اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,706
تعداد مقالات13,973
تعداد مشاهده مقاله33,636,793
تعداد دریافت فایل اصل مقاله13,345,239
کردستانی, غلامرضا, رضازاده, جواد, کاظمی علوم, مهدی, عبدی, مصطفی. (1397). بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی. , 10(2), 65-84. doi: 10.22108/far.2018.110488.1251
غلامرضا کردستانی; جواد رضازاده; مهدی کاظمی علوم; مصطفی عبدی. "بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی". , 10, 2, 1397, 65-84. doi: 10.22108/far.2018.110488.1251
کردستانی, غلامرضا, رضازاده, جواد, کاظمی علوم, مهدی, عبدی, مصطفی. (1397). 'بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی', , 10(2), pp. 65-84. doi: 10.22108/far.2018.110488.1251
کردستانی, غلامرضا, رضازاده, جواد, کاظمی علوم, مهدی, عبدی, مصطفی. بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی. , 1397; 10(2): 65-84. doi: 10.22108/far.2018.110488.1251

بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی

نشریه پژوهش های حسابداری مالی
مقاله 5، دوره 10، شماره 2 - شماره پیاپی 36، شهریور 1397، صفحه 65-84    اصل مقاله (1.43 M)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/far.2018.110488.1251
نویسندگان
غلامرضا کردستانی* 1؛ جواد رضازاده2؛ مهدی کاظمی علوم3؛ مصطفی عبدی3
1دانشیار گروه حسابداری، دانشکدۀ علوم اجتماعی، دانشگاه بین‌المللی امام خمینی (ره)، قزوین، ایران.
2دانشیار، حسابداری، دانشگاه تربیت‌مدرس، تهران، ایران
3دانشجوی دکتری، گروه حسابداری، واحد قزوین، دانشگاه آزاد اسلامی، قزوین، ایران.
چکیده

وجود تمرکز در بازار حسابرسی، قدرت و اختیار عمل مدیریت صاحبکار را در انتخاب موسسههای حسابرسی کاهش داده و در مقابل، قدرت بازار حسابرسان را افزایش می‌دهد که پیامد این موضوع، افزایش حق‌الزحمه حسابرسی و کاهش کیفیت حسابرسی خواهد بود. همچنین تمرکز بازار حسابرسی میتواند موجب افزایش استقلال حسابرسان، تغییر حق‌الزحمه حسابرسی و در نهایت تغییر کیفیت حسابرسی شود. بر این اساس، هدف از این پژوهش بررسی تاثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی و کیفیت حسابرسی با استفاده از تحلیل رگرسیون با رویکرد داده‌های ترکیبی است. به منظور دستیابی به این هدف، داده‌های 78 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌های 1390 تا 1395 مورد آزمون قرار گرفت. یافته‌های پژوهش حاکی از آن‌ است که تمرکز بازار حسابرسی، موجب کاهش حق‌الزحمه حسابرسی و کیفیت حسابرسی میشود.
واژه‌های کلیدی: استقلال حسابرسان، بازار حسابرسی، تمرکز، حق‌الزحمه حسابرسی، کیفیت حسابرسی.
کلیدواژه‌ها
استقلال حسابرسان؛ بازار حسابرسی؛ تمرکز؛ حق‌الزحمه حسابرسی؛ کیفیت حسابرسی
اصل مقاله

تمرکز بازار حسابرسی[1] به معنای داشتن سهم زیاد یک یا چند مؤسسه حسابرسی از بازار مؤسسه‌های حسابرسی است. در کشورهای توسعه‌یافته بازارهای حسابرسی در تسلط چهار مؤسسه بزرگ حسابرسی[2] هستند. این موضوع به ایجاد تمرکز در بازار حسابرسی منجر شده است [33]. در سال‌های اخیر، سیاست‌گذارانِ بعضی از کشورهای توسعه‌یافته دربارۀ آثار بالقوه تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی و درنتیجه، پیامدهای اقتصادی آن ابراز نگرانی‌ کرده‌اند [41]. این نگرانی‌ موجب شد تا خزانه‌داری آمریکا (2006) و کمیسیون اروپا[3] (2010) گزارش‌هایی را منتشر کنند که در آنها به کاهش تمرکز در بازار حسابرسی توصیه شود. همچنین آنها مؤسسه‌های حسابرسی را تشویق کردند که با چهار مؤسسه بزرگ حسابرسی رقابت کنند. در سال 2010، کمیسیون اروپا دربارۀ تسلط زیاد این چهار مؤسسه هشدار داد. این هشدار به ایجاد چندین سازوکار کنترلی منجر شد [33].

   برخلاف نگرانی‌های سیاست‌گذاران، برخی از پژوهشگران معتقدند تمرکز بازار حسابرسی باعث کاهش حق‌الزحمه حسابرسی و افزایش کیفیت حسابرسی می‌شود. هوانگ و همکاران [به نقل از: پیرسون و ترامپیتر 43] اعتقاد دارند که سطح بالای تمرکز بازار حسابرسی موجب صرفه‌جوییِ ناشی از مقیاس و نیز رقابت شدید در بین سایر مؤسسه‌های حسابرسی می‌شود و درنتیجه، حق‌الزحمه حسابرسی کاهش می‌یابد.

   پژوهش‌های انجام‌شده دربارۀ کیفیت حسابرسی نشان داده‌اند بین تمرکز بازار حسابرسی و کیفیت حسابرسی رابطۀ مستقیمی وجود دارد [18، 22، 23، 28 و 36]. به گفته نیوتن و همکاران [39]، افزایش تمرکز در بازار حسابرسی باعث کاهش ریسک حسابرسان از نبود صاحبکار می‌شود و به حسابرسان این اطمینان را می‌دهد که فعالیت حسابرسی را با کیفیت بیشتری انجام دهند. همین نکته افزایش استقلال حسابرس و کیفیت حسابرسی را در پی خواهد داشت؛ با این حال، به گفته حساس‌یگانه و همکاران [7]، هرقدر حسابرس از کیفیت، شهرت و نفوذ در بازار حسابرسی و قدرت چانه‌زنی بیشتری برای تعیین حق‌الزحمه برخوردار باشد، بر حق‌الزحمه حسابرسی او افزوده خواهد شد. براساس یافته‌های فوق، رویکرد‌های متفاوتی درباره تأثیر تمرکز در بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی وجود دارد.

   به اعتقاد فرانسیس و همکاران [29] تنها چند مؤسسۀ بزرگ توانایی حسابرسی شرکت‌های سهامی بزرگ را دارند. این موضوع به افزایش حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی و نگرانی‌هایی درباره وجود تمرکز در بازار حسابرسی منجر می‌شود؛ البته در بعضی از کشورها بازار حسابرسی بسیار رقابتی و متشکل از مؤسسه‌های کوچک است. وجود این مؤسسه‌های کوچک به حسابرسان انگیزه‌ می‌دهد که برای رقابت، به صاحبکاران تخفیف‌های بیشتری در حق‌الزحمه حسابرسی را پیشنهاد بدهند. کاهش کیفیت حسابرسی پیامد چنین فضایی است.

با توجه به نتایج متناقض پژوهش‌های پیشین، درک رابطه تمرکز بازار حسابرسی با حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی اهمیت دارد؛ برای نمونه، یافته های هوانگ و همکاران [33] نشان می‌دهد تمرکز بازار حسابرسی موجب افزایش حق‌الزحمه حسابرسی می‌شود و به دنبال آن، کیفیت حسابرسی نیز افزایش می‌یابد. همچنین نومن و ویلکنز [40] ثابت کردند که افزایش تمرکز بازار حسابرسی باعث کاهش حق‌الزحمه‌ حسابرسی می‌شود.

