ترجمه مقاله کمیته حسابرسی، کیفیت گزارش دهی مالی و کنترل داخلی

کمیته حسابرسی، کیفیت گزارش دهی خود را با نظارت گزارش دهی مالی، کنترل داخلی و حسابرسی خارجی بهبود می بخشد (بدارد و گندرون، 2010). تحقیقات قبلی پیرامون اثربخشی کمیته حسابرسی دریافته است، کیفیت گزارش مالی یک موسسه بازرگانی با استقلال و تخصص مالی اعضاء کمیته حسابرسی افزایش می یابد (باکستر و کاتر، 2009؛ بدارد، کتورو و کورتیو، 2004؛ کلین، 2002؛ کریشنان و ویسواناتان، 2008). از این گذشته، تحقیقات تجربی حاکی از این است حق الزحمه های حسابرسی برای موسسات بازرگانی دارای کمیته های حسابرسی دارای حداقل یک عضو دارای تخصص مالی، بالاتر است (اَبوت و دیگران، 2003). ابوت و دیگران (2003) اثبات کردند کمیته های حسابرسی دارای کارشناسان مالی به عنوان اعضاء خود، در صدد تضمین حسابرسی با کیفیت بالاتر و پوشش حسابرسی بیشتر هستند که منجر به حق الزحمه های حسابرسی بالاتر میشود.

 

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

 

با این حال، به نظر میرسد یک تصویر جایگزین در عصر پسا SOX در حال تکامل باشد با توجه به این مساله که مسائل حاکمیت شرکتی در مطبوعات دریافت شده اند. به نظر میرسد وجود یک کمیته حسابرسی موثر، جایگزین حسابرسی خارجی باشد. کریشنان و ویسواناتان (2009) مشاهده کردند حسابرسان اثر بخشی یک کمیته حسابرسی را قیمت گذاری میکنند زیرا به کنترل ریسک و از اینرو به ریسک حسابرسی کلی مربوط است. پس از کنترل مشخصات متعدد هیات مدیره و موسسه بازرگانی پی بردند قیمتگذاری حسابرسی با کمیته های حسابرسی که اعضایشان دارای تخصص مالی و حسابداری هستند، رابطه منفی دارد. بر عکس، وجود مدیران "مشکل دار" در کمیته های حسابرسی میتواند مانع مزایای داشتن یک کمیته حسابرسی مستقل و قابل اطمینان باشد و مدیران "مشکل دار" دارای تخصص مالی در کمیته های حسابرسی حاکی از این هستند که این کمیته ممکن است بر فرایند گزارش دهی مالی به طور موثری نظارت نداشته باشد و ممکن است نتواند رفتار گزارش دهی فرصت طلبانه ای را از سوی مدیریت بیابد. حسابرسان برای پرداختن به این خطرات درک شده، تلاش بیشتری را اعمال خواهند کرد و حق الزحمه های حسابرسی بالاتری را مطالبه مینمایند. از اینرو، فرض میکنیم:

 

 

 

 

 

تعریف یک مدیر "مشکل دار" دو جنبه از پیش زمینه ی قبلی یک مدیر را در نظر میگیرد: الف) درگیری در ناکامی مالی و ب) درگیری در بی احتیاطی در درستی. هر دو نوع بی ملاحظه گی، احتمالا به عنوان شاخص های حاکمیت شرکتی ضعیف از سوی حسابرسان دیده میشود و ممکن است مستلزم استفاده از راه کارهای حسابرسی ارتقا یافته باشد. احتمالا حسابرسان از وجود مدیران دارای زمینه های ناکامی های مالی در هیات مدیره های شرکتی نگران هستند زیرا خطرات بازرگانی ادراک شده ی مشتریان را افزایش میدهد که به نوبه خود خطر حسابرسی را نیز افزایش میدهد. با توجه به احتیاطی ها در درستی، درگیری قبلی در کلاهبرداری و خلافهای حسابداری، نگرانیها در مورد سوء رفتار کلاهبردارانه و نمایندگی برای اشتهار مدیر ضعیف، افزایش می یابد. هم چنین، فرض میکنیم:

 

 

3 طراحی تحقیق و سنجش متغیرها

3.1 انتخاب نمونه

این مطالعه بر اساس موسسات بازرگانی فهرست شده در بورس ایالات متحده (AMEX, NASDAQ و NYSE) است. داده های مربوط به حاکمیت شرکتی من جمله داده های مدیر "مشکل دار" از پایگاه داده های تحلیگر هیات مدیره نشات گرفته اند. داده های باقیمانده، مالی و غیر مالی، از ریسرچ اینسایت [بینش تحقیقات] هستند. با نمونه ی اولیه ی ریسرچ اینسایت دارای 18.555 مشاهده ی موسسه بازرگانی در سال برای دوره ی زمانی 2010 – 2004 بدون هیچ داده ی مفقودی کار خود را آغاز مینماییم. 1.341 مشاهده ی موسسه بازرگانی در سال را از صنایع مالی و نظارتی به خاطر محیط نظارتی  متفاوت شان مستثنی نمودیم. به خاطر اطلاعات مفقود در زمینه ی مدیران "مشکل دار" و سایر متغیرهای کنترل مربوط به هیات مدیره، اندازه نمونه نهایی ما به 9.175 مشاهده موسسه بازرگانی در سال کاهش یافت. جدول 1، فرایند گزینش نمونه را خلاصه مینماید.

