تاثیر ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی کارشناسی ارشد حسابداری، موسسه آموزش عالی دانشوران، تبریز، ایران

2 کارشناسی ارشد حسابداری، موسسه آموزش عالی دانشوران، تبریز، ایران

چکیده

این پژوهش به بررسی تاثیر ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل می‌پردازد. پژوهش حاضر از لحاظ هدف، کاربردی بوده و از بعد روش‌شناسی از نوع تحقیقات علّی (پس رویدادی) می‌باشد. جامعه آماری پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد و با استفاده از روش نمونه‌گیری حذف سیستماتیک، 119 شرکت به عنوان نمونه پژوهش انتخاب و در دوره‌ی زمانی بین سال‌های 1389 تا 1396 مورد تحقیق و بررسی قرار گرفتند. روش مورد استفاده جهت جمع‌آوری اطلاعات، کتابخانه‌ای بوده و برای آزمون فرضیه‌ ی اول از رگرسیون چندگانه با الگوی داده‌های تابلویی و برای فرضیه ی دوم از رگرسیون لجستیک استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان می‌دهد که ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرسی تاثیر معکوس و معنادار دارد. همچنین تاثیر ارتباطات سیاسی بر انتخاب حسابرس مستقل معکوس و معنادار است.

کلیدواژه‌ها


مقدمه

حامیان تغییر حسابرس بر این باورند که در صورت تغییر اجباری، حسابرسان در موقعیتی قرار می‏گیرند که خواهند توانست در مقابل فشارها و خواسته‏های مدیران مقاومت و قضاوت بی‏طرفانه‏تری را اعمال کنند. حضور طولانی مدت حسابرس در کنار صاحبکار، موجب ایجاد تمایلاتی برای حفظ و رعایت نظر مدیریت صاحبکار می‏شود؛ وضعیتی که استقلال و بی‏طرفی او را مخدوش می‏کند (رجبی، 1385). از طرفی قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی، از موضوع‌های موردعلاقه بسیاری از محققان حوزه حسابرسی است. برای بسیاری از صاحب‌کاران، هزینه حسابرسی رقمی درخور توجه است؛ اگرچه ممکن است در شرکت‌های بزرگ با حجم فروش و نقدینگی بالا و یا برخی شرکت‌های دولتی، توانایی پرداخت این هزینه به‌راحتی میسر باشد، ولی برای اکثر شرکت‌های تجاری کوچک یا آن‌هایی که از وضعیت مالی مناسبی برخوردار نیستند، این رقم هزینه می‌تواند بسیار بااهمیت و سنگین باشد؛ هزینه‌ای که در بیشتر مواقع ناگزیرند آن را پرداخت کنند؛ بنابراین، از منظر صاحب‌کار، با شناخت عوامل مؤثر بر میزان حق‌الزحمه حسابرسی و با کنترل این عوامل در داخل سازمان، می‌توان موجبات کاهش چنین هزینه‌ای را فراهم آورد. حسابرسان نیز با دانستن این عوامل می‌توانند خدمات خود را به شکل مناسبی قیمت‌گذاری کنند (حیدرپور و جعفری، 1395). از سوی دیگر، شاخص ارتباطات سیاسی متغیری می‌باشد که با استفاده از ارتباطات سیاسی اندازه‌گیری می‌شود. این نسبت با توجه به متغیرهایی که در مطالعات اخیر مورد استفاده قرار گرفته اند برتری‌هایی دارد چراکه براساس اینکه آیا شرکت‌های دولتی و یا غیر دولتی از این امر پیروی می کنند اندازه گیری می‌شود (لین و سو[1]، 2008؛ پونست و همکاران[2]، 2010؛ چن و همکاران[3]، 2012). در ادبیات موجود مستند شده است که ارتباط سیاسی از طریق دسترسی آسان به منابع خارجی و قراردادهای مبتنی بر روابط، منابع ارزشمندی برای شرکت فراهم می‌کند و بر تصمیم‌های سرمایه گذاری اثر می گذارد (کلاسنس و همکاران[4]، 2008 ؛ هوستن و همکاران[5]، 2014: پیوتروسکی و ژانگ[6]، 2014). ارتباطات سیاسی در تخصیص وام‌های بانکی شرکت‌ها نقش بسزایی دارد، براساس شواهد بدست آمده شرکتهای دولتی ارتباطات سیاسی را ترجیح می دهند (فیرث و همکاران[7]، 2007). ارتباط سیاسی، سود های چشمگیری را به شرکت ها ارائه می کند، اثبات شده‌ا‌ست که شرکت های سیاسی وقتی که با مشکلات مالی مواجه می شوند نسبت به شرکت های غیر مرتب مشتبه بیشتر احتمال دارد به ضمانت آزاد شوند (فاکسیو[8]، 2006). با توجه به مراتب فوق و اثرات ارتباطات سیاسی در شرکت‌ها و تصمیم گیری های آنها، این پژوهش درصدد پاسخ به این سوال است که ارتباطات سیاسی چه تاثیری در انتخاب حسابرس و حق الزحمه حسابرسی دارد؟

 