تمرکز بازار حسابرسی در بیشتر کشورها پس از ادغام مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ افزایش یافته است. در ایران نیز سهم از بازار سازمان حسابرسی در سال‌های اخیر کاهش یافته است [38] و اکثر ویژگی‌های حسابرس بزرگ (طبق نظریه اندازه مؤسسه حسابرسی) را ندارد [13]؛ بنابراین نیاز به پژوهش‌هایی است که اثر ساختار بازار حسابرسی و وجود تمرکز در آن را بررسی کنند. در سال‌های اخیر، سازمان حسابرسی به‌منزلۀ مؤسسه‌ بزرگ حسابرسی در بازار حسابرسی ایران فعالیت می‌کند؛ اما رقابت در میان سایر مؤسسه‌های حسابرسی نیز مشاهده می‌شود. نیکبخت و تنانی [14] در این باره معتقدند پس از تشکیل جامعه حسابداران رسمی ایران، انحصار بازار کار حسابرسی شکسته شده و رقابت شدیدی بین حسابرسان شکل گرفته است. به گفته باقرپور و همکاران [16]، قبل از آزادسازی بازار حسابرسی، سازمان حسابرسی بر بازار حسابرسی ایران مسلط بود. محمدرضایی و محد– صالح [38] نشان دادند که سطح تمرکز بازار حسابرسی در ایران پس از آزادسازی بازار حسابرسی کاسته شده و درنتیجه، سهم از بازار سازمان حسابرسی کاهش بسیار زیادی یافته است.

   چند پژوهش هم درباره تمرکز بازار حسابرسی در کشور انجام شده است. این تحقیقات نتایج متناقضی داشته‌اند و خلأ شواهد تجربی در این زمینه مشهود است. اورادی و همکاران [2] نشان دادند که بین شاخص‌های رقابت در بازار حسابرسی و کیفیت حسابرسی رابطه معناداری وجود ندارد. براساس پژوهش اورادی [1]، تمرکز حسابرس و فشار رقابتی رقبا با حق‌الزحمه حسابرسی رابطه منفی و معناداری دارد. او به این نتیجه رسید که رابطه معناداری میان شاخص‌های رقابت در بازار حسابرسی و کیفیت حسابرسی وجود ندارد. رمضانی و همکاران [9] دریافتند که بالابودن سهم بازار مؤسسه‌ حسابرسی موجب افزایش کیفیت حسابرسی نشده است. سروش‌یار و همکاران [10] نشان دادند که افزایش رقابت در بازار حسابرسی به کاهش استقلال حسابرس منجر می‌شود. یافته‌های حساس‌یگانه و آذین‌فر [6] حاکی از وجود رابطه معناداری بین کیفیت حسابرسی و اندازه مؤسسه حسابرسی است.

   با توجه به وجود و قدرت سازمان حسابرسی در بازار حسابرسی ایران و نیز شمار زیاد مؤسسه‌های حسابرسی کوچک، هدف این پژوهش بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی با توجه به شرایط رقابتی موجود در بازار حسابرسی است. انگیزه این پژوهش گسترش مبانی نظریِ مرتبط با تمرکز بازار حسابرسی و تبیین تأثیر آن بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی با استفاده از سایر معیارهای اندازه‌گیری کیفیت حسابرسی است؛ معیارهایی که در پژوهش‌های داخلی گذشته و به‌ویژه پژوهش اورادی [1] بررسی نشدند. انتظار می‌رود نتایج این پژوهش بتواند دستاوردهایی برای مقررات‌گذاران و به‌ویژه سازمان بورس اوراق بهادار و جامعه حسابداران رسمی ایران داشته باشد و این نهادها، موسسه‌های حسابرسی کوچک در ایران را تشویق به ادغام نموده و موسسه‌های با اندازه متوسط به فعالیت بپردازند که در نتیجه بتوانند با موسسه‌های بزرگ رقابت نمایند و کیفیت حسابرسی را ارتقا بخشند. در ادامة مقاله مبانی نظری و تجربی پژوهش، فرضیه‌‌ پژوهش، روش‌شناسی و یافته‌های پژوهش ارائه می‌شود.

 

مبانی نظری و پیشینه پژوهش

تمرکز بازار حسابرسی و حق‌الزحمه حسابرسی

عوامل گوناگونی بر حق‌الزحمه حسابرسی تأثیر می‌گذارند. نیکبخت و تنانی [14] نشان دادند اندازه شرکت، پیچیدگی عملیات شرکت، نوع مؤسسه حسابرسی و تورم ارتباط معناداری با حق‌الزحمه حسابرسی دارند. به گفته اشلمان و جو [28]، تمرکز بازار حسابرسی نیز بر حق‌الزحمه حسابرسی تأثیرگذار است؛ با این حال، پژوهشگران بسیاری تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی را بررسی کرده و به نتایج مشابهی نرسیده‌اند. براساس پژوهش‌های انجام‌شده، ارتباط مثبت و منفی و یا نبود ارتباط بین تمرکز بازار حسابرسی و حق‌الزحمه حسابرسی ممکن است. چند نمونه درباره تأثیر مثبت تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی ذکر می‌شود.

   دیوان محاسبات آمریکا [32] بیان می‌کند که ناتوانی در انتخاب حسابرس[4] ممکن است موجب افزایش قدرت بازار مؤسسه‌های حسابرسی شود و درنتیجه، حق‌الزحمه‌ حسابرسی را افزایش دهد. کارسون و همکاران [20] با انجام‌دادن پژوهشی در استرالیا در بازه زمانی 1996 تا 2007، به این نتیجه رسیدند که حق‌الزحمه حسابرسی در دوره‌هایی که چهار یا پنج مؤسسه بزرگ حسابرسی[5] در بازار حسابرسی حضور داشتند، در مقایسه با دوره‌هایی که شش مؤسسه بزرگ[6] فعالیت می‌کردند، افزایش داشته و این افزایش برای صاحبکاران کوچک‌تر چشمگیرتر بوده است. برخی از پژوهشگران نشان دادند که پس از سقوط مؤسسه حسابرسی آرتور اندرسون[7]، قدرت بازار چهار مؤسسه بزرگ حسابرسی باقیمانده بیشتر شده است. این موضوع به کاهش انگیزه رقابت برای صاحبکاران از راه رقابت در قیمت منجر شد که به‌صورت غیرمستقیم بیان‌کنندۀ رابطه مثبت تمرکز بازار حسابرسی با حق‌الزحمه حسابرسی است [33].

   چوی و همکاران [25] با استفاده از نمونه‌ای از شرکت‌ها در 17 کشور دریافتند که رابطه مستقیمی بین تمرکز بازار حسابرسی و حق‌الزحمه حسابرسی وجود دارد. چی [24] نیز نشان داد که پس از سقوط مؤسسه حسابرسی آرتور اندرسون، حق‌الزحمه‌های حسابرسی کلیه صاحبکاران افزایش چشمگیری داشته است. براساس پژوهش آسانا و همکاران [15]، پس از رسوایی شرکت انرون[8] در سال 2002، حق‌الزحمه حسابرسی و نسبت حق‌الزحمه حسابرسی به جمع دارایی‌های صاحبکاران افزایش یافته است.

   طبق گزارش اکسرا[9] [41]، تمرکز بازار حسابرسی در انگلستان به افزایش حق‌الزحمه‌های حسابرسی منجر شده است. اشلمان و جو [28] با این استدلال که پژوهش‌های پیشین شواهد متناقضی از ارتباط تمرکز بازار حسابرسی با حق‌الزحمه حسابرسی ارائه می‌کنند، تحقیق دیگری درباره این موضوع کردند و نشان دادند که تمرکز بازار حسابرسی ارتباط معناداری با حق‌الزحمه حسابرسی دارد.

   نتایج پژوهش‌های دیگر نشان‌دهنده تأثیر منفی تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی است. از چشم‌انداز تئوری اقتصاد خرد کلاسیک[10]، افزایش تمرکز در بازار حسابرسی موجب تقویت قدرت بازار عرضه‌کنندگان خدمات حسابرسی می‌شود و حق‌الزحمه‌های حسابرسی را کاهش می‌دهد [30]. همچنین تمرکز بازار حسابرسی کاهش ریسک حسابرسان از نبود صاحبکار، افزایش قدرت چانه‌زنی آنها و توانایی تعیین قیمت خدمات حسابرسی را به دنبال دارد [33]. به عبارت دیگر، ممکن است که افزایش تمرکز بازار حسابرسی سبب کاهش حق‌الزحمه‌های حسابرسی شود. این موضوع ناشی از صرفه‌جویی در مقیاس یا رقابت شدید میان عرضه‌کنندگان خدمات حسابرسی است [26، 40 و 43].