3.2 عملیاتی سازی مدیران "مشکل دار"

همانطور که پیشتر ذکر شد، ما از تعریف تحلیلگر هیات مدیره (2007) مدیران "مشکل دار" استفاده مینماییم که آنها را به صورت مدیران دارای درگیری قبلی در ناکامی مالی و بی احتیاطی در درستی توصیف میکند. برای محک زدن فرضیه 1 و 2، مدیران "مشکل دار" (PD) را به صورت یک متغیر تصنعی (PD_DUM) و یک متغیر پیوسته (%PD) می سنجیم. تصنعی برای موسسات بازرگانی دارای یک مدیر "مشکل دار" در هیات مدیره های خود به صورت 1 و بدون آن به صورت 0 کدگذاری میشود. سنجش پیوسته، نسبت اعضاء هیات مدیره ای است که مدیرانش "مشکل دار" هستند.

یک راه کار مشابه را در سنجش مدیران "مشکل دار" در کمیته های حسابرسی دنبال مینماییم: الف) یک متغیر تصنعی، PDAC_DUM که به صورت 1 کد گذاری میشود چنانچه یک یا بیش از یک عضو کمیته حسابرسی، مدیران "مشکل دار" باشند و در غیر اینصورت به صورت 0 کد گذاری میگردد؛ و ب) یک متغیر پیوسته، %PDAC که نسبت مدیران "مشکل دار" در کمیته های حسابرسی است.

PDACEXP به صورت PDAC×EXP اندازه گیری میشود که در اینجا EXP، نسبت کارشناسان مالی در یک کمیته حسابرسی به اندازه کمیته حسابرسی است. چنانچه حضور مدیران "مشکل دار" در یک سازمان، خطر کنترل را افزایش دهد، آنگاه باید انتظار داشته باشیم حسابرسان، حق الزحمه های بالاتری را برای کاهش اثرات چنین خطری مطالبه نمایند (آزمون های فرضیات 1 تا 3).

یک رویکرد مشابه را برای سنجش نمایندگی های مدیر "مشکل دار" برای فرضیه 4 و 5 دنبال میکنیم. سپس، یک مدیر "مشکل دار" درگیر در ناکامی مالی به صورت PD_FIN و یک مدیر مشکل دار درگیر در بی احتیاطی ها در درستی به صورت PD_INTEG سنجیده میشود.

3.3 مشخصات رگرسیون

مدل حق الزحمه حسابرسی اصلی سیمیونیک (1980) نشان میدهد حق الزحمه حسابرسی یک مشتری به شرایط لازم منبع حسابرسی مشتری، هزینه آن منابع و خطرات احتمالی تعهدات حسابرسی وابسته است (بیسیودیس و فرانسیس، 2007). از مدل حق الزحمه حسابرسی متداول استفاده مینماییم در حالیکه تعیین کننده های حق الزحمه وابسته به ریسک موسسه بازرگانی، مشخصات مشتری و مشخصات حسابرسی و حسابرس را نظارت میکنیم (چان، ایزامل و ویلیام، 1993؛ هی و دیگران، 2006؛ پانگ و ویتینگتون، 1994). برای محک زدن فرضیات 1، 2 و 3، نمایندگی ها را برای مدیران "مشکل دار" به عنوان متغیرهای آزمایشی اصلی خود، برای تشخیص اثراتش بر حق الزحمه های حسابرسی در مدل ذیل وارد مینماییم:

تعاریف متغیرها در پیوست ب ارائه شده است.