مبانی نظری پژوهش

ارتباطات سیاسی

نظریه اقتصاد سیاسی از نیمه دوم قرن بیستم با گسترش و نفوذ مکتب لیبرالیسم وارد متون اقتصادی جهان شد این نظریه نه تنها مورد توجه اقتصاددانان و سیاست مداران واقع شده است بلکه جامعه شناسان نیز آثاری در بسط و توصیح این نظریه ارائه داده اند. بر اساس این نظریه اقتصاد و سیاست تاثیر متقابل بر یکدیگر دارند این به این معناست که فعالیت و تصمیم‌گیری‌های سیاسی تاثیر متقابل بر یکدیگر دارند. این به این معنا است که فعالیت و تصمیم‌گیری‌های سیاسی تاثیر مستقیم و غیر مستقیم بر فعالیت‌های اقتصادی و برعکس دارند (مهدی فرد و رویایی، 1394). به اعتقاد فیسمن[9] (2001) روابط سیاسی در مقایسه با پایه‌های اقتصادی شرکت، عامل اصلی سودآوری شرکت در کشورهای آسیای شرقی و در حال توسعه است، او معتقد است که عایدات شرکت هتی دارای روابط سیاسی به طور گسترده تحت تاثیر تصمیمات دولتی قرار دارد،که علایق آنها را مورد توجه قرار می‌دهد. در شرکت های دارای روابط سیاسی دسترسی به منابع سرمایه بستگی به سود گزارش شده نداره ,زیرا روابط سیاسی منجر به دسترسی آسان به اعتبار و منابع سرمایه از بانک های تحت تملک دولت می‌گردد (بوباکری و دیگران[10]، 2012). نشانه های مدیریت سیاسی شرکت های عبارتند از وجود اعضای هیئت مدیره وابسته به دولت , مجلس و مانند این نوع نهادهای سیاسی، یا وجود سهامدار عمده (دارای حداقل ده درصد سهام دارای حق رای) دولتی و شبه دولتی. این متغیر با بررسی دقیق یادداشت های همراه صورت های مالی و گزارش هیئت مدیره به مجمع عمومی از طریق شناسایی مدیرعامل, اعضای هیئت مدیره، سهامداران عمده، اشخاص وابسته و اشخاص در تعامل با شرکت های نمونه به انحای گوناگون صورت پذیرفت (لی و وانگ[11]، 2016). یکی دیگر از معیار هایی که در تحقیقات اخیر برای اندازه گیری ارتباط سیاسی مورد استفاده قرار گرفته است ,معیار بدهی بلند مدت می باشد. مطالعات متعدد مانند (فان و همکاران[12]، 2008 و فان و وانگ[13]، 2006) نشان داده است که ارتباط سیاسی بیشتر شرکت ها باعث می‌شود تا فرصت دسترسی شزکت ها به منابع بلند مدت و کم هزینه تر فراهم شدا و در نتیجه در شرکت‌های با ارتباط سیاسی بالاتر، نسبت بدهی‌های بلند‌مدت بیشتر گردد (لین و همکاران[14]، 2015).

 

حق الزحمه حسابرسی

حق‌الزحمه حسابرسی باید بر اساس مدت زمان لازم برای اجرای عملیات حسابرسی تعیین شود. در یک بازار رقابتی برای خدمات حسابرسی، حق‌الزحمه اضافی دریافتی به‌وسیله حسابرس به علت استفاده بهینه از زمان برای انجام خدمات اعتباردهی است. تکمیل سریع عملیات حسابرسی ممکن است هزینه بیشتری در برداشته باشد. زیرا، حسابرسان درگیر فعالیت‌هایی مانند اضافه‌کاری یا افزایش هزینه فرصت حسابرسی می‌شوند. بااین‌وجود، دیدگاه متفاوتی وجود دارد که بر اساس آن حق‌الزحمه حسابرسی با تأخیر در ارائه گزارش حسابرسی رابطه مثبت دارد. زیرا، با افزایش حق‌الزحمه میزان آزمون‌های محتوای حسابرسی نیز افزایش می‌یابد هم‌چنین، رابطه با کارمندان ارشد یا مذاکره با مدیریت درباره نتیجه کار حسابرسی نیز افزایش می‌یابد (واعظ و احمدی، 1393).

 

انتخاب حسابرس

سازمان حسابرسی در ایران به‌عنوان یک موسسه حسابرسی دولتی به ارائه خدمات حرفه‌ای حسابرسی می‌پردازد و به نسبت سایر مؤسسات حسابرسی، از حجم صاحب‌کاران بالاتری برخوردار است. به‌علاوه به‌واسطه ساختار دولتی و انتخاب قهری، این سازمان در پذیرش کار و تعیین حق‌الزحمه خدمات حرفه‌ای از حاشیه امنیتی برخوردار است که توانسته در عرصه رقابت با سایر مؤسسات غیردولتی جایگاه ویژه‌ای را به خود اختصاص دهد. بنابراین انتظار می‌رود این سازمان، همانند چهار موسسه بزرگ حسابرسی دنیا که به نسبت سایر رقبا در عرصه بین‌المللی دارای صرفی در حق‌الزحمه خدمات حرفه‌ای می‌باشند، در بازار خدمات حسابرسی در ایران به نسبت رقبا حق‌الزحمه بیشتری دریافت نماید (رجبی و خشوئی، 1387). در بیشتر کشورها، انتخاب حسابرس مستقل به پیشنهاد هیئت‌مدیره و تصویب مجمع عمومی سهامداران صورت می‌گیرد. در کشورهایی که قوانین مدرن‌تری دارند، کمیته حسابرسی صاحب‌کار حسابرس مستقل را انتخاب می‌کند؛ اما در گزارش کمیته بلو ریبون[15] (1999) اعلام شد علی‌رغم تأکید بر نقش بیشتر کمیته حسابرسی صاحب‌کار در انتخاب یا تعویض حسابرسان، همچنان در کشور آمریکا مدیریت صاحب‌کار نقش مهمی در انتخاب یا کنار گذاری حسابرسان مستقل ایفا می‌کند. اگر مدیریت صورت‌های مالی را بر اساس اصول متداول حسابداری تهیه نکند و از حسابرس بخواهد که این عدم رعایت را گزارش نکند، در چنین شرایطی، حسابرس باید میان پذیرش خواسته‌های نامعقول مدیریت یا حفظ استقلال خود یکی را انتخاب کند. در صورت عدم پذیرش درخواست مدیریت، ممکن است مدیریت فشارهای لازم را برای تغییر حسابرس یا تغییر نرخ‌های حق‌الزحمه حسابرسی اعمال کند (سجادی و ابراهیمی مند، 1383).