   برخی از پژوهشگران نیز بر بازارها یا رویدادهای خاص حسابرسی، مانند نقش دولت، تأکید می‌کنند. مثلاً ماهر و همکاران [37] نشان دادند که به‌دلیل رفتار ضدرقابتی دولت فدرال، رقابت در بازار حسابرسی افزایش و حق‌الزحمه‌های حسابرسی کاهش یافته است. تحقیق ساندرز و همکاران [44] نیز با تمرکز بر بازارهای حسابرسی، کاهش در حق‌الزحمه‌های حسابرسی برای دوره زمانی 1985 تا 1989 را نشان داد. نومن و ویلکنز [40] هم دریافتند که فاصله جغرافیایی مؤسسه‌های حسابرسی بر سطح رقابت آنها و تعیین حق‌الزحمه حسابرسی تأثیرگذار است. آنها نشان دادند که حق‌الزحمه حسابرسی برای مؤسسه‌های حسابرسی متخصص در صنعت که فاصله جغرافیایی بیشتری با صاحبکار دارند، بیشتر است. آنها بدین نتیجه رسیدند که حق‌الزحمه‌های حسابرسی به‌‌صورت منفی با تمرکز بازار حسابرسی ارتباط دارد؛ موضوعی که با یافته‌های پیرسون و ترامپیتر [43] مطابقت دارد.

   گروه دیگری از پژوهشگران نیز نشان دادند رابطه معناداری بین تمرکز و حق‌الزحمه حسابرسی وجود ندارد. کالاپور و همکاران [35] طی سال‌های 2000 تا 2005 به ارزیابی و سنجش تمرکز در سطح جهانی پرداختند؛ ولی رابطه معناداری میان تمرکز بازار حسابرسی و حق‌الزحمه حسابرسی نیافتند. در تحقیقی مشابه، باسیودیس و پاپادیمیتریو [17] بدین نتیجه رسیدند که بین سال‌های 2001 و 2002 حق‌الزحمه‌های حسابرسی صاحبکاران آرتور اندرسون در انگلستان، به‌علت افزایش در تمرکز بازار حسابرسی، افزایش نیافت.

 

تمرکز بازار حسابرسی و کیفیت حسابرسی

دی‌آنجلو در سال 1981 نظریه اندازه حسابرسی را ارائه داد. او اندازه مؤسسه حسابرسی را شاخصی برای کیفیت حسابرسی می‌داند و معتقد است مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ نسبت به مؤسسه‌های حسابرسی کوچک کیفیت حسابرسی زیادی دارند. او چند علت برای این مسئله ذکر می‌کند:

-  اگر مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ نتوانند تحریف‌های مهم در صورت‌های مالی صاحبکاران را کشف و گزارش کنند، منافع زیادی را از دست خواهند داد؛

-  کارکنان مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ آموزش مستمر و باکیفیت می‌بینند و تیم‌های حسابرسی آنها به‌علت تعدد و تنوع کارهای حسابرسی می‌توانند به‌صورت تخصصی در یک صنعت خاص فعالیت کنند؛

-    این مؤسسه‌ها حساسیت زیادی به حفظ شهرت خود دارند؛

-    مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ به‌علت تعدد صاحبکاران قدرت چانه‌زنی زیادی دارند و می‌توانند مدیریت صاحبکار را زیر فشار قرار دهند [27].

کیفیت حسابرسی تابعی از دو عامل مرتبط با عملکرد حسابرس است؛ شایستگی و عملکرد حرفه‌ای. ممکن است هریک از عوامل تحت تأثیر انگیزه‌های اقتصادی همچون میزان حق‌الزحمه حسابرسی، کارآیی حسابرسی، دعاوی حقوقی و خدمات مشاوره‌ای قرار گیرند. همچنین کیفیت حسابرسی تحت تأثیر عوامل ساختار بازار مانند میزان رقابت، درجه تمرکز در صنعت، صرفه‌جویی ناشی از مقیاس و وجود قوانین و مقرات است [21]. شواهدی نیز وجود دارد که ثابت می‌کند افزایش استقلال مؤسسات حسابرسی باعث افزایش کیفیت حسابرسی می‌شود [5 و 42].

تحقیقات پیشین درباره تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر کیفیت حسابرسی غالباً نشان‌دهنده تأثیر مثبت تمرکز بازار حسابرسی بر کیفیت حسابرسی است. کالاپور و همکاران [35] نشان دادند که افزایش تمرکز بازار حسابرسی با کیفیت بالای اقلام تعهدی ارتباط دارد. نیوتن و همکاران [39] نیز به این نتیجه رسیدند که افزایش تمرکز بازار حسابرسی با کاهش احتمال تجدید ارائه صورت‌های مالی رابطه دارد. همچنین بون و همکاران [19] دریافتند که تمرکز بازار حسابرسی با احتمال بالای تحقق سودهای پیش‌بینی‌شده ازسوی تحلیلگران مرتبط است. نتایج این پژوهش‌ها نشان داد که رابطه مثبتی میان تمرکز بازار حسابرسی با کیفیت اقلام تعهدی وجود دارد.

   دیوان محاسبات آمریکا [31 و 32] درباره تأثیرات بالقوه و معکوس تمرکز بازار حسابرسی بر کیفیت حسابرسی هشدار داده است. درباره این موضوع نیز پژوهش‌های تجربی وجود دارد. در این راستا، برخلاف نتایج پژوهش کالاپور و همکاران [30] که از نمونه محدودی استفاده کردند و نشان دادند که افزایش تمرکز بازار حسابرسی با کیفیت بالای اقلام تعهدی ارتباط دارد، فرانسیس و همکاران [29] با نمونه‌ای در سطح 42 کشور و بازه زمانی 1999- 2007، به بررسی تأثیر تسلط چهار مؤسسه بزرگ حسابرسی و تمرکز بازار حسابرسی آنها بر کیفیت حسابرسی (که با استفاده از کیفیت اقلام تعهدی، احتمال گزارش سود و شناخت به‌موقع زیان اندازه‌گیری شده بود) پرداختند. یافته‌های آنها نشان داد که در هر 42 کشور رابطه مثبتی بین تسلط چهار مؤسسه بزرگ حسابرسی و کیفیت حسابرسی وجود دارد.

   در محیط ایران رمضانی و همکاران [9] نشان دادند که زیادبودن سهم بازار مؤسسه‌های حسابرسی کیفیت حسابرسی را افزایش نمی‌دهد. آنها بدین نتیجه رسیدند که در اختیار داشتن سهم بیشتر بازار حسابرسی ازسوی مؤسسه‌های خصوصی عضو جامعه حسابداران رسمی موجب کاهش کیفیت حسابرسی می‌شود. حساس‌یگانه و آذین‌فر[6] نیز در بررسی رابطه کیفیت حسابرسی با اندازه مؤسسه حسابرسی نشان دادند که رابطه‌ معنادار و معکوسی میان اندازه مؤسسه حسابرسی و کیفیت حسابرسی وجود دارد. آنها در پژوهش خود سازمان حسابرسی را مؤسسه بزرگ حسابرسی و مؤسسه‌های عضو جامعه حسابداران رسمی را مؤسسه‌های کوچک در نظر گرفتند. محمدرضائی و محمدرضائی [12] با اشاره به اینکه سازمان بورس و اوراق بهادار مؤسسه‌های حسابرسی معتمد بورس را به چهار طبقه دسته‌بندی کرده است، نشان دادند که کیفیت حسابرسی در مؤسسه‌های حسابرسی خصوصی معتمد طبقه اول بیشتر از کیفیت حسابرسی مؤسسات معتمد طبقات دیگر نیست.

   با توجه به پژوهش‌های قبلی، ارتباط تمرکز بازار حسابرسی با کیفیت حسابرسی واضح و شفاف نیست. برای نمونه، کالاپور و همکاران [35] و نیوتن و همکاران [39] معتقدند که وجود تمرکز بیشتر در بازار حسابرسی باعث ایجاد صرفه‌جویی در مقیاس و کاهش هزینه‌های حسابرسی می‌شود و بدین ترتیب، حسابرسان تلاش خود را بیشتر معطوف به تقویت کیفیت حسابرسی می‌کنند. استدلال متقابلی نیز در این باره وجود دارد. بون و همکاران [19] و فرانسیس و همکاران [29] معتقدند در بازارهای حسابرسی متمرکز، حسابرسان انگیزه زیادی برای ارتقای کیفیت خدمات خود ندارند. این موضوع به احتمال زیاد موجب بیش‌اطمینانی[11] آنها می‌شود که نتیجه آن، تضعیف کیفیت حسابرسی است.