پیرو مطالعات قبلی- برای نقد و بررسی ادبیات جامع، اثر هی و دیگران (2006) را ملاحظه نمایید- حق الزحمه های حسابرسی بالاتر برای موسسات بازرگانی مورد انتظار هستند که پیچیده باشند (یعنی یک اندازه بزرگ، دارای ادغام ها و تملکهای بیشتر، دارای صدور بدهی/ سرمایه جدید در سال بعد، دارای تجربه رشد فروشها، دارای درصد فروشهای خارجی بیشتر، دارای بخشهای بازرگانی بیشتر، دارای اندوخته ی مقادیر طرح بازنشستگی بیشتر و صدور ارائه های مجدد بیشتر). حق الزحمه های حسابرسی بالاتر هم چنین با موارد ذیل مورد انتظار است الف) ریسک مالی بالاتر (نسبت بدهی به دارایی خالص بالاتر، ROA (بازده دارایی) پایین تر، یک زیان، اقلام ویژه بزرگتر و ناپایداری بازده سهام بالاتر)، ب) ریسک اصلی بالاتر (حجم بالایی از موجودی کالا و بروات وصولی) و ث) مدیریت درامدهای بیشتر (یعنی هم اقلام تعهدی و هم دستکاری های فعالیت واقعی) و د) ویژگی های التزام (با یک انتهای سال مالی در مورخه ی 31 دسامبر و یک شکاف بزرگتر بین انتهای سال مالی و تاریخ شروع درامدها). با فرض نتایج ترکیبی در تحقیقات قبلی، در مورد علامتهای ضرائب بر روی رشد فروش (SALEGR) و حق تصدی حسابرسی (TENURE) هیچ پیش بینی نمیکنیم.

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

 

با توجه به تاثیرات حاکمیت شرکتی بر حق الزحمه های حسابرسی÷ استقلال هیات مدیره (BIND) را نظارت میکنیم که به صورت نسبت تعداد مدیران مستقل به اندازه هیات مدیره اندازه گیری میشود و انتظار میرود با حق الزحمه های حسابرسی÷ رابطه مثبت داشته باشد (آبوت و دیگران÷ 2003؛ کارسلو و دیگران÷ 2002؛زمان÷ حُدَیب÷ حنیفه÷ 2011). CEODUAL÷ یک متغیر تصنعی است÷ اگر رئیس هیات مدیره÷ مدیر عامل شرکت هم باشد÷ به صورت 1 و در غیر اینصورت به صورت 0 کدگذاری میگردد و یک ضریب مثبت را انتظار داریم. دوگانگی مدیر عامل÷ عموما به گونه ای درک میشود که با استقلال هیات مدیره سازگار است (جنسن÷ 1993)÷ ممکن است دارای تاثیر معکوس نهانی بر کیفیت حسابرسی و فعالیتهای کمیته حسابرسی باشد. ممکن است حق الزحمه های حسابرسی را افزایش دهد زیرا مستلزم تلاشهای حسابرسی بالاتر برای به حداقل رساندن ریسک نظارت است (تسوئی÷ جاگی و گال÷ 2001). DIRECTORSHIP÷ یک نماینده برای تخصص هیات مدیره محسوب میشود÷ که به صورت تعداد ریاستهای خارجی در دست گرفته شده در سایر شرکتهای گروهی از سوی مدیران مستقل اندازه گیری میشود که انتظار میرود با حق الزحمه های حسابرسی÷ وابستگی مثبت داشته باشد زیرا این هیات مدیره ها÷ سرمایه اعتباری را به عنوان کارشناسان تصمیم گیری گسترش داده اند و مستلزم حسابرسیهای با کیفیت بالاتر است که به حق الزحمه های حسابرسی بالاتر منجر میگردد (آبوت و دیگران÷ 2003؛ کارسلو و دیگران÷ 2002؛جوهانسن و پترسون÷ 2013).

مدلهای موجود در معادلات 2 الف و 2ب را برای محک زدن فرضیات 4 و 5 براورد میکنیم÷ این فرضیات برای مولفه های مالی و درستی PD هستند.  معادله 2الف برای آزمونهای در سطح هیات مدیره و معادله 2ب برای آزمونهای در سطح کمیته حسابرسی است.

 

 

در اینجا PD-FIN÷ نسبت مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره با درگیریهای قبلی در شکستهای مالی را نشان میدهد و PD_INTEG÷ نسبت مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره در درگیری قبلی در بی ملاحظه گی های درستی را نشان میدهد. برای فرضیات 4 و 5÷ انتظار داریم هم PD_FIN و هم PD_INTEG دارای رابطه مثبت با حق الزحمه های حسابرسی باشند.

 

در این رابطه÷ PDAC_FIN÷ نسبت مدیران "مشکل دار" در کمیته حسابرسی با درگیریهای قبلی در شکست مالی و PDAC_INTEG÷ نسبت مدیران "مشکل دار" در کمیته حسابرسی با درگیری قبلی در بی ملاحظه گی های درستی را نشان میدهد. انتظار داریم هم PD_ACFIN و هم PD_ACINTEG با حق الزحمه های حسابرسی÷ رابطه مثبت داشته باشند.