 

پیشینه پژوهش

مالول و همکاران[16] (2018) تأثیر ارتباطات سیاسی بر عملکرد و ارزش شرکت‌های تونسی را بررسی کردند. بر اساس نتایج به دست آمده، ارتباطات سیاسی موجب بهبود عملکرد و ارزش شرکت می شود. در واقع سرمایه گذاران به دلیل کسب منافع بیشتر، به سرمایه گذاری در شرکت هایی با ارتباطات سیاسی بالا تمایل نشان می دهند.

سعید و همکاران[17] (2016) تأثیر ارتباطات سیاسی بر عملکرد شرکت را بررسی کردند. نتایج آنها نشان داد که بین ارتباطات سیاسی و عملکرد شرکت، رابطه منفی وجود دارد. آنها دریافتند که عملکرد شرکت های سیاسی بر اساس شاخص های بازده دارایی و بازده حقوق صاحبان سهام به ترتیب حدود 17 و 15 درصد کمتر از عملکرد شرکت های غیرسیاسی است.

بوبکری و دیگران (2012) به بررسی تاثیر روابط سیاسی بر روی عملکرد شرکت و تصمیمات تامین مالی پرداختند. آنها یافتند که اول شرکت‌ها بعد از برقراری روابط سیاسی عملکرد خود را بهبود بخشیده و بدهی خود را افزایش می‌دهند. دوم روابط سیاسی همبستگی قوی با تغییر در اهرم و عملکرد عملیاتی دارد. سوم شرکتهای دارای روابط سیاسی به منابع اعتباری دسترسی آسانتری دارند.

بطیار (1397) در پژوهشی به بررسی رابطه بین قدرت مدیرعامل و انتخاب حسابرس در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نمونه آماری این پژوهش شامل 151 شرکت در بازه زمانی 1391 تا 1395 مورد بررسی قرار گرفت. نتایج حاصل از پژوهش نشان‌دهنده آن است که بین قدرت مدیرعامل و انتخاب حسابرس رابطه منفی معنادار وجود دارد.

بادآور نهندی و تقی زاده خانقاه (1397) در پژوهشی به بررسی تأثیر ارتباطات سیاسی بر سرمایه‌گذاری بیشتر از حد و عملکرد شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1389 الی 1395 پرداختند و نمونه‌ی آنها متشکل از 110 شرکت بود نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد که ارتباطات سیاسی بر سرمایه‎گذاری بیشتر از حد تأثیر مثبتی داشته و بر عملکرد شرکت تأثیر منفی می‎گذارد.

احمدی و همکاران (1394) در پژوهشی تحت عنوان تاثیر عدم تقارن اطلاعاتی و کیفیت اقلام تعهدی بر حق الزحمه حسابرسی نشان دادند که که بین عدم تقارن اطلاعاتی و حق الزحمه‌ی حسابرسی رابطه‌ی مثبت و معناداری وجود دارد.

 

روش‌شناسی پژوهش

این پژوهش از نوع تحقیقات کاربردی است. پژوهش کاربردی، پژوهشی است که نظریه ها، قانونمندی ها، اصول و فنون را برای حل مسایل واقعی به کار می گیرد. در این پژوهش تاثیر ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل بررسی می‌شود. بنابراین نتایج این پژوهش می تواند در تدوین قوانین و مقررات بورس اوراق بهادار مورد استفاده قرار گیرد. همچنین این پژوهش از نوع تحقیقات همبستگی است، زیرا این پژوهش به دنبال یافتن ارتباط بین چندین متغیر است. روش شناسی پژوهش حاضر از نوع پس رویدادی می‌باشد، بدین معنی که انجام پژوهش براساس اطلاعات گذشته انجام می‌شود.

 

جامعه‌ی آماری

جامعه آماری مورد بررسی در این پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران و دوره مورد بررسی نیز سال‌های 1389 تا 1396 می‌باشد. در این پژوهش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران که دارای ویژگی‌های زیر بوده، به عنوان نمونه انتخاب خواهند شد:

- به دلیل افزایش قابلیت مقایسه، دوره مالی شرکت‌ها منتهی به پایان اسفند ماه باشد.

- شرکت‌های مورد نظر جزو بانکها و واسطه گری مالی، لیزینگ، هلدینگ و سرمایه گذاری به علت ماهیت و نوع فعالیت این گروه از شرکتها متفاوت است، نباشند.

- معاملات سهام شرکتها به طور مداوم در بورس اوراق بهادار صورت گرفته باشد و توقف معاملاتی بیش از 3 ماه در مورد سهام یاد شده اتفاق نیفتاده باشد.

- شرکتها نبایستی سال مالی خود را در طی دوره های مورد نظر تغییر داده باشد.

- اطلاعات مالی شرکت‌های مورد بررسی به منظور استخراج داده های مورد نیاز در دسترس باشد.

- شرکتهای مورد بررسی در بازه زمانی پژوهش از بورس خارج نشده باشد.

در این پژوهش از روش حذف سیستماتیک برای رسیدن به نمونه استفاده شده است و با اعمال محدودیت‌های فوق در نهایت 119 طبق جدول زیر به عنوان نمونه انتخاب شده اند.

 

فرضیه‌ها

  1. ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرس تاثیر دارد.
  2. ارتباطات سیاسی بر انتخاب حسابرس مستقل تاثیر دارد.

 

مدل رگرسیونی

با توجه به فرضیه­های تحقیق، مدلهای آزمون فرضیات بصورت زیر ارایه می شوند:

audit Fees= β0+ β1 pclon + β2 cfo+ β3 lev+ β4 size+ β5 loss+U

Auditor Choice= β0+ β1 pclon + β2 cfo+ β3 lev+ β4 size+ β5 loss+U

 

تعریف عملیاتی متغیرها

الف) متغیر مستقل: ارتباطات سیاسی با نماد (pclon)

چند معیار به روش تاپسیس و وزن‌دهی به روش آنتروپی تعیین شدند. برای تفکیک شرکت‌های سیاسی و غیرسیاسی، از متغیرهای هزینه‌های سیاسی (فاسیو و همکاران، 2006) به شرح زیر استفاده شده است: (بادآور نهندی و تقی‌زاده خانقاه، 1397).