 

فرضیه‌های پژوهش

   با توجه به سهم بازار عمده سازمان حسابرسی و نیز افزایش رقابت در میان دیگر مؤسسه‌های حسابرسی داخل کشور در سال‌های اخیر و نیز وجود شواهد متناقض درباره تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه و کیفیت حسابرسی براساس مبانی نظری و پیشینه پژوهش، فرضیه‌های دوسویه زیر مطرح می‌شود:

فرضیه نخست: تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی تأثیر می‌گذارد.

فرضیه دوم: تمرکز بازار حسابرسی بر کیفیت حسابرسی تأثیر می‌گذارد.

 

روش پژوهش

   برای آزمون فرضیۀ پژوهش از تحلیل رگرسیون با داده‌های ترکیبی[12]و نسخه 10 نرم‌افزارEviews  و نسخه 8/8 Lisrel استفاده شده است. برای این کار، اطلاعات مورد نیاز از شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران، براساس شرایط خاص (1390- 1395) جمع‌آوری شده است:

-      پایان سال مالی شرکت‌ها پایان اسفندماه باشد؛

-      نماد معاملاتی بیش از شش ماه توقف نداشته باشد؛

-      داده‌های مالی مورد نیاز شرکت‌ها برای دوره زمانی پژوهش در دسترس باشد؛

-      سال مالی شرکت ها طی دوره زمانی پژوهش تغییر نکرده باشد؛

-      حق‌الزحمه حسابرسی شرکت‌ها در یادداشت‌های همراه صورت‌های مالی افشا شده باشد؛

-      به‌دلیل ماهیت خاص فعالیت، شرکت‌ها در زمینه‌های بیمه، سرمایه‌گذاری، بانک‌ها و لیزینگ نباشند.

با توجه به شرط‌های بالا، 78 شرکت برای نمونه آماری پژوهش انتخاب شدند.

 

مدل آزمون فرضیه‌ها

   برای آزمون فرضیه های نخست و دوم پژوهش، به پیروی از پژوهش هوانگ و همکاران [33] و نومن و ویلکنز [40]، مدل‌های (1) و (2) برآورد شده است:

 

مدل (1)

  

مدل (2)

 

  

در نگاره (1) نوع، نماد و نحوه اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش به نمایش درآمده است.

 

  ننگاره 1- خلاصه متغیرهای پژوهش

نحوه اندازه‌گیری

نوع متغیر

نماد متغیر

نام متغیر
 

مستقل

  

تمرکز بازار حسابرسی

لگاریتم طبیعی حق‌الزحمه حسابرسی شرکت [3]

وابسته مدل(1)

  

حق‌الزحمه حسابرسی

قدرمطلق اقلام تعهدی (مدل تعدیل‌شده جونز) [34]

وابسته مدل(2)

  

کیفیت حسابرسی

لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌ها در پایان سال [3]

کنترلی

LN_TA

مجموع دارایی‌ها

نسبت حساب‌های دریافتنی به جمع دارایی‌ها در پایان سال[3]

کنترلی

RECTA

نسبت حساب‌های دریافتنی به دارایی‌ها

نسبت موجودی‌ها به جمع دارایی‌ها در پایان سال [3]

کنترلی

  

نسبت موجودی به دارایی‌ها

نسبت جمع بدهی‌ها به جمع دارایی‌ها در پایان سال [12]

کنترلی

  

اهرم مالی

نسبت سود قبل از اقلام غیرعادی تقسیم بر جمع دارایی‌ها در پایان سال [3]

کنترلی

  

بازده دارایی‌ها

بازده سالیانه سهام صاحبکار منهای بازده سالیانه بازار[33]

کنترلی

  

بازده سالیانه

انحراف معیار بازده روزانه سهام [33]

کنترلی

  

انحراف معیار بازده

تعداد سال‌هایی که حسابرس عهده‌دار حسابرسی شرکت بوده است [9].

کنترلی

  

دوره تصدی حسابرس

لگاریتم‌طبیعی ارزش بازار حقوق‌ صاحبان سهام در پایان ‌سال‌ [33]

کنترلی

  

ارزش بازار

ارزش دفتری سهام تقسیم بر ارزش بازار سهام در پایان سال [10]

کنترلی

  

ارزش دفتری بر بازار

ریسک سیستماتیک که با استفاده از الگوی‌CAPM محاسبه می‌شود‌[33].

کنترلی

  

ضریب بتا

جریان نقد عملیاتی تقسیم بر جمع دارایی‌ها در پایان سال[10]

کنترلی

  

جریان نقد عملیاتی

درصد مالکیت سهامداران نهادی [33]

کنترلی

  

تمرکز مالکیت

تعداد مدیران غیرموظف در هیئت‌مدیره تقسیم بر تعداد کل مدیران هیئت‌مدیره [8]

کنترلی

  

استقلال هیئت‌مدیره

متغیر دووجهی است. اگر مؤسسه حسابرسی صاحبکار یک سازمان حسابرسی یا از حسابرسان با رتبه الف کنترل کیفیت جامعه حسابداران رسمی باشد، عدد 1 و درغیر این‌صورت، عدد صفر [2].

کنترلی

  

مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ

متغیر دووجهی است. اگر حسابرس صاحبکار دارای بیشترین سهم از بازار حسابرسی باشد یا نسبت مجموع دارایی‌های تمام صاحبکاران هر مؤسسه حسابرسی خاص در صنعت خاص به مجموع دارایی‌های تمام صاحبکاران در این صنعت بیش از 10% باشد، عدد 1 و درغیر این‌صورت، عدد صفر [33].

کنترلی

SPFIRM

تخصص صنعت حسابرس

متغیر دووجهی است. اگر صاحبکار برای دو سال متوالی قبل زیان شناسایی کرده باشد، عدد 1 و درغیر این‌صورت، عدد صفر [33].

کنترلی

TWO_LOSS

زیان

متغیر دووجهی است. اگر اظهارنظر حسابرس مقبول باشد، عدد صفر و درغیر این‌صورت (سایر انواع اظهارنظر)، عدد 1 [33].

کنترلی

OPMAO

اظهارنظر حسابرس

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

  یافته‌های پژوهش

آمار توصیفی داده‌ها

   نگاره (2) و (3) آمار توصیفی داده‌ها را نشان می‌دهد. چون شرکت‌های استفاده‌شده در مدل‌های

پژوهش یکسان‌اند، آمار توصیفی براساس مدل‌های پژوهش تفکیک نشده و به‌صورت یکجا ارائه شده است.

 

نگاره 2-آمار توصیفی داده‌های کمّی پژوهش

مشاهدات

انحراف معیار

حداقل

حداکثر

میانه

میانگین

نماد متغیر

نام متغیر

468

2601/0

0705/0

0000/1

1654/0

2783/0

  

تمرکز بازار حسابرسی

468

6619/0

5789/5

0479/8

7447/6

7508/6

  

حق‌الزحمه‌ حسابرسی

468

0928/0

0071/0

3473/0

0822/0

1122/0

  

کیفیت حسابرسی

468

9833/0

5735/11

4238/15

6311/13

5509/13

LN_TA

مجموع دارایی‌ها

468

1677/0

0078/0

5726/0

2089/0

2349/0

RECTA

نسبت حساب‌های دریافتنی به دارایی‌ها

468

1223/0

0764/0

5081/0

2251/0

2464/0

  

نسبت موجودی به دارایی‌ها

468

1848/0

2587/0

9347/0

6020/0

5900/0

  

اهرم مالی

468

1223/0

0993/-0

3761/0

0947/0

1102/0

  

بازده دارایی‌ها

468

6547/0

6335/-0

9240/1

0299/0

1872/0

  

بازده سالیانه

468

0123/0

0138/0

0621/0

0270/0

0294/0

  

انحراف معیار بازده

468

4315/3

0000/1

0000/4

0000/3

6132/3

  

دوره تصدی حسابرس

468

0359/1

3576/11

1874/15

4528/13

3846/13

  

ارزش بازار

468

2726/0

0879/0

0867/1

4322/0

4891/0

  

ارزش دفتری بر بازار

468

7928/0

5940/0-

3400/2

6000/0

6908/0

  

ضریب بتا

468

1433/0

0859/0-

4693/0

1274/0

1505/0

  

جریان نقد عملیاتی

468

3068/0

0000/0

9492/0

6994/0

6042/0

  

تمرکز مالکیت

468

1764/0

0000/0

0000/1

6000/0

6719/0

  