در تمامی مدلهای خود÷ تاثیرات ثابت صنعت (INDUS) و سال (YEAR) را برای نظارت متغیرهای بالقوه حذف شده شامل میکنیم. دسته بندی صنعت بر مبنای کدهای صنعت SIC دو رقمی است. راه کار گزینش در جدول 1 خلاصه شده است. مشاهدات در صنایع موسسات نظارتی (SIC 49) و مالی  (SIC 60s) به خاطر محیطهای نظارتی متفاوت شان از نمونه مستثنی شده است. در نهایت÷ داده ها جمع آوری شدند÷ موسسات بازرگانی از 52 صنعت را داشتیم. هر صنعت به عنوان یک متغیر تصنعی قلمداد میشود که اگر موسسه بازرگانی از آن صنعت باشد به صورت 1 و در غیر آن صورت به صورت 0 کدگذاری میگردد.

برای دسته بندی YEAR÷ هفت متغیر تصنعی برای معادله (1) داریم÷ که هر یک برای سالهای 2004 تا 2010 هستند. هر سال به صورت 1 کدگذاری میشود اگر مشاهده برای آن سال باشد و در غیر اینصورت÷ 0 است. برای مدلهای موجود در معادلات 2الف – 2د÷ ساختگی های سه ساله از سال 2008 تا 2010 را داریم. دلیل سالهای کمتر برای این مدلها این است که داده ها برای دسته های مالی و درستی مدیران "مشکل دار" در پایگاه داده های تحلیلگر هیات مدیره تنها از سال 2008 به بعد موجود است. برای مشخص بودن÷ پایگاه داده تحلیل گر هیات مدیره÷ اطلاعاتی را در مورد این مساله ارائه میدهد که آیا یک مدیر خاص÷ یک مدیر "مشکل دار" (متغیر مستقل برای فرضیه 1 تا فرضیه 3) برای کل دوره ی مطالعه ما است یا خیر. با این وجود÷ برای محک زدن فرضیات 4 و 5÷ میتوانیم تنها از 3.583 مشاهده ی موسسه بازرگانی- سال از سالهای 2008 تا 2010 استفاده کنیم.

برای نظارت مسائل ناهمگنی پراکنش و خود همبستگی بالقوه÷ خطاهای استاندارد از سوی موسسه بازرگانی/ سالها را دسته بندی میکنیم. این کار÷ براورد خطای استاندارد قویتر و آماره تی قابل اطمینان تری را ارائه میدهد (گو÷ اُرمازابال و تیلور÷ 2010؛ پیترسون÷ 2009).

4 نتایج تجربی

4.1 تحلیل وصفی

جدول 2 (پنل الف)÷ آمارهای وصفی برای متغیرهای بکار رفته در مدلها را گزارش میدهد. مقدار اصلی PD_DUM÷ 0.21 است که بیانگر این است 21% مشاهدات موسسه بازرگانی - سال در هیات مدیره های خود÷ مدیران "مشکل دار" دارند. ارقام متناظر برای PDAC_DUM و PDACEXP به ترتیب 8% و 0.5% هستند.

به طور متوسط÷ 12% مشاهدات ما÷ دستخوش ادغامها و تملکها در سال جاری بوده است÷ در حالیکه 38%÷ اوراق بهادار بدهی و سرمایه را در سال بعد صادر نموده اند. تقریبا 43% از موسسات بازرگانی دارای یک برنامه ی مستمری یا پس از - بازنشستگی بوده اند÷ 22% مشاهدات÷ یک زیان  را گزارش داده اند و 15% از موسسات بازرگانی÷ هیچ گونه اقلام ویژه تکرار شونده ای را در طول سالهای مطالعه گزارش نداده اند. به طور کلی÷ ویژگیهای توزیعی متغیرها÷ با ویژگی های گزارش شده در مطالعات مرتبط دیگر÷ قابل مقایسه است (کارسلو و دیگران÷ 2002؛ کالییر و گریگوری÷ 1996؛ کیم و فوکوکاوا÷ 2013).

4.2 تحلیل یک متغیری

جدول 2 (پنل ب)÷ نتایج اختلاف میانگین ها برای دسته های متغیرهای مستقل برای PD_DUM (0 و 1) و PDAC_DUM (0 و 1) را گزارش میدهد. نتایج نشان میدهد حق الزحمه های حسابرسی÷ برای موسسات بازرگانی دارای مدیران "مشکل دار"÷ بالاتر هستند. موسسات بازرگانی دارای مدیران "مشکل دار"÷ بزرگ هستند و دارای نسبت بدهی به دارایی خالص بالاتری هستند و بخشهای بازرگانی و برنامه های مستمری یا بازنشستگی بیشتری دارند. به طرز جالبی÷ موسسات بازرگانی دارای مدیران "مشکل دار"÷  دارای یک فاصله زمانی گزارش دهی طولانی تر بوده و تمایل دارند درامدهای پایین را مدیریت نمایند. کلیه اختلافات به لحاظ آماری در p<0.10 معنادار است.