ارزش بازار سهام: هر چه ارزش بازار سهام بیشتر باشد، احتمال ارتباطات سیاسی بیشتر است.

ارزش دفتری دارایی‌ها: هر چه ارزش دفتری دارایی‌ها بیشتر باشد، احتمال ارتباطات سیاسی بیشتر است.

مالیات بر درآمد: براساس تئوری هزینه سیاسی، هر چه مالیات بر درآمد بیشتر باشد، احتمال ارتباطات سیاسی بیشتر است (ارتباط با وزارت اقتصاد).

جمع فروش صادراتی: هر چه فروش صادراتی بیشتر باشد، احتمال ارتباطات سیاسی بیشتر است (ارتباط با وزارت صنعت، معدن و تجارت).

رتبه بالاتر شرکت‌ها از مجموعه عوامل فوق، بیانگر ارتباطات گسترده‌تر و سیاسی بودن شرکت‌ها است. اساس این روش بر این مفهوم استوار است که گزینة انتخابی باید کمترین فاصله را با راه حل ایده‌آل مثبت (شاخص سود) و بیشترین فاصله را با ایده‌آل منفی (شاخص هزینه) داشته باشد

ماتریس تصمیم برای تفکیک شرکت‌های سیاسی و غیرسیاسی در روش تاپسیس در جدول 1 آمده است.

جدول 1: ماتریس تصمیم برای تفکیک شرکت‌های سیاسی و غیر سیاسی

فروش صادراتی

مالیات بر درآمد

دارایی ها

ارزش بازار

شرکت‌ها در هر سال / متغیرها

X1m

X13

X12

X11

X1

X2m

X23

X22

X21

X2

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

Xnm

Xn3

Xn2

Xn1

Xn

در این ماتریس، شاخصی که دارای مطلوبیت یکنواخت افزایشی (جنبة مثبت) است، شاخص سود نامیده می شود و شاخصی که مطلوبیت یکنواخت کاهشی (جنبه منفی) دارد، شاخص هزینه است. در این پژوهش مطابق جدول 1، شاخص‌های تفکیک شرکت‌های دارای تعاملات سیاسی گسترده با دولت، از مطلوبیت یکنواخت افزایشی (جنبه مثبت) برخوردارند، بنابراین شاخص سود به حساب می‌آیند. همچنین، از آنجا که شاخص‌ها برای تصمیم‌گیرنده اهمیت یکسانی ندارند، نخست وزن شاخص‌ها بر اساس روش آنتروپی شانون به دست آمد و پس از آن به الگوریتم تاپسیس وارد شدند.

برای محاسبه وزن شاخص‌ها ابتدا ماتریس تصمیم‌گیری مطابق جدول 1 تشکیل می‌شود. در این جدول Xi,j ارزش شاخص‌های متناسب با هر گزینه است. برای اجرای فرایند یک آنتروپی ابتدا Pi,j  را متناسب با رابطه 1 محاسبه می‌شود.

                                                                                                     رابطه 1

مرحله دوم، محاسبه شاخص عدم اطمینان است. برای این منظور ابتدا ارزشی به نام  Ejبه صورت رابطه 2 محاسبه می شود، سپس عدم اطمینان با درجه انحراف di که بیان می کند شاخص مربوطه چه میزان اطلاعات مفید برای تصمیم‌گیری در اختیار تصمیم گیرنده قرار می دهد، به دست می آید. این عدم اطمینان به کمک رابطه 3 محاسبه می شود.

                                                           رابطه 2

                                                                                                        رابطه 3

در نهایت وزن شاخص ها مطابق رابطه 4 محاسبه می شود.

                                                                                                               رابطه 4

در صورتی که تصمیم گیرنده از قبل وزن خاصی  را برای شاخص در نظر گرفته باشد، وزن جدید  به صورت رابطه 5 محاسبه می شود.

                                                                                                          رابطه 5

برای رتبه‌بندی به روش تاپسیس، در گام اول ماتریس تصمیم نرمال شده محاسبه می شود؛ در گام دوم ماتریس تصمیم نرمال موزون به دست می‌آید؛ در گام سوم راه حل ایده‌آل مثبت و راه حل ایده‌آل منفی تعیین می شود؛ گام چهارم بدست آوردن میزان فاصله هر گزینه با ایده‌آل‌های مثبت و منفی است؛ در گام پنجم نزدیکی نسبی گزینه به راه حل ایده‌آل تعیین شده و در گام ششم گزینه‌ها رتبه‌بندی می‌شوند.

بعد از اینکه شرکت‌های نمونه از طریق الگوی تصمیم‌گیری چند معیاره به روش تاپسیس و وزن دهی به روش آنتروپی اندازه‌گیری و رتبه بندی شدند، در دو دسته جای گرفتند. دسته‌ای که از رتبه بالاتری داشت (پنجک اول)، شرکت‌های دارای ارتباطات گسترده سیاسی نام گرفت و به آن‌ها عدد 1 اختصاص یافت و دسته‌ای که کمترین رتبه را کسب کرد (پنجک دوم الی پنجم)، شرکت‌های دارای ارتباطات محدود سیاسی شناسایی شد و به آن‌ها صفر تعلق گرفت. رتبه‌بندی گزینه‌ها به ترتیب ارجحیت و براساس نزدیکی نسبی به راه حل ایده‌آل صورت گرفت. گزینه مطلوب گزینه‌ای است که از لحاظ نسبی، نزدیکی بیشتری به راه‌حل ایده‌آل داشته باشد.

 

متغیرهای وابسته

ب) حق الزحمه حسابرسی با نماد (Audit Fee)

بیانگر لگاریتم حق الزحمه حسابرسی می باشد که از یادداشت های‌ همراه صورت های مالی می توان استخراج نمود.

ج) انتخاب حسابرس مستقل با نماد (Auditor Choice)

چنانچه حسابرس مستقل شرکتی، از حسابرسان رتبه الف باشد، برابر با یک، وگرنه برابر با صفر خواهد بود.