استقلال هیئت‌مدیره

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

 

نگاره (2) آمار توصیفی مربوط به متغیرهای کمّی پژوهش را نشان می‌دهد که بیانگر پارامترهای توصیفی برای هر متغیر به‌صورت جداگانه است. برای سنجش تمرکز بازار حسابرسی، به پیروی از پژوهش هوانگ و همکاران [28]، از شاخص هرفیندال- هیرشمن[13] استفاده شده است. اگر شاخص هرفیندال محاسبه‌شده به عدد 1 نزدیک باشد، بیانگر وجود تمرکز بیشتر در بازار حسابرسی است و اگر به صفر نزدیک باشد، بیانگر نبود تمرکز در بازار حسابرسی است. هرچه مقدار این شاخص کمتر باشد، رقابت بیشتری در بازار وجود خواهد داشت. در این راستا، میانگین و میانه متغیر تمرکز بازار حسابرسی برابر با 2783/0 و میانه آن برابر با 1654/0 است. حداکثر این متغیر برابر با 0000/1 است. به عبارت دیگر، در بازه زمانی پژوهش، شرکت‌هایی وجود داشته‌اند که مؤسسه حسابرسی آنها دارای بیشترین تمرکز بازار حسابرسی بوده‌اند. همچنین مقدار حداقل این متغیر برابر با 0705/0 است. میانگین و میانه متغیر حق‌الزحمه حسابرسی به‌ترتیب برابر با 7508/6 و 7447/6 است. میانگین و میانه متغیر کیفیت حسابرسی که با مدل تعدیل‌شده جونز [11 و 29] اندازه‌گیری شده بود، به‌ترتیب برابر با 1122/0 و 0822/0 است. نزدیکی این دو مقدار نشان از توزیع تقریباً نرمال این متغیر دارد. مقدار انحراف معیار این متغیر برابر با 0928/0 است.

 

 

نگاره 3- آمار توصیفی داده‌های کیفی پژوهش

جمع

وجود

نبود

نماد متغیر

نام متغیر

درصد

تعداد

درصد

تعداد

درصد

تعداد

100

468

26/60

282

74/39

186

  

مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ

100

468

88/41

196

12/58

272

SPFIRM

تخصص صنعت حسابرس

100

468

06/4

19

94/95

449

TWO_LOSS

زیان

100

468

73/45

214

27/54

254

OPMAO

اظهارنظر حسابرس

                       منبع: یافته‌های پژوهش

       

نگاره (3) آمار توصیفی متغیرهای کیفی پژوهش (متغیرهایی که دارای دو ارزش صفر و یک هستند) را نشان می‌دهد. به‌طور کلی، تقریباً در 60 درصد شرکت‌ها مسئولیت حسابرسی بر عهده سازمان حسابرسی یا مؤسسه‌های دارای رتبه کنترل کیفیت الف جامعه حسابداران رسمی بوده است. طی 196 مشاهده در این پژوهش، حسابرس شرکت متخصص صنعت بوده است. همچنین در 19 مشاهده این پژوهش، شرکت‌های مورد مطالعه در دو سال قبلِ خود به‌صورت متوالی زیان گزارش کرده‌اند. تقریباً در 254 مشاهده، شرکت‌های نمونه از حسابرسان خود اظهارنظر مقبول دریافت کرده و 214 شرکت اظهارنظری غیر از نوع مقبول را دریافت کرده‌اند.

 

 

 

آزمون استنباطی

آزمون مانایی

   قبل از برآورد مدل، نخست باید پایایی متغیرهای پژوهش بررسی شود. پایایی بدین معناست که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است. برای بررسی پایایی متغیرها از آزمون لوین، لین و چو[14] (2002) استفاده شده است. نتایج این آزمون در نگاره (4) ارائه شده است. احتمال آماره این آزمون برای تک‌تک متغیرهای پژوهش کمتر از 05/0 است؛ بنابراین نتایج آزمون نشان می‌دهد که همه متغیرهای پژوهش در سطح معنا‏داری 05/0، طی قلمرو زمانی پژوهش در سطح پایا بوده‌ و نتایج مطمئنی از روش آماری مدل‌های رگرسیونی پژوهش به دست آمده است.

 

    

 

 

 

نگاره (4). آزمون لوین، لین و چو

احتمال آماره لوین، لین و چو

آماره لوین، لین و چو

تعداد وقفه

نماد متغیر

نام متغیر

0000/0

4734/11-

(I0)

  

حق‌الزحمه حسابرسی

0000/0

7274/16-

(I0)

  

کیفیت حسابرسی

0000/0

0060/11-

(I0)

  

تمرکز بازار حسابرسی

0000/0

8446/52-

(I0)

LN_TA

مجموع دارایی‌ها

0000/0

9467/7-

(I0)

RECTA

نسبت حساب‌های دریافتنی به دارایی‌ها

0000/0

0905/2-

(I0)

  

نسبت موجودی به دارایی‌ها

0000/0

2232/6-

(I0)

  

نسبت جاری

0000/0

3376/12-

(I0)

  

اهرم مالی

0000/0

6896/31-

(I0)

  

بازده دارایی‌ها

0000/0

8949/25-

(I0)

  

بازده سالیانه

0000/0

7886/26-

(I0)

  

انحراف معیار بازده

0000/0

0086/22-

(I0)

  

دوره تصدی حسابرس

0000/0

2285/19-

(I0)

  

ارزش بازار

0000/0

0219/22-

(I0)

  

ارزش دفتری بر بازار

0000/0

4712/16-

(I0)

  

ضریب بتا

0000/0

7888/24-

(I0)

  

جریان نقد

0000/0

8012/42-

(I0)

  

تمرکز مالکیت

0000/0

5081/6-

(I0)

  

استقلال هیئت‌مدیره

0002/0

5035/3-

(I0)

  

مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ

0055/0

5399/2-

(I0)

SPFIRM

تخصص صنعت حسابرس

0476/0

4211/2-

(I0)

TWO_LOSS

زیان

0034/0

7105/2-

(I0)

OPMAO

اظهارنظر حسابرس

منبع: یافته‌های پژوهش

 

آزمون همانباشتگی

   داده‌های ترکیبی باید از لحاظ هم انباشتگی[15] نیز بررسی شوند. برای این کار از آزمون کائو[16] (2006) استفاده شد که نتایج آن در نگاره (5) ارائه شده

 


است. چون سطح احتمال به‎دست‎آمده کمتر از 05/0 است، فرض صفر این آزمون تأیید نمی‎شود. این بدان معناست که ترکیب خطی متغیرها هم‎انباشتگی دارد.

 

 

نگاره 5- آزمون هم‎انباشتگی داده‌های ترکیبی

مدل

آماره t

احتمال

مدل (1)

2540/10

0000/0

مدل (2)

2168/14

0000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

 

نتایج آزمون فرضیۀ‌های پژوهش

تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی

   برای بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی، مدل (1) برآورد شد که نتایج آن در نگاره (6) ارائه شده است. در این پژوهش برای بررسی وجود وابستگی خطی بین متغیرهای مستقل از عامل تورم واریانس[17] استفاده شد. هم‌خطی بین متغیرهای توضیحی در مدل‌های چندمتغیره موجب می‌شود که ضرایب متغیرهای توضیحی بی‌معنا شوند. در حالت وجود هم‌خطی، علی‌رغم معنادارنبودن ضرایب، R2 مدل بزرگ خواهد شد و این نتایج متناقض دارای تورش و ناکارایی خواهد بود [4].

   با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در نگاره (6)، مشاهده می‌شود که آماره VIF کمی از یک بالاتر است. این مقدار بین بازه بهینه پیش‌فرضی قرار می‌گیرد که کمینه آن 1 و بیشینه آن کوچک‌تر از 5 است. در حالت کلی، این وضعیت عدم هم‌خطی بین متغیرهای مستقل پژوهش را نشان می‏دهد. برای بررسی شرط عدم ناهمسانی واریانس از آزمون بروش- پاگان- گادفری[18] استفاده شده، که نتایج آن نیز در نگاره (6) مربوط به آزمون فرضیه ارائه شده است. چون مقدار معناداریِ آماره این آزمون برابر با 0570/0 است، نتایج این آزمون بیانگر عدم ناهمسانی واریانس است و مدل باید به روش حداقل مربعات معمولی[19] برآورد شود. براساس نگاره (6)، سطح معناداری آزمون چاو برابر با 0000/0 است که نشان‌دهنده برتری استفاده از روش داده‌های تابلویی (در برابر داده‌های تلفیقی) است. همچنین، براساس نتیجه آزمون هاسمن، باید برای برآورد مدل از روش تأثیرات ثابت در مقابل روش تأثیرات تصادفی استفاده شود.