4.3 تحلیل همبستگی

جدول 3÷ نتایج تحلیل همبستگی را گزارش میدهد. سازگار با طرح ما÷ حق الزحمه های حسابرسی برای موسسات بازرگانی دارای مدیران "مشکل دار"÷ بالاتر است÷ در می یابیم همبستگی دو به دو بین PD_DUM و LNAF ÷ به طور معناداری مثبت است (ضریب: 0.31؛ p<0.01). افزون بر آن÷ حق الزحمه های حسابرسی هنگامیکه نسبت مدیران "مشکل دار" بالاتر باشد÷ افزایش می یابد (همبستگی بین pd% و LNAF÷ 0.21 است؛ p<0.01). حق الزحمه های حسابرسی هم چنین هنگامیکه عضو کمیته حسابرسی÷ یک مدیر "مشکل دار" است÷ بالاتر است (همبستگی بین PDACDUM و LNAF÷ 0.17 است؛ p<0.01). یک نتیجه همبستگی را برای PDACEXP شامل نمیکنیم زیرا اندازه نمونه ما از نمونه خط مبنا÷ کوچکتر است. نتایج جدول بندی نشده موید این است که حق الزحمه های حسابرسی÷ زمانی افزایش می یابد که یک عضو کمیته حسابرسی کارشناس مالی÷ یک مدیر "مشکل دار" باشد (ضریب همبستگی: 0.10؛ p<0.01).

تحلیل همبستگی نشان میدهد وجود مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره موسسه بازرگانی با وجود مدیران "مشکل دار" در یک کمیته حسابرسی÷ همبستگی مثبت دارد (ضریب: 0.55؛ p<0.01). به طور مشابه÷ نتایج جدول بندی نشده نشان میدهند یک وابستگی مثبت بین نسبت مدیران "مشکل دار" و نسبت مدیران "مشکل دار" در کمیته حسابرسی وجود دارد (ضریب: 0.42؛ p<0.01). به علاوه÷ وجود مدیران مشکل دار در موسسه بازرگانی و مدیران "مشکل داری" که در کمیته حسابرسی به عنوان کارشناسان مالی خدمت میکنند÷ یک همبستگی مثبت معنادار را نشان میدهد (ضریب: 0.24؛ p<0.01؛ به خاطر فراوانی کوچک÷ جدول بندی نشده است). هیچ یک از ضرائب همبستگی÷ هیچ گونه نگرانی چند خطی را ایجاد نمیکنند زیرا هیچ یک از آستانه 0.80 فراتر نمیروند (هالکوسیس÷ 2005). از این گذشته÷ عوامل تورم واریانس را برای متغیرها محاسبه میکنیم و پی می بریم از حد قابل قبول 2.00 فراتر نمیروند (هالکوسیس÷ 2005).

4.4 نتایج رگرسیون

4.4.1 نتایج تست برای فرضیات 1÷ 2 و 3 را ارائه میدهد. نتایج متغیر اول pd (یعنی ضریب PD_DUM)÷ مثبت و معنادار است(ضریب: 0.114؛t=4.90؛ p<0.01). چون PD_DUM÷ یک متغیر دودوئی است و متغیر وابسته LNAF÷ متغیر تبدیل شده لگاریتمی است÷ ضریب PD_DUM ممکن است با ثابت نگه داشتن تمام متغیرهای مستقل دیگر÷ به صورت تغییر درصد در LNAF وابسته به وجود مدیران "مشکل دار" تفسیر شود. از اینرو وجود مدیران "مشکل دار" به یک افزایش 11.4 درصدی در حق الزحمه های حسابرسی وابسته است÷ در مقایسه با موسسات بازرگانی که در هیات مدیره خود÷ هیچ مدیر "مشکل داری" ندارند. ضریب متغیر دوم PD÷ %PD÷ مثبت و معنادار است (ضریب: 0.476؛ t=5.88؛ p<0.01).

از این گذشته÷ تاثیرات وجود مدیران "مشکل دار" در کمیته حسابرسی و حضور مدیران "مشکل دار" به عنوان کارشناسان مالی کمیته حسابرسی را بررسی می کنیم. ضریب PDAC_DUM (متغیر سوم PD)÷ مثبت است و به لحاظ آماری÷ معنادار است (ضریب: 0.106؛ t=3.66؛ p<0.01). ضریب %PDAC (متغیر چهارم PD) هم مثبت و به لحاظ آماری÷ معنادار است (ضریب: 0.645؛ t=3.83؛ p<0.01).ضریب متغیر پنجم و آخر PD÷ PDACEXP÷ مثبت و به لحاظ آماری معنادار است (ضریب: 0.634؛ t=2.22؛ p<0.01).

اهمیت اقتصادی نتایج÷ قابل توجه است. برای نمونه÷ ورود یک مدیر "مشکل دار" اضافی در هیات مدیره (PD_DUM)÷ حق الزحمه های حسابرسی (LNAF) را به میزان 8.8 برابر (یعنی 1.0.114) افزایش میدهد÷ اگر تمام متغیرها در معادله 1÷ ثابت نگه داشته شوند. از این گذشته÷ ورود یک مدیر "مشکل دار" اضافی در یک هیات مدیره که عضو یک کمیته حسابرسی هم هست (PDAC_DUM)÷ حق الزحمه های حسابرسی (LNAF) را 9.4 برابر افزایش میدهد (یعنی 106 . 0/1) ÷ اگر تمام متغیرهای دیگر در معادله 1÷ ثابت نگه داشته شوند. ضرایب متغیرهای کنترل مربوط به حاکمیت÷ بیانگر این است که موسسات دارای مدیران مستقل بیشتر (BIND)÷ حق الزحمه های بیشتری را میپردازند که با نظر کارسلو و دیگران (2002) سازگار است. از این گذشته یک ضریب مثبت و معنادار را برای تخصص هیات مدیره÷ DIRECTORSHIP می یابیم (ضریب= 0.048؛ t=2.66 ؛ p<0.01). سایر متغیرهای کنترل÷ در جهت پیش بینی شده هستند و به لحاظ آماری÷ معنادار هستند.

 

4.4.2 نتایج تست برای فرضیات 4 و 5

همانطور که پیشتر برای فرضیه 4 فرض شد÷ یک رابطه مثبت بین LNAF و هم حضور مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره دارای درگیری قبلی در شکست های مالی (PD_FIN) و هم حضور مدیران مشکل دار در کمیته حسابرسی دارای درگیری قبلی در شکست های مالی (PDAC_FIN) را انتظار داریم. نتایج گزارش شده در فرضیه 4 (مدل معادله 2 الف) حاکی از این است PD_FIN به طور معناداری با حق الزحمه های حسابرسی وابستگی مثبت دارد (ضریب= 0.05؛ t=2.46 ؛ p<0.05). این نتیجه با دغدغه های مطرح شده از سوی بیسلی (1996) در زمینه ی مضامین شکست مالی برای حق الزحمه های حسابرسی سازگار است. ضریب PDAC_FIN (مدل موجود در معادله 2ب) هم مثبت و معنادار است (ضریب= 0.05؛ t=2.20 ؛ p<0.05). نتایج برای PD_FIN و PDAC_FIN حاکی از این است که حسابرسان در هنگام تعیین حق الزحمه حسابرسی÷ درگیری قبلی مدیران در شکست مالی را در نظر میگیرند.

از این گذشته÷ فرضیه 5÷ یک وابستگی مثبت بین حق الزحمه حسابرسی و هم حضور مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره دارای درگیری قبلی در بی ملاحظه گی های درستی (PE_INTEG) و هم حضور مدیران "مشکل دار" در کمیته حسابرسی دارای بی ملاحظه گی های درستی (PDAC_INTEG) را پیش بینی میکند. نتایج برای فرضیه 5 (مدلها در معادلات 2الف و 2ب) در جدول 5 نشان میدهد دو متغیر در حقیقت به حق الزحمه های حسابرسی وابستگی مثبت دارند.

4.5 آزمونهای درون زایی :تطابق نمره گرایش

ما از متدولوژی تطابق نمره گرایش (PSM) برای کنترل تورش خودگزینی استفاده میکنیم. از PSM به جای اصلاح هکمن استفاده میکنیم÷ زیرا گروه آزمایش ما÷ زیر نمونه PD÷ از گروه غیر آزمایش÷ زیر گروه غیر PD÷ بسیار کوچکتر است. از این گذشته÷ شناسایی یک ابزار برای همبستگی هکمن÷ دشوار است.

PSM شامل تطبیق موسسات بازرگانی آزمایش دارای موسسات کنترل است که ویژگیهای مشابه طبق کارکرد متغیر کمکی دارند (روزنبائوم و رابین÷ 1983÷ 1985). با دنبال کردن مراحل PSM÷ نمونه خود را به دو گروه÷ PD=1 و PD=0 و گروه های PDAC_DUM=1 و PDAC_DUM=0 تقسیم می کنیم. در هر دو مجموعه÷ اولی÷ گروه آزمایش  و دومی÷ گروه شاهد است.

آزمایش میکنیم آیا یک اختلاف آماری معنادار برای متغیرهای ویژه - موسسه بازرگانی بین موسسات بازرگانی موجود در گروه آزمایش و موسسات بازرگانی موجود در گروه شاهد وجود دارد یا خیر. نتایج در جدول 6÷ پنل الف ارائه شده است. در می یابیم تنها دو متغیر÷ REPLAG و TENURE÷ از نظر آماری بین گروه های عملیات و کنترل÷ به طور معناداری متفاوت هستند. پیرو تاکر (2010)÷ از مجموعه های متدولوژی های مقایسه یک به یک تا یک به بسیاری استفاده میکنیم: الف) نزدیک ترین همسایه÷ ب) شعاع و ث) هسته اصلی. جدول 6÷ پنل ب÷ نتایج رگرسیون را با استفاده از تکنیک PSM ارائه میدهد. برای فرضیه خود از یک وابستگی مثبت بین مدیران "مشکل دار" (هم PD_DUM و هم PDAC_DUM) و حق الزحمه های حسابرسی در بین هر سه روش PSM اثبات پیدا میکنیم.

نهایتا÷ جدول 6÷ پنل ث÷ تاثیرات عملیات متوسط برای پنج رویکرد PSM را برای نمونه های کنترل مطابق با PD_DUM و PDAC_DUM نشان میدهد. در جدول 6÷ پنل ب÷ حق الزحمه حسابرسی متوسط برای نمونه کنترل هماهنگ نشده÷ 14.07 است؛ در حالیکه حق الزحمه حسابرسی متوسط برای نمونه تدبیر نشده÷ 14.84 است (تفاوت÷ به لحاظ آماری در p<0.01 معنادار است). به طور سازگار با استفاده از تطابق نزدیک ترین مجاور÷ پی میبریم حق الزحمه متوسط نمونه کنترل÷ 14.76 است که از نظر آماری از حق الزحمه نمونه آزمایش پایین تر است (t=2.32; p<0.05). با استفاده از تطبیق شعاع÷ اندازه گیرهای باریک÷ میانی و عریض÷ به ترتیب 0.005÷ 0.05 و 0.10 ÷ حق الزحمه حسابرسی متوسط نمونه کنترل÷ به ترتیب 14.66÷ 14.72 و 14.73 است که به طور معناداری از میانگین نمونه آزمایش مبتنی بر آمارهای 6.23÷ 4.22 و 3.33 به ترتیب پایین تر است. در نهایت÷ متوسط نمونه کنترل تطبیق یافته- هسته÷ 14.72 است که بار دیگر به طور معناداری از میانگین نمونه ی تدبیر شده بر اساس آماره تی 4.13÷ پایین تر است (از نظر آماری در p<0.01 معنادار است). یک راه کار مشابه را برای PDAC_DUM برای براورد تاثیرات تدبیر متوسط برای پنج رویکرد برای نمونه های کنترل تطبیق یافته با PDAC_DUM دنبال میکنیم. مدارک محکمی را می یابیم که نشان میدهد حق الزحمه حسابرسی به طور معناداری برای گروه آزمایش در مقایسه با گروه شاهد تطبیق یافته÷ بالاتر است.

4.6 آزمون های حساسیت

4.6.1 آزمونهای اضافی در زمینه ی حق الزحمه های حسابرسی و دسته های بی ملاحظه گی درستی (PD_INTEG)

از آنجاییکه کلاهبرداری و تخلفات حسابداری÷ مسائل مهم مورد نگرانی برای حسابرسان هستند (شلتون÷ ویتینگتن و لندسیتل÷ 2001)÷ ما متغیر مدیر "مشکل دار" دچار بی ملاحظه گی درستی را به اجزاء ذیل ساختار شکنی میکنیم: الف) کلاهبرداری (درگیری در دعاوی قضایی مهم یا قانون شکنی های شرکتی(PD_FRAUD و PDAC_FRAUD)÷ ب) تخلفات حسابداری (درگیری در ارائه مجدد حسابداری مهم و سایر رسوایی های حسابداری (PD_VIOLATE و PDAC_VIOLATE) و ث)تخلفات مبتنی بر غرامت(خدمت در کمیته هایی که بسته های غرامت مدیر عامل به طور خاص برجسته یا سایر شرایط ویژه (PD_COMPENو PDAC_COMPEN) را تایید نموده اند).

مدلهای ذیل را برای تخمین نتایج این متغیرها براورد میکنیم که مولفه های بی ملاحظه گی درستی را نشان میدهند:

 

نتایج این تخمینها را در جدول 5 گزارش میدهیم. نتایج نشان میدهد ضرایب برای همه جز PD_VIOLATE (مدل موجود در معادله 2ث) و PDAC_COMPEN (مدل موجود در معادله 2د) مثبت و معنادار هستند. ضرایب برای PD_FIN و PDAC_FIN در p<0.05÷ معنادار باقی می ماند. این نتایج حاکی از این است که در تثبیت حق الزحمه های حسابرسی÷ احتمالا مشخصات شخصی مدیران÷ در نظر گرفته میشود که بیانگر کلاهبرداری و تخلفات مالی و تا حد محدودی تخلفات مربوط به  غرامت است.

4.6.2 مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره÷ تلاش حسابرسی و حق الزحمه های حسابرسی

سیمیونیک (1980)÷ حق الزحمه های حسابرسی یک موسسه بازرگانی را بسته به تلاش حسابرسان و هر گونه زیان مورد انتظار از دعوی را بررسی نمود. همانطور که پیشتر اثبات شد÷ حضور مدیران "مشکل دار"÷ خطرات حسابرسی پدید آمده از دعوی قضایی را افزایش میدهد÷ در نتیجه÷ حسابرسان باید آزمونهای اضافی را انجام دهند. ما از حق الزحمه های حسابرسی غیر عادی به عنوان نماینده ای برای تلاش حسابرسی استفاده میکنیم (آستانا و بون÷ 2012؛ بلانکلی÷ هرت و مک گریگور÷ 2012؛ چوئی÷ کیم و زانگ÷ 2010) و اثر مدیران "مشکل دار" بر حق الزحمه های حسابرسی غیر عادی را بررسی میکنیم. حق الزحمه های حسابرسی غیر عادی÷ باقیمانده های  مدل در معادله 1 هستند که بر روی متغیرهای مدیر "مشکل دار" برگردانده میشوند. نتایج جدول بندی نشده نشان میدهد وجود مدیران "مشکل دار"÷ در حقیقت تلاش حسابرسی را افزایش میدهد زیرا با حق الزحمه های حسابرسی غیر عادی جایگزین میشود. ضریب PD_DUM÷ 0.10 است (t=4.40, p<0.01). ضریب متناظر PDAC_DUM÷ 0.10 است (t=3.49. p<0.01).

در ادبیات÷ اثبات شده است یک خطر دعوی قضایی بالقوه ممکن است خطر حسابرسی را افزایش دهد (سیتارامن÷ گال و لین÷ 2002). برای بررسی این مساله که آیا وابستگی بین حق الزحمه های حسابرسی و حضور مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره و کمیته های حسابرسی بین یک زیر نمونه ی خطر دعوی قضایی بالا و پایین فرق می کند یا خیر÷ مدل موجود در معادله 1 را برای این دو زیر نمونه برمیگردانیم. خطر دعوی قضایی را به عنوان یک متغیر شاخص تعریف میکنیم که اگر یک مشاهده سال- موسسه بازرگانی به بیوتکنولوژی (کدهای SIC÷ 2836-2833 و 8734-8731)÷ به کامپیوتر (کدهای SIC÷ 3577-3570 و 7374-7370)÷ الکترونیک (کدهای SIC÷ 3674-3600) یا خرده فروشی (کدهای SIC÷ 5961-5200) تعلق داشته باشد به صورت 1 کدگذاری شده و در غیر اینصورت 0 است (فرانسیس÷ فیلبریک و اسچیپر÷ 1994). در می یابیم ضرائب PD_DUM و PDAC_DUM÷ هم برای زیر نمونه های خطر دعوی قضایی بالا و هم پایین÷ مثبت و معنادار است. در کل÷ این تحلیل اضافی حاکی از این است که حسابرسان÷ حضور مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره و کمیته حسابرسی را صرف نظر از مواجهه شان با تهدید دعوی قضایی÷ به عنوان یک عامل خطر معنادار تلقی میکنند. 

4.6.3 مستثنی نمودن مدیران مشکل داری که مدیران اجرایی سازمان هستند

متغیر شاخص PDFIRST را ایجاد میکنیم و آن را برای مشاهدات سال- موسسه بازرگانی÷ به صورت 1 کدگذاری میکنیم که دارای یک مدیر "مشکل دار" برای اولین بار در هیات مدیره هایشان است (PDFIST=390) و در غیر اینصورت 0 است. آنگاه حق الزحمه های حسابرسی را بر روی PDFIRST ÷ برمیگردانیم÷ نمونه را به دسته های تحت تصدی کوتاه مدت و بلند مدت تفکیک میکنیم (سال  حق تصدی کوتاه مدت). منطق برای اجرای این آنالیز بر اساس حق تصدی این است که حسابرسان دارای حق تصدی کوتاه ممکن÷ حق الزحمه های حسابرسی پایین تری را مطالبه نمایند÷ حتی با حضور مدیران "مشکل دار" در هیات مدیره سعی میکنند  قیمتی پایین تر از قیمت واقعی را پیشنهاد دهند. با این حال÷ نتایج ما از این تحلیل÷ چیزی غیر از آن را نشان میدهد. آنگاه÷ پی میبریم ضریب PDFIRST برای زیرنمونه های حق تصدی حسابرسی کوتاه یا بلند÷ معنادار نیست.