 

متغیرهای کنترلی

جریان نقد عملیاتی با نماد (cfo): از نسبت جریان نقد وجوه عملیاتی به جمع کل دارایی‌ها اندازه گیری شده است.

اهرم مالی با نماد (lev): این متغیر از نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها اندازه گیری شده است.

اندازه شرکت با نماد (Size) : این متغیر با استفاده از لگاریتم طبیعی کل دارایی ها اندازه گیری شده است.

زیان ده بودن شرکت با نماد (loss): چنانچه شرکت زیان داشته باشد برابر با یک وگرنه برابر با صفر خواهد بود.

 

یافته‌های پژوهش

به‌منظور بررسی مشخصات عمومی متغیرها و تجزیه‌وتحلیل دقیق آن‌ها، آشنایی با آمار توصیفی مربوط به متغیرها لازم است. جدول (2)، آمار توصیفی داده‌های مربوط به متغیرهای مورداستفاده در تحقیق را نشان می‌دهد. آمار توصیفی مربوط به 119 شرکت نمونه طی دوره زمانی 8 ساله (1389 تا 1396) می‌باشد. نتایج تحلیل توصیفی داده‌ها را می‌توان در قالب موارد زیر خلاصه نمود:

در جدول (2) مقدار میانگین برای متغیر اهرم مالی برابر با (56/0) می‌باشد که نشان می‌دهد بیشتر داده‌ها حول این نقطه تمرکز یافته‌اند. مقدار انحراف معیار برای اندازه شرکت برابر با 1.535 و برای اهرم مالی برابر است با 0.19 می‌باشد که نشان می‌دهد این دو متغیر به ترتیب دارای بیشترین و کمترین انحراف معیار هستند. کمترین مقدار برای حق الزحمه حسابرسی برابر با 1.242 و بیشتر مقدار برابر با 3.756 می‌باشد.

جدول 2: آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

نام متغیر

تعداد

میانگین

انحراف معیار

کمترین

بیشترین

حق الزحمه حسابرسی

952

2.449

0.358

1.242

3.756

جریان نقد عملیاتی

952

0.166

0.192

0.611-

0.985

اهرم مالی

952

0.564

0.19

0.09

0.912

اندازه شرکت

952

13.974

1.535

10.504

19.149

 

توزیع فراوانی

متغیرهای کیفی متغیرهایی مجازی هستند که عدد صفر یا یک را برمی‌دارند. در پژوهش حاضر نیز، چون متغیرهای ارتباطات سیاسی، انتخاب حسابرس مستقل و زیانده بودن متغیر کیفی هستند جدول توزیع فراوانی آن‌ها بدین‌صورت  است:

همان‌طور که در جدول (3) قابل مشاهده است، جمع کل شرکت - سال‌های مورد بررسی برابر با 952 می‌باشد که تعداد 191 شرکت – سال معادل 20 درصد دارای ارتباطات سیاسی هستند.

 

جدول 3: توزیع فراوانی متغیر ارتباطات سیاسی

شرح

فراوانی

درصد فراوانی

0

761

79.94

1

191

20.06

جمع کل

952

100

 

طبق جدول (4)، جمع کل شرکت - سال‌های مورد بررسی برابر با 952 می‌باشد که تعداد 374 شرکت – سال معادل 39 درصد شرکتها از موسسات رتبه الف جهت حسابرسی صورتهای مالی استفاده کرده اند.

 

جدول 4: توزیع فراوانی متغیر انتخاب حسابرس مستقل

شرح

فراوانی

درصد فراوانی

0

578

60.71

1

374

39.29

جمع کل

952

100

 

 

طبق جدول (5)، جمع کل شرکت- سال‌های مورد بررسی برابر با 952 می‌باشد که تعداد 101 شرکت – سال معادل 10 درصد شرکتها زیان ده بوده‌اند.

 

جدول 5: توزیع فراوانی متغیر زیان‌ده بودن شرکت

شرح

فراوانی

درصد فراوانی

0

851

89.39

1

101

10.61

جمع کل

952

100

 

آزمون نرمال بودن

نرمال بودن متغیرها (به‌خصوص متغیر وابسته در مدل‌های رگرسیونی)، شرط اولیه انجام کلیه آزمون‌های پارامتریک می‌باشد. با استفاده از آزمون شاپیرو فرانسیا نرمال بودن توزیع متغیرهای پژوهش موردبررسی قرارگرفته است که نتایج این آزمون بدین شرح است:

طبق نتایج آزمون شاپیرو فرانسیا (جدول 6) مشاهده می‌شود متغیرهای پژوهش از توزیع نرمال برخوردار نیستند. لازم به توضیح است که در جدول 13 آزمون جارک-برا برای بررسی نرمال بودن جملات اخلال انجام‌شده است که نتایج نشان می‌دهد خطاهای باقی‌مانده نرمال هستند.

جدول 5: نتایج آزمون شاپیرو فرانسیا

نام متغیر

تعداد مشاهدات

معناداری شاپیرو فرانسیا

نتیجه

حق الزحمه حسابرسی

952

0.00001

توزیع نرمال ندارد

جریان نقد عملیاتی

952

0.00001

توزیع نرمال ندارد

اهرم مالی

952

0.00001

توزیع نرمال ندارد

اندازه شرکت

952

0.00001

توزیع نرمال ندارد

 

آزمون مانایی

یکی از شرایط اولیه قبل از برآورد مدل، بررسی مانایی متغیرها می‌باشد. در این پژوهش برای بررسی وجود ریشه واحد در داده‌های پانل از آزمون هاریس استفاده‌شده است که نتایج آن به‌صورت جدول شماره 7، به‌صورت زیر می‌باشد:

با توجه به جدول 7، مشاهده می‌شود که سطح معنی‌داری متغیرها کمتر از 5 درصد بوده و بیانگر مانا بودن متغیرها است.

جدول 7: آزمون مانایی(هاریس) برای متغیرهای پژوهش

نام متغیر

آماره آزمون

سطح معناداری

نتیجه

حق الزحمه حسابرسی

10.239-

0.0000

مانا است

جریان نقد عملیاتی

19.668-

0.0000

مانا است

اهرم مالی

13.184-

0.0000

مانا است

اندازه شرکت

24.917-

0.0000

مانا است

 

 

آزمون F لیمر (چاو) و آزمون هاسمن برای فرضیه اول

با توجه به جدول 8، چون سطح معناداری آزمون اف لیمر در مدل پژوهش کمتر از 5 درصد است، ازاین‌رو داده‌های تابلویی (پانل دیتا) در مقابل داده‌های تلفیقی (پول) مورد پذیرش قرار می‌گیرند. همچنین چون سطح معناداری آزمون هاسمن در مدل کمتر از 5 درصد است بنابراین بیانگر اثرات ثابت می‌باشند.

جدول 8: نتایج آزمون چاو و هاسمن

فرضیه

آزمون

آزمون فرضیه

اف لیمر

هاسمن

میزان آماره

سطح معنی‌داری

میزان آماره

سطح معنی‌داری

فرضیه اول

9.5

0.0000

18.27

0.0026

داده‌های تابلویی

اثرات ثابت

 

آزمون ناهمسانی واریانس

اگر خطاهای رگرسیون ناهمسان باشند اما محقق بدون در نظر گرفتن این موضوع به فرایند برآورد و استنباط ادامه دهد در این حالت، انحراف معیار می‌تواند اشتباه باشد و بنابراین هرگونه استنباطی که صورت گرفته، می‌تواند گمراه‌کننده باشد بنابراین از آزمون والد تعدیل‌شده برای بررسی ناهمسانی واریانس جملات اخلال استفاده‌شده است.

با توجه به جدول 9، نشان می دهد که سطح معنی داری آزمون والد تعدیل شده کمتر از 5 درصد می باشد و بیانگر وجود ناهمسانی واریانس در جملات اخلال می باشد. که این مشکل در تخمین نهایی مدل با روش وزن دهی به داده ها از طریق دستور gls، رفع گردیده است.

جدول 9: نتایج آزمون ناهمسانی واریانس

مدل های پژوهش

آماره آزمون

سطح معنی داری

نتیجه

فرضیه (مدل) اول

33251.73

0.0000

وجود ناهمسانی واریانس

 

آزمون خودهمبستگی

مقادیری که متغیرهای توضیحی در مدل به خود می‌گیرند تصادفی هستند، بنابراین مقادیر خطا نیز باید در کل تصادفی باشند. یعنی بین مقادیر جملات خطا همبستگی و ترتیب خاصی وجود نداشته باشد و در طول زمان به‌طور منظم تغییر نکند زیرا اگر چنین باشد، تغییرات جملات خطا تصادفی نبوده و به مقادیر متغیرهای توضیحی وابسته خواهد بود. همبستگی بین مقادیر خطا ممکن است در بین سال‌های مختلف و یا در بین مقاطع مختلف وجود داشته باشد (بنی مهد و همکاران، 1395).

با توجه به نتایج جدول شماره 10، مشاهده می‌شود که سطح معناداری والدریج برای مدل‌ بیشتر از 5 درصد بوده و بیانگر عدم وجود خودهمبستگی سریالی در مدل‌ می‌باشد.

جدول 10: نتایج آزمون خودهمبستگی سریالی

مدل های پژوهش

آماره آزمون

سطح معنی داری

نتیجه

فرضیه (مدل) اول

2.732

0.101

عدم وجود خودهمبستگی سریالی

 

 

 

آزمون هم خطی

اگر آماره آزمون VIF به یک نزدیک بود نشان‌دهنده عدم وجود هم خطی است. به‌عنوان یک قاعده تجربی مقدار VIF بزرگ‌تر از 10 باشد هم خطی  چندگانه بالا می‌باشد (سوری، 1390). با توجه به نتایج جدول شماره 11، مشاهده می‌شود مقادیر عامل تورم واریانس کمتر از عدد 10 می‌باشد که بیانگر عدم وجود هم خطی می‌باشد.

جدول 11: آزمون هم خطی متغیرها (فرضیه (مدل) پژوهش)

نام متغیر

VIF

1/VIF

ارتباطات سیاسی

1.13

0.887

جریان نقد عملیاتی

1.07

0.93

اهرم مالی

1.07

0.932

اندازه شرکت

1.03

0.968

زیان ده بودن شرکت

1.00

0.999

نتیجه

هم خطی وجود ندارد

 

تخمین نهایی مدل

  • ·        آزمون فرضیه اول

فرضیه اول بیان می‌دارد: ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرس تاثیر دارد.

طبق نتایج جدول (12)، مشاهده می‌شود که ارتباطات سیاسی دارای ضریب منفی و سطح معناداری کمتر از 5 درصد می‌باشد می‌توان گفت که ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرس تاثیر معکوس و معنادار دارد و فرضیه اول موردپذیرش قرار می‌گیرد ضریب تعیین برابر با 72 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 72 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره والد برابر با 628.65 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

جدول 12: تخمین نهایی مدل رگرسیونی اول

متغیرها

ضرایب

انحراف استاندارد ضرایب

آماره z

سطح معناداری

ارتباطات سیاسی

0.063-

0.016

3.73-

0.000

جریان نقد عملیاتی

0.113-

0.037

3.00-

0.003

اهرم مالی

0.241

0.042

5.67

0.000

اندازه شرکت

0.164

0.007

22.97

0.000

زیان ده بودن شرکت

0.022

0.018

1.24

0.214

عرض از مبدآ

0.044

0.101

0.44

0.659

سایر آماره های اطلاعاتی

ضریب تعیین

72 درصد

آماره والد و معناداری آن

628.65 (0.0000)

 

 

 

آزمون نرمال بودن باقی‌مانده‌ها

با توجه به جدول (13) سطح معناداری آزمون بیشتر از 5 درصد است ازاین‌رو می‌توان گفت که متغیر جملات اخلال از توزیع نرمال برخوردار هستند.

جدول 13: نتایج آزمون جارک-برا (فرضیه (مدل) پژوهش)

نام مدل

تعداد مشاهدات

معناداری جارک-برا

نتیجه

مدل فرضیه اول

985

0.318

توزیع نرمال دارد

 

  • ·        آزمون فرضیه دوم

فرضیه دوم بیان می‌دارد: ارتباطات سیاسی بر انتخاب حسابرس مستقل تاثیر دارد.

نتایج جدول (14) نشان می‌دهد که متغیر ارتباطات سیاسی با ضریب (0.209-) و معنی‌داری (0.000) رابطه معناداری با انتخاب حسابرس مستقل دارد و فرضیه دوم در سطح اطمینان 99 درصد پذیرفته می‌شود. متغیرهای کنترلی اهرم مالی، اندازه شرکت و جریان نقد عملیاتی دارای ضریب مثبت و سطح معناداری کمتر از 5 درصد هستند ازاین‌رو رابطه مستقیم و معناداری با متغیر وابسته دارند ولی متغیر کنترلی زیانده بودن شرکت دارای سطح معناداری بیشتر از 5 درصد است ازاین‌رو رابطه معناداری با متغیر وابسته ندارد. ضریب مک  فادن برابر با 29 درصد می‌باشد که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی موجود در مدل توانسته‌اند 29 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهند. آماره LR برابر با 376.83 و سطح معناداری آن کمتر از 5 درصد می‌باشد ازاین‌رو می‌توان گفت که مدل برازش شده از اعتبار کافی برخوردار است.

 

جدول14: نتیجه آزمون فرضیه فرعی هشتم (با الگوی لاجیت)

متغیرها

ضرایب

انحراف استاندارد ضرایب

آماره z

سطح معناداری

ارتباطات سیاسی

0.209-

0.059

3.55-

0.000

جریان نقد عملیاتی

3.434

0.497

6.9

0.000

اهرم مالی

0.946

0.474

2.00

0.046

اندازه شرکت

3.77

0.316

11.93

0.000

زیان ده بودن شرکت

0.076-

0.269

0.28-

0.778

عرض از مبدأ

0.733

0.81

0.91

0.365

سایر آماره های اطلاعاتی

ضریب مک‌فادن

29 درصد

آماره LR و معناداری آن

376.83 (0.0000)

 

برازش مطلوبیت مدل رگرسیونی

در جدول (15) چون سطح معناداری آزمون هاسمر – لمشو برای مدل فرضیه دوم پژوهش بیش از 5 درصد می‌باشند بیانگر برازش مطلوب مدل می‌باشد.

 

 

جدول 15: نتایج آزمون هاسمر لمشو و آندروز برای مدل رگرسیونی پژوهش

نام آزمون

مقدار آماره آزمون

سطح معناداری آزمون

هاسمر لمشو

9.93

0.2698

 

تشخیص درصد صحت پیش‌بینی مدل

یکی دیگر از معیارهای نیکویی برازش که آن نیز صرفاً برای مدل‌های لاجیت و پرابیت کاربرد دارد، درصد صحت پیش‌بینی است.

در جدول (16) مشاهده می‌شود که درصد صحت پیش‌بینی مدل‌ بیش از 50 درصد می‌باشد.

جدول 16: درصدهای صحت پیش‌بینی مدل‌ها

نام مدل

نام متغیر

پیش‌بینی کل

مدل فرضیه دوم

انتخاب حسابرس مستقل

77.73 درصد

 

بحث، نتیجه‌گیری و پیشنهادها

در این پژوهش به بررسی تاثیر ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل در بین شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره ی زمانی 1389 تا 1396 پرداخته شد. در این راستا ارتباطات سیاسی، حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل به طور خاص به عنوان متغیرهای پژوهش در نظر گرفته شدند. در پژوهش حاضر با توجه به نتایج حاصل از تخمین نهایی فرضیه اول پژوهش می‌توان گفت که ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرسی تاثیر معکوس و معنادار به لحاظ آماری وجود دارد. طبق فرضیه دوم می‌توان گفت که ارتباطات سیاسی بر انتخاب حسابرس مستقل تاثیر معکوس و معنادار به لحاظ آماری دارد در راستای نتایج حاصل از پژوهش به تحلیل‌گران پیشنهاد می‌گردد که در تحلیل‌ها و پیش‌بینی‌های خود، تأثیر ارتباطات سیاسی بر حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل را مدنظر قرار دهند و به این مسأله توجه کنند که اگر شرکت دارای ارتباطات سیاسی باشد حق الزحمه حسابرسی کاهش می یابد. به مالکان و سهامداران نهادی شرکت‌هایی که دارای ارتباطات سیاسی هستند پیشنهاد می‌شود تصمیماتی اتخاذ کنند که جهت داشتن کیفیت حسابرسی بالا، از موسسات رتبه الف جهت انجام حسابرسی صورتهای مالی استفاده کنند. برای پژوهشگران و دانشجوبان نیز پیشنهاد می‌شود رابطه بین ارتباطات سیاسی با حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل را با تاکید بر نقش تعدیل کنندگی چرخه عمر شرکت انجام دهند و همچنین پیشنهاد می‌شود تأثیر حاکمیت شرکتی بر رابطه بین ارتباطات سیاسی  و حق الزحمه حسابرسی و انتخاب حسابرس مستقل انجام دهند.



[1] Lin & Su

[2] Poncet et al

[3] Chen et al

[4] Claessens & et al

[5] Houston & et al

[6] Piotroski & Zhang

[7] Firth et al

[8] Faccio et al

[9] Fisman

[10] Boubakri et al

[11] Li & Wang

[12] Fan et al

[13] Fan & Wang

[14] Lin et al

[15]  Blue Ribbon committee

[16] Maaloul et al

[17] Saeed et al

ü     احمدی، محمدرمضان، قلمبر، محمدحسین، علایی شینی، افسانه، (1394)، بررسی تأثیر عدم تقارن اطلاعاتی و کیفیت اقلام تعهدی بر حق الزحمه‌ی حسابرسی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه شهید چمران اهواز.