   برای بررسی استقلال خطاها از یکدیگر از آزمون دوربین- واتسون[20] استفاده شده است. نتایج نشان می‌دهد که این آماره در نگاره (6) بین 5/1 تا 5/2 است. نتایج آزمون مذکور در این نگاره نشان می‌دهد که آماره مذکور برابر با 4179/2 است؛ بنابراین فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود. برای سنجش نرمال بودن خطای پسماند از آزمون جارکیو- برا[21] (1981) استفاده شده است. اگر پسماندها به‌صورت نرمال توزیع شده باشد، آماره این آزمون معنادار نخواهد بود. چون مقدار آن (1981) برابر با 2681/0 و احتمال آن برابر با 7215/0 است و نیز با توجه به اینکه سطح معناداری این آزمون بزرگ‌تر از 05/0 محاسبه شده است، نرمال بودن جملات خطا در مدل (1) پذیرفته می‌شود. نتایج این آزمون در نگاره (1) ارائه شده است. همچنین مقدار احتمال آماره F برابر با 0000/0 است که از معناداری کل مدل (1) حکایت دارد. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل‌شده برای مدل (1) به‌ترتیب برابر با 9543/0 و 9405/0 است. پس این نتیجه به دست می‌آید که در مدل (1) حدود 94 درصد از تغییرات متغیر وابسته (حق‌الزحمه حسابرسی) با متغیرهای توضیحی مدل (1) توضیح داده می‌شوند.

.

 

 

نگاره 6- تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی

مدل (1)

  

متغیر توضیحی

نماد متغیر

ضریب برآورده‌شده

آماره t

معنا‌داری

آماره t

هم‌خطی

(VIF)

تمرکز بازار حسابرسی

  

2266/0-

1662/4-

0000/0

4649/1

مجموع دارایی‌ها

LN_TA

5632/0

9900/18

0000/0

3325/1

نسبت حساب‌های دریافتنی به دارایی‌ها

RECTA

0509/0

7434/0

4578/0

0988/1

نسبت موجودی به دارایی‌ها

  

3316/0

3168/3

0010/0

1296/1

اهرم مالی

  

1789/0-

8959/2-

0041/0

9763/1

بازده دارایی‌ها

  

8734/0-

799/11-

0000/0

9343/1

بازده سالیانه

  

0245/0

4317/8

0000/0

1947/1

انحراف معیار بازده

  

4025/0-

2148/1-

2254/0

1975/1

مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ

  

0614/0-

6392/7-

0000/0

1762/1

تخصص صنعت حسابرس

SPFIRM

0069/0-

2371/0-

8127/0

5753/1

دوره تصدی

  

0005/0-

1595/0-

8733/0

3659/1

زیان

TWO_LOSS

1299/0

4945/3

0005/0

1522/1

مقدار ثابت

C

6432/0-

5970/1-

1113/0

-

آماره بروش- پاگان- گادفری

7047/1

احتمال آماره بروش پاگان- گادفری

0570/0

نتیجه آزمون بروش پاگان- گادفری

عدم ناهمسانی واریانس

آماره آزمون چاو

3325/2

سطح معنا‌داری آزمون چاو

0000/0

نتیجه آزمون چاو

تابلویی (تأثیرات ثابت یا تصادفی)

آماره آزمون هاسمن

0151/42

سطح معنا‌داری آزمون هاسمن

0000/0

نتیجه آزمون هاسمن

تأثیرات ثابت

آماره آزمون جارکیو- برا

2681/0

سطح معنا‌داری آزمون جارکیو- برا

7315/0

نتیجه آزمون جارکیو- برا

نرمال‌بودن جملات خطا

ضریب تعیین

9543/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

9405/0

آماره دوربین-واتسون

4179/2

آماره F

2679/69

معنا‌داری آماره F

0000/0

 

 

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

در نگاره (6) اعداد مثبت (منفی) در ستون مقدار ضریب نشان‌دهنده میزان تأثیر مستقیم (معکوس) هریک از متغیرها بر متغیر حق‌الزحمه حسابرسی هستند. اگر مقدار احتمال آماره هر متغیر کمتر از 05/0 باشد، نشان‌دهنده معناداری تأثیر آن متغیر بر متغیر وابسته (حق‌الزحمه حسابرسی) است. مقدار ضریب و احتمال متغیر تمرکز بازار حسابرسی در مدل (1) به‌ترتیب برابر با 226620/0- و 0000/0 است. علامت منفی ضریب این متغیر نشان‌دهنده رابطه معکوس متغیر تمرکز بازار حسابرسی با حق‌الزحمه حسابرسی است. مقدار این ضریب بدین مفهوم است که به‌ازای یک واحد افزایش در متغیر تمرکز بازار حسابرسی، متغیر حق‌الزحمه حسابرسی 2266/0 واحد کاهش می‌یابد. همچنین مقدار احتمالِ آن نشان‌دهندة معناداری رابطه است؛ درنتیجه، فرضیه نخست پژوهش تأیید می‌شود. به عبارت دیگر، تمرکز بازار حسابرسی حق‌الزحمه حسابرسی را کاهش می‌دهد.

 

تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر کیفیت حسابرسی

   نتایج آزمون پیش‌فرض‌های رگرسیون برای مدل (2) در نگاره (7) ارائه شده است. این نتایج نشان می‌دهد که: طبق نتایج آزمون عامل تورم واریانس (VIF)، بین متغیر‌های مستقل هم‌خطی وجود ندارد؛ طبق نتایج آزمون بروش- پاگان- گادفری، مشکل ناهمسانی واریانس نیز وجود ندارد و چون احتمال آماره چاو برابر با 2355/0 است، مدل باید به‌صورت داده‌های تلفیقی برآورد شود و درنتیجه، نیازی به اجرای آزمون هاسمن نیست. آماره دوربین- واتسون در مدل (2) بین 5/1 تا 5/2 است؛ بنابراین فرض استقلال خطاها از یکدیگر پذیرفته می‌شود. نتایج آزمون جارکیو- برا (1981) نیز نشان داد که پسماندها به‌صورت نرمال توزیع شده‌اند. مقدار احتمال آماره F نشان‌دهنده معناداری کل مدل است. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده برای این مدل برابر با 3162/0 و نشان‌دهنده مقدار توضیح متغیر وابسته (کیفیت حسابرسی) ازسوی متغیرهای توضیحی مدل (2) است.

 

 

 

نگاره 7- تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر کیفیت حسابرسی

مدل (2)

  

متغیر توضیحی

نماد متغیر

ضریب برآورده‌شده

آماره t

معنا‌داری

آماره t

هم‌خطی

(VIF)

تمرکز بازار حسابرسی

  

0313/0-

4286/2-

0155/0

4218/1

ارزش بازار

  

0109/0-

1046/3-

0020/0

5035/1

ارزش دفتری بر بازار

  

0682/0-

3225/6-

0000/0

2730/1

اهرم مالی

  

0073/0

3981/0

6907/0

7478/1

ریسک سیستماتیک

  

0176/0-

7377/0-

4611/0

0820/1

جریان نقد

  

0044/0

0335/1

3019/0

3023/1

زیان

TWO_LOSS

0403/0

2601/1

2083/0

1611/1

تمرکز مالکیت

  

0117/0

3280/1

1848/0

2487/1

استقلال هیئت‌مدیره

  

0025/0-

1327/0-

8944/0

1350/1

مؤسسه‌های حسابرسی بزرگ

  

0194/0

2650/3

0012/0

2198/1

تخصص صنعت حسابرس

SPFIRM

0100/0-

4142/1-

1580/0

5854/1

دوره تصدی

  

0001/0

1912/0

8484/0

3599/1

مقدار ثابت

C

2674/0

7015/4

0000/0

-

آماره بروش- پاگان- گادفری

7730/1

احتمال آماره بروش- پاگان- گادفری

0501/0

نتیجه آزمون بروش- پاگان- گادفری

عدم ناهمسانی واریانس

آماره آزمون چاو

1274/1

سطح معنا‌داری آزمون چاو

2355/0

نتیجه آزمون چاو

تلفیقی

آماره آزمون جارکیو- برا

2438/0

سطح معنا‌داری آزمون جارکیو- برا

8852/0

نتیجه آزمون جارکیو- برا

نرمال‌بودن جملات خطا

ضریب تعیین

3390/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

3162/0

آماره دوربین- واتسون

9647/1

آماره F

0455/6

معنا‌داری آماره F

0000/0

 

 

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش در نگاره (7) ارائه شده است. مقدار ضریب و احتمال متغیر تمرکز بازار حسابرسی در مدل (2) به‌ترتیب برابر با 0313/- و 0155/0 است. چون مقدار احتمال این متغیر کمتر از 05/0 است، این متغیر تأثیر معناداری بر متغیر وابسته (کیفیت حسابرسی) خواهد داشت. همچنین علامت ضریب این متغیر منفی است؛ یعنی تمرکز بازار حسابرسی تأثیر معکوسی بر کیفیت حسابرسی دارد و هنگام افزایش تمرکز بازار حسابرسی برابر با یک واحد، کیفیت حسابرسی برابر با 0313/0 واحد کاهش می‌یابد. درنتیجه، فرضیه دوم پژوهش تأیید می‌شود. به عبارت دیگر، تمرکز بازار حسابرسی کیفیت حسابرسی را کاهش می‌دهد.

 

نتیجه‌گیری

    پس از تشکیل جامعه حسابداران رسمی ایران در اوایل دهه گذشته، انحصار بازار کار حسابرسی شکسته شد، رقابت شدیدی بین حسابرسان شکل گرفت و سهم از بازار سازمان حسابرسی کاهش یافت. احتمال دارد که متمرکزشدن بازار حسابرسی ایران بر سازمان حسابرسی و یک یا دو مؤسسه دیگر موجب کاهش رقابت در بین این مؤسسات بزرگ، افزایش سهم از بازار آنها، افزایش حق‌الزحمه حسابرسی غیررقابتی آنها و سرانجام کاهش کیفیت حسابرسی شود؛ بنابراین در پژوهش حاضر به بررسی تأثیر تمرکز بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی و کیفیت حسابرسی با توجه به شرایط رقابتی موجود در بازار حسابرسی پرداخته شده است. در این راستا، دو دیدگاه مطرح شد. در دیدگاه نخست، افزایش تمرکز بازار حسابرسی منجر به افزایش قدرت بازار حسابرسان، افزایش خودرضایتی حسابرسان و به دنبال آن، افزایش حق‌الزحمه حسابرسی و کاهش کیفیت حسابرسی می‌شود. براساس دیدگاه دوم، افزایش تمرکز در بازار حسابرسی منجر به صرفه‌جویی ناشی از مقیاس و تشدید رقابت در بین دیگر مؤسسه‌های حسابرسی و درنتیجه، کاهش حق‌الزحمه حسابرسی و افزایش کیفیت حسابرسی می‌شود.

   یافته‌های پژوهش حاضر نشان داد که تمرکز بازار حسابرسی موجب کاهش حق‌الزحمه حسابرسی می‌شود. این موضوع مطابق با یافته‌های دانوس و اچنسیر [21]، گتلر [25]، نومن و ویلکنز [35] و پیرسون و ترامپیتر [38] است و با یافته‌های چوی و همکاران [20]، فرانسیس و همکاران [24] و هوانگ و همکاران [28] تطابق ندارد. این نتایج شواهدی ارائه می‌‌کند که براساس آنها، تمرکز بازار حسابرسی در ایران موجب صرفه‌جویی ناشی از مقیاس و نیز رقابت شدید در بین دیگر مؤسسه‌های حسابرسی می‌شود و درنتیجه، حق‌الزحمه حسابرسی کاهش می‌یابد. یافتة دیگر پژوهش نشان داد که تمرکز بازار حسابرسی موجب کاهش کیفیت حسابرسی می‌شود؛ نکته‌ای که مطابق با یافته‌های رمضانی و همکاران [6]، بون و همکاران [14] و فرانسیس و همکاران [24] است و با یافته‌های هوانگ و همکاران [28] و نیوتن و همکاران [34] مطابقت ندارد. براساس این یافته، تمرکز بازار حسابرسی در ایران باعث تشدید رقابت ناسالم در میان مؤسسه‌های حسابرسی کوچک می‌شود و درنتیجه، برای پوشش ریسک از دست دادنِ صاحبکار، حق‌الزحمه حسابرسی و کیفیت حسابرسی کاهش می‌یابد.

    پیشنهاد می‌شود که مراجع ذی‌صلاح مانند جامعه حسابداران رسمی ایران برنامه‌هایی را برای پایش مستمر و نظارت مبنی بر افزایش تمرکز در بازار حسابرسی تدوین و عملیاتی کنند. بیشتر مؤسسه‌های حسابرسی در ایران از نوع مؤسسه‌های کوچک هستند. این موضوع انگیزه‌های حسابرسان برای رقابت در زمینه ارائه تخفیف حق‌الزحمه حسابرسی به صاحبکاران را افزایش می‌دهد و احتمال دارد که کیفیت حسابرسی کاهش یابد؛ بنابراین پیشنهاد می‌شود که جامعه حسابداران رسمی ایران سازوکارهای کنترلیِ لازم را در این راستا فراهم کند. همچنین افزایش تمرکز بازار حسابرسی باعث می‌شود که رقابت شدیدی در بین مؤسسه‌های دیگر شکل گیرد. این احتمال وجود دارد که تشدید رقابت در بازار حسابرسی ایران استقلال مؤسسه‌های حسابرسی خصوصی را تهدید کند. در راستای موضوع این پژوهش، به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌شود که تأثیر افزایش یا کاهش تمرکز بازار حسابرسی بر استقلال حسابرسی را نیز بررسی کنند.


[1] Audit Market Concentration

[2] Big 4

[3] European Commission

[4] lack of choice

[5] Big 5

[6] Big 6

[7] Arthur Andersen

[8] Enron

[9] Oxera

[10] Classical Micro- Economic Theory

[11] Overconfidence

[12] Pooled Dat

[13] Herfindahl- Hirschman

[14] Levin, Lin and Chv

[15] Cointegration 

[16] Kao

[17] VIF

[18] Breusch- Pagan- Godfrey

[19] OLS

[20] Dorbin- Watson

[21] Jarque- Bera

مراجع
  1. اورادی، جواد. (1395). تأثیر رقابت در بازار حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی و کیفیت حسابرسی: نقش اندازه بازار حسابرسی. کارشناسی ارشد، دانشکده علوم اجتماعی، دانشگاه فردوسی، مشهد.
  2. اورادی، جواد، نصیرزاده، فرزانه و رضا حصارزاده. (1395). تأثیر رقابت در بازار حسابرسی بر کیفیت حسابرسی: نقش اندازه بازار حسابرسی. اولین همایش ملی حسابرسی و نظارت مالی ایران. مشهد، ایران.
  3. ایمانی‌برندق، محمد، عبدی، مصطفی و مهدی کاظمی‌علوم. (1396). بررسی تأثیر تنوع جنسیتی در کمیتۀ حسابرسی بر حق‎الزحمۀ حسابرسی شرکت‎های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، سال بیست‌و‌چهارم، شماره 3، صص 303- 322.
  4. بنی‌مهد، بهمن، عربی، مهدی و شیوا حسن‌پور. (1395). پژوهش‌های تجربی و روش‌شناسی در حسابداری، تهران: انتشارات ترمه.
  5. جعفری، علی، جعفری، همت، حسینی، محمد و امیر رسائیان. (1392). بررسی تأثیر چرخش حسابرسان بر کیفیت حسابرسی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابرسی، سال سیزدهم، شماره 51، صص 25- 42.
  6. حساس‌یگانه، یحیی و کاوه آذین‌فر. (1389). رابطه بین کیفیت حسابرسی و اندازه مؤسسه حسابرسی. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، سال هفدهم، شماره 61، صص 85- 98.
  7. حساس‌یگانه، یحیی، برزیده، فرخ، تقوی‌فرد، محمدتقی و محمد فرهمندسیدآبادی. (1395). بررسی تأثیر گردش اجباری مؤسسه‌های حسابرسی بر حق‌الزحمه حسابرسی و رقابت در بازار حسابرسی. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، سال بیست‌وسوم، شماره 3، صص 333- 352.
  8. رضازاده، جواد، عبدی، مصطفی و مهدی کاظمی‌علوم. (1396). ویژگی‌های کمیته حسابرسی و تجدید ارائه صورت‌های مالی». پژوهش‌های حسابداری مالی، سال 9، شماره 2، صص 1- 16.
  9. رمضانی، علی‌اکبر، بنی‌مهد، بهمن و رمضانعلی رؤیایی. (1394). سهم بازار حسابرسی و اظهارنظر حسابرس: شواهدی از بخش خصوصی حسابرسی». دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال چهارم، شماره 13، صص 77- 86.

10. سروش‌یار، افسانه، بنی‌مهد، بهمن، وکیلی‌فرد، حمیدرضا و هادی امیری. (1393). «تأثیر رقابت در بازار حسابرسی بر استقلال حسابرس و کیفیت صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بورس اوراق بهادار، سال هفتم، شماره 28، صص 77- 94.

11. مجتهدزاده، ویدا و زهرا بابایی. (1391). تأثیر کیفیت حسابرسی مستقل بر مدیریت سود و هزینه سرمایه سهام. دانش حسابداری مالی، سال دوم، شماره 4، صص 9- 28.

12. محمدرضائی، فخرالدین و مهدی محمدرضائی. (1394). بررسی رابطه بین رتبه مؤسسات حسابرسی معتمد سازمان بورس و اوراق بهادار و کیفیت حسابرسی. دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال چهارم، شماره 14، صص 1- 13.

13. محمدرضائی، فخرالدین و احمد یعقوب‌نژاد. (1396). اندازه مؤسسه حسابرسی و کیفیت حسابرسی: نقد نظری، نقد روش پژوهش و ارائه پیشنهادات. پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، سال نهم، شماره 34، صص 31- 59.

14. نیک‌بخت، محمدرضا و محسن تنانی. (1389). آزمون عوامل مؤثر بر حق‌الزحمه حسابرسی صورت‌های مالی. پژوهش‌های حسابداری مالی، سال دوم، شماره 4، صص 111- 132.

  1. Asthana, S., Balsam, S. & S. Kim. (2009). The effect of Enron, Andersen, and Sarbanes-Oxley on the U.S. market for audit services. Accounting Research Journal, Vol. 22, No. 1, Pp. 4– 26.
  2. Bagherpour, M., Monroe, G. & G. Shailer. (2014). Government and managerial influence on auditor switching under partial privatization. Journal of Accounting and Public Policy, vol. 33, No. 4, Pp. 372– 390.
  3. Basioudis, I. G. & M. Papadimitriou. (2007). An Analysis of UK Andersen Clients Pre- and Post-Andersen Demise: Where Have They
  4. Blankley, A. I., Hurtt, D.N. & J. MacGregor. (2012). Abnormal audit fees and restatements. Auditing: A Journal of Practice and Theory, Vol. 31, No. 1, Pp. 79– 96.
  5. Boone, J. P., Khurana, I. K. & K. K. Raman. (2012). Audit market concentration and auditor tolerance for earnings management. Contemporary Accounting Research, Vol. 29, No. 4, Pp. 1171– 1203.
  6. Carson, E., Simnett, R., Soo, B. & S. Wright. (2012). Changes in audit market competition and the Big N premium.Auditing: A Journal of Practice and Theory, Vol. 31, No. 3, Pp, 47– 73.
  7. Catanach, W. (1999). The International Debate Over Mandatory Auditor Rotation: A Conceptual Research Framework. Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, Vol. 8, No. 1, Pp. 43 -66.
  8. Chaney, P. K. & K. L. Philipich. (2002). Shredded reputation: The cost of audit failure. Journal of Accounting Research, Vol. 40, No. 4, Pp. 1221– 1245.
  9. Chaney, P. K., Jeter, D. C. & P. E. Shaw. (2003). The impact on the market for audit services of aggressive competition by auditors. Journal of Accounting and Public Policy, Vol. 22, No. 6, Pp. 487– 516.
  10. Chi, W. (2006). The effect of the Enron-Andersen affair on audit pricing. The ICFAI Journal of Audit Practice, Vol. 3, No. 2, Pp. 35– 59.
  11. Choi, J. H., Kim, J. B., Lee, Y. & H. Y. Sunwoo. (2017). Audit Market Concentration and Audit Fees: An International Investigation. https://papers.ssrn.com /sol3/papers.cfm?abstract_id=2985877.
  12. Danos, P. & J. W. Eichenseher. (1986). Long-term trends toward seller concentration in the U.S. audit market. The Accounting Review, Vol. 61, No. 4, Pp. 633– 650.
  13. DeAngelo, L. E. (1981). Auditor size and audit quality. Journal of Accounting and Economics, Vol. 3, No. 3, Pp.183 -189.
  14. Eshleman, J. D. & P. Guo. (2014). Abnormal audit fees and audit quality: The importance of considering managerial incentives in tests of earnings management. Auditing: A Journal of Practice and Theory, Vol. 33, No. 1, Pp. 117– 138.
  15. Francis, J. R., Michas, P. N. & S. E. Seavey. (2013). Does audit market concentration harm the quality of audited earnings? Evidence from audit markets in 42 countries. Contemporary Accounting Research, Vol. 30, No. 1, Pp. 325– 355.
  16. Gettler, L. (2004). PwC exits NAB audit race, but stays close.The Age(June 5). Available at:http ://www .theage .com .au/articles /2004/06/04/1086203633877.html.
  17. Government Accountability Office (GAO). (2008). Audits of Public Companies: Continued Concentration in Audit Market for Large Public Companies Does Not Call for Immediate Action. Washington, DC: GAO.
  18. Government Accountability Office (GAO). (2003). Public Accounting Firms: Mandated Study on Consolidation & Competition. Washington, DC: GAO.
  19. Huang, T.C., Chang, H. & J. R. Chiou. (2016). Audit Market Concentration, Audit Fee, and Audit Quality: Evidence from China. Auditing: A Journal of Practice and Theory, Vol. 35, No. 2, Pp. 121 -145.
  20. Jones, J. (1991). Earnings management during import relief investigations. Journal of Accounting Research, Vol. 29, No. 2, Pp. 193– 228.
  21. Kallapur, S., Sankaraguruswamy, S. & Y. Zang. (2010). Audit Market Concentration and Audit Quality. Working paper, Indian School of Business, National University of Singapore and Singapore Management University.
  22. Lobo, G., & Y. Zhao. (2013). Relation between audit effort and financial reporting misstatements: Evidence from quarterly and annual restatements. The Accounting Review, Vol. 88, No. 4, Pp. 1385– 1412.
  23. Maher, M. W., Tiessen, P., Colson, R. & A. J. Broman. (1992). Competition and audit fees. The Accounting Review, Vol. 67, No. 1, Pp. 199–211.
  24. MohammadRezaei,F. & N. Mohd -Saleh. (2016). Audit report lag: the role of auditor type and increased competition in the audit market. Accounting and Finance, Accepted manuscript, doi: 10.1111/acfi.12237.
  25. Newton, N. J., Wang, D. & M. S. Wilkins. (2013). Does a lack of choice lead to lower quality? Evidence from auditor competition and client restatements. Auditing: A Journal of Practice and Theory, Vol. 32, No. 3, Pp. 31– 67.
  26. Numan, W. & M. Willekens. (2012). An empirical test of spatial competition in the audit market. Journal of Accounting and Economics,Vol. 53. No. 1 and 2, Pp. 450– 465.
  27. Oxera. (2006) .Competition and Choice in the U.K. Audit Market: Prepared for the Department of Trade and Industry and Financial Reporting Council. Oxford, U.K.: Oxera Consulting.
  28. Park.S.H. (1990). CompetitionmIndependence and Audit Quality:the Korean Experience. the International of Accounting, Vol. 25, No. 1, Pp.71 -86.
  29. Pearson, T. & G. Trompeter. (1994). Competition in the market for audit services: The effect of supplier concentration on audit fees. Contemporary Accounting Research, Vol. 11, No. 1, Pp. 115– 135.
  30. Sanders, G., Allen, A. & L. Korte. (1995). Municipal audit fees: Has increased competition made a difference? Auditing: A Journal of Research, Vol. 42, No. 3, Pp. 625– 658.

 


                                                 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 5,042
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 2,597


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب