای ارتقای اعتبار تجاری خود علاوه بر ارتقای کیفیت حسابرس و شهرت حسابرس و کیفیت حسابرسی به وضعیت اقتصادی کشور و سیاست‌های اقتصادی حاکم بر جامعه نیز توجه کنند؛ زیرا طبق شواهد بدست آمده در تحقیق حاضر تأثیر کیفیت حسابرس و کیفیت حسابرسی بر اعتبار تجاری شرکت تحت تأثیر نوع سیاست پولی دولت قرار می‌گیرد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

[1]- گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.   mohammadreza31151@gmail.com

[2]- گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. نویسنده مسئول.   gh_talebnia@yahoo.com

[3]- گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.    Vakilifard.phd@gmail.com

[4]- گروه حسابداری، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. rahnama.roodposhti@gmail.com    

 

[i] Day and Young

2.Hooy

3.Koher

4.Moutz and Sharaf

5.Roa and Jiang

6.Zoo

7.Cheng and Liu

8.Young

مراجع
  • اعتمادی، حسین، (1397)، "بررسی احتمال تجدید ارائه صورت‌های مالی بر اساس دیدگاه حسابرس"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 37.
  • افلاطونی، عباس، (1392)، "مبانی اقتصادسنجی"، تهران: انتشارات ترمه.
  • بندریان، امیرعالی، (1397)، "اثر دوره تصدی حسابرس و کیفیت حسابرسی بر رابطه میان ساختار مالکیت و مدیریت سود"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 38.
  • حساس یگانه، سید یحیی، (1390)، "فلسفه حسابرسی"، تهران: انتشارات علمی و فرهنگی.
  • حساس یگانه، سیدیحیی و امیر مقصودی، (1389)، "تأثیر آیین رفتار حرفه‌ای و تجربه بر کیفیت قضاوت حسابرسی"، مجله حسابدار رسمی، شماره 2.
  • حساس یگانه، یحیی و حسین علوی طبری، (1382)، "رابطه بین منابع صرف شده بر روی حسابرسی داخلی و مخارج حسابرسی مستقل"، فصلنامه مطالعات حسابداری، سال اول، شماره 4، صص 72 تا 96.
  • رهنمای رودپشتی، فریدون، (1392)، "مکاتب و تئوری‌های مالی و حسابداری"، تهران: انتشارات دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات.
  • رهنمای رودپشتی، فریدون و اله کرم صالحی، (1392)، "مکاتب و تئوری‌های مالی و حسابداری"، تهران: انتشارات دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات.
  • سازمان حسابرسی، (1388)، "اصول حسابرسی، جلد اول"، ترجمه ارباب سلیمانی و نفری. چاپ بیست و ششم.
  • شباهنگ، رضا، (1387)، "تئوری حسابداری"، جلد دوم، تهران: انتشارات سازمان حسابرسی.
  • شباهنگ، رضا، (1390)، "تئوری حسابداری"، جلد اول، تهران: انتشارات سازمان حسابرسی.
  • شجاع، نفیسه، (1397)، "بررسی دیدگاه حسابرسان درباره فعالیت‌های بازاریابی"، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 38.
  • طبیبی، سید جمال الدین، (1392)، "روش تحقیق در علوم انسانی"، تهران: انتشارات فردوس.
  • محمدرضایی، فخرالدین، (1394)، "کیفیت حسابرسی و رتبه‌بندی حسابرسان توسط بورس اوراق بهادار تهران"، فصلنامه حسابداری مدیریت، شماره 29.
  • محمدرضایی، فخرالدین، (1393)،"بررسی رابطه میان رتبه‌بندی حسابرسان و کیفیت حسابرسی"، مجله حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال چهارم، شماره 14.
  • مکارم، ناصر و امیر صفاریان، (1390)، "مروری جامع بر حسابرسی صورت‌های مالی"، تهران: مهربان نشر.
  • نیکومرام، هاشم و بهمن بنی مهد، (1392)، "تئوری حسابداری"، جلد اول، تهران: انتشارات دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات.
  • همتی، حسن، (1388)، "حسابداری میانه"، جلد اول، تهران: انتشارات ترمه.
  • Ahmed, A.S., Duellman, S., (2011), “Evidence on the Role of Accounting Conservatism in Monitoring Managers’ Investment Decisions”, Acc. Finance 51, PP. 609–633.
  • Bai, C.E., Liu, Q., Lu, J., Song, M., Zhang, J.X., (2005), “An Empirical Study on Chinese Listed Firms’ Corporate Governance”.Econ. Res. J. 2, PP. 81–91 (in Chinese).
  • Baks, K., Kramer, C., (1999), “Global Liquidity and Asset Prices: Measurement, Implications, and Spillovers”, IMF Working Papers. Availableat SSRN: http://ssrn.com/abstract=880823.
  • Ball, R., Shivakumar, L., (2005), “Earnings Quality in UK Private firms: Comparative Loss Recognition Timeliness”, J. Acc. Econ. 39, PP. 83–128.Basu, S., 1997.The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings. J. Acc. Econ. 24, 3–37.