ü     بادآور نهندی، یونس، تقی زاده خانقاه، وحید، (1397)، تأثیر ارتباطات سیاسی بر سرمایه‌گذاری بیشتر از حد و عملکرد شرکت، فصلنامه بررسی­های حسابداری و حسابرسی، مقاله 1، دوره 25، شماره 2، صص 181-198.

ü     بطیار، محمدرضا، (1397)، بررسی رابطه بین قدرت مدیر عامل و انتخاب حسابرس در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، پایان‌نامه کارشناسی ارشد مدیریت مالی، موسسه آموزش عالی حکیم جرجانی.

ü     بنی مهد، بهمن، عربی، مهدی، حسن پور، شیوا، (1395)، اشتباهات رایج در پژوهش‌های تجربی حسابداری، مجله علمی پژوهشی دانش حسابداری مالی، مقاله 2، شماره 1، صص 21-45.

ü     حیدرپور، فرزانه، جعفری، یعقوب، (1395)، تاثیر ساختار بازار محصول بر هزینه‌های حسابرسی، پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، سال 8، شماره 30، صص103-118.

ü     رجبی، روح‌ الله، محمدی خشویی، حمزه، (1387)، هزینه‌های نمایندگی و قیمت‌گذاری خدمات حسابرسی مستقل، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 15، شماره 53، صص 35-52.

ü     رجبی، روح اله، (1385)، چالش‌های تعویض حسابرس، مجله حسابدار رسمی، شماره 8 و 9، صص 53- 62.

ü     سجادی، سیدحسین، ابراهیمی­مند، مهدی، (1383)، عوامل کاهنده استقلال حسابرس مستقل، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، مقاله 5، دوره 12، شماره 2 - شماره پیاپی 441، صص 61-80.

ü     سوری، علی، (1390)، اقتصاد سنجی: همراه با کاربرد نرم افزار Eviews 7، فرهنگ شناسی، صص 1-278.

ü     مهدی فرد، محمدرضا، رویایی، رمضانعلی، (1394)، مدیریت سیاسی و قیمت سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار: آزمون نظریه اقتصاد سیاسی، دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، مقاله 2، دوره 8، شماره 25، صص 19-28.

ü     واعظ، سیدعلی، احمدی، رؤیا، (1393)، بررسی رابطه بین دو عامل حق‌الزحمه حسابرسی و تغییر حسابرس با تأخیر در ارائه گزارش حسابرسی شرکت‌های دارویی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، فصلنامه حسابداری سلامت، سال سوم، شماره 2، صص 77-95.

ü  Blue Ribbon Committee (BRC). (1999). Report and Recommendations of the Blue Ribbon Committee on Improving the Effectiveness of Corporate Audit Committees. Stamford, CT: BRC.

ü  Boubakri, N., Guedhami, O., Mishra, D., Saffar, W. (2012). Political connections and the cost of equity capital. Journal of Corporate Finance, 18 (3): 541–559.

ü  Chen, S., Wang, K., & Li, X. (2012). Product market competition, ultimate controlling structure and related party transactions. China Journal of Accounting Research, 5, 293-306.

ü  Claessens, S., Feijen, E., Laeven, L., (2008). Political connections and preferential access to finance: The role of campaign contributions. Journal of Financial Economics, 88 (3), 554-580.

ü  Faccio, M., )2006(, Politically connected firms, The American Economic Review 96, 369– 386.

ü  Faccio, Mara, Ronald Masulis, and John McConnell, (2006), “Political Connections and CorporateBailouts”, Journal of Finance 61(6), PP. 2597–2635.

ü  Fan, G., & Wang, X. (2006). Marketization index for China's provinces. China: National Economic Research Institute.

ü  Fan, Ying, Yue-Jun Zhang, Hsien- Tang Tsai, and Yi- Ming Wei., (2008). “Estimating Value at Risk of Crude Oil Price and its Spillover Effect Using the GED-GARCH Approach”.Energy Economics, No 30

ü  Firth, M., Fung, P. M., & Rui, O. M. (2007). Ownership, two-tier board structure, and the informativeness of earnings–Evidence from China. Journal of accounting and public policy. 26 (4): 463-496.

ü  Fisman, R (2001). Estimating the value of political connections. The American Economic Review. 91, 1095-1102.

ü  Houston, J., Jiang, L., Lin, C., Ma, Y. (2014). Political connections and the cost of bank loans. Journal of Accounting Research, 52(1), 193-243.

ü  Lee, W. & Wang, L. (2016). Do political connections affect stock price crash risk? Firm-level evidence from China. Review of Quantitative Finance and Accounting, 1, 1-34.

ü  Lin, C., and D. Su, (2008), Industrial diversification, partial privatization and firm valuation: evidence from publicly listed firms in China, Journal of Corporate Finance 14, 405–417.

ü  Lin, K. J., Karim, E. K. & Carter, C. (2015). why does China's stock market have highly synchronous stock price movements? An information supply  perspective Advances in Accounting,31 (1), 68 -7.

ü  Maaloul, A., Chakroun, R., Yahyaoui, S. (2018). The effect of political connections on companies’ performance and value: Evidence from Tunisian companies after the revolution. Journal of Accounting in Emerging Economies, 8 (2), 185-204.

ü  Piotroski, J., Zhang, T. (2014). Politicians and the IPO decision: The impact of impending political promotions on IPO activity in China. Journal of Financial Economics, 111 (1), 111-136.

ü  Poncet, S., W. Steingress, and H. Vandenbussche, (2010), Financial constraints in China: firm-level evidence, China Economic Review 21, 411–422.

Saeed, A., Belghitr, Y., Clark, E. (2016). Do political connections affect firm performance? evidence from a developing country. Journal Emerging Markets Finance and Trade, 52(8),