  • Beaudry, P., Caglayan, M., Schiantarelli, F., (2001), “Monetary Instability, the Predictability of Prices, and the Allocation of Investment: anEmpirical Investigation Using UK panel data”, Am. Econ. Rev. 91, PP. 648–662.
  • Beaver, W.H., Ryan, S.G., (2000), “Biases and Lags in book Value and their Effects on the Ability of the Book-to-Market Ratio to Predict Bookreturn on Equity”, J Accounting Res 38 (1), PP. 127–148.
  • Biais, B., Gollier, C., (1997), “Trade Credit and Credit Rationing”, Rev. Financial Stud. 10 (4), PP. 903–937.
  • Cheng, L.B., Liu, F., (2013), “Bank Supervision and Discrimination: From the Perspective of Accounting Conservatism”, Acc. Res. 1, PP. 28–34 (inChinese).
  • Fisman, R., Raturi, M., (2004), “Does Competition Encourage Credit Provision? Evidence from African Trade Credit Relationships”, Rev. Econ.Stat. 86, PP. 345–352.
  • Garcia Lara, C. M., Grisia Asma, B., Penalva, F., (2011), “Conditional Conservatism and Cost of Capital”, Rev. Acc. Stud 16 (2), PP. 247-271.
  • Gertler, M., Gilchrist, S., (1994), “Monetary Policy, Business Cycles, and the Behavior of Small Manufacturing Firms”, Quart. J. Econ. 109, PP. 309–340.,
  • Givoly, D., Hayn, C., (2000), “The Changing Time-Series Properties of Earnings, Cash Flows and Accruals: has Financial Reporting Become moreConservative?”, J. Acc. Econ. 29 (3), PP. 287–320.
  • Guay, W.R., Verrecchia, R.E., (2007), “Conservative Disclosure”, Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=995562.
  • Hong, J.Q., Fang, J.X., (2005), “Related Party Sales and the Informativeness of Accounting Earnings”, China Acc. Rev. 1, PP. 87–98 (in Chinese).
  • Hui, K.W., Klasa, S., Yeung, P.E., (2012), “Corporate Suppliers and Customers and Accounting Conservatism”, J. Acc. Econ. 53, PP. 115–135.
  • Jiang, G.H., Zhang, R., (2007), “Conservatism or Fair Value: an Analysis based on Stock Price Reactions”, Acc. Res. 6, PP. 20–25 (in Chinese).
  • Jiang, W., Li, B., (2006), “Institutional Environment, State-Owned Property and Bank-Lending Discrimination”, J. Financial Res. 11, PP. 116–126 (in Chinese).
  • Kashyap, A.K., Stein, J.C., Wilcox, D.W., (1993), “Monetary Policy and Credit Conditions: Evidence from the Composition of ExternalFinance”, Am. Econ. Rev. 86 (1), PP. 310–314.
  • Khan, M.,Watts, R., (2009), “Estimation and Empirical Properties of a Firm-year Measure of Accounting Conservatism”, J. Acc. Econ. 48, PP. 132–150.
  • Kohler, M., Britton, E., Yates, A., (2000), “Trade Credit and the Monetary Transmission Mechanism”, The Bank of England Working PaperNo. 115. Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=234693.
  • Li, Z.J., Wang, S.P., (2011), “Monetary Policy, Information Disclosure Quality and Corporate Debt Financing”, Acc. Res. 10, PP. 56–62 (in Chinese).
  • Liu, F.W., Li, L., Xue, Y.K., (2009), “Trust, Transaction Cost and Mode of Trade Credit”, Econ.Res. J. 8, PP. 130–133 (in Chinese).
  • Lu, Z.F., Yang, D.M., (2011), “Commercial Credit: Alternative Financing or Buyers’ Markets?”, Manage. World 4, PP. 6–14 (in Chinese).
  • Lu, Z.F., Zhu, J.G., Fan, Z., (2009), “Monetary Contraction, Bank Discrimination and Investor Losses in the Non-State Listed Companies”, J. Financial Res. 8, PP. 124–136 (in Chinese).
  • Macro Group, CCER, PKU, (2008), “The Measurement of Liquidity and the Relationship between Monetary Liquidity and Asset Price”, J. Financial Res. 9, PP. 44–55 (in Chinese).
  • Mojon, B., Smets, F., Vermeulen, P., (2002), “Investment and Monetary Policy in the Euro Area”, J. Bank. Finance 26 (11), PP. 2111–2129.
  • Petersen, M.A., Rajan, R.G., (1997), “Trade Credit: Theory and Evidence”, Rev. Financial Stud. 10, PP. 661–691.
  • Rajan, R.G., Zingales, L., (1995), “What Do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International data”, J. Finance 50, PP. 1421–1460.
 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 294
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 283


سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب