پیامد‌های مالی گزارش مشروط حسابرسی بر تأمین منابع مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نویسندگان

دانشگاه شیراز

چکیده

هدف این مقاله بررسی پیامد‌های مالی گزارش مشروط حسابرسی بر تأمین منابع مالی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. جامعه آماری این پژوهش را 76 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل می‌دهد که در طی سال‌های 1382 تا 1389 مورد بررسی قرار گرفته است. از تحلیل آماری رگرسیون خطی و لجستیک برای آزمون فرضیه‌های پژوهش استفاده شده است. نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان می‌دهد که بین حساسیت سرمایه‌گذاری به جریان‌های نقدی، استقراض جریان‌های نقدی و محدودیت در تأمین منابع مالی با گزارش مشروط حسابرسی رابطه معناداری وجود ندارد. همچنین، نتایج این پژوهش بیانگر این موضوع می‌باشد که می‌توان یکی از دلایل اصلی مشروط شدن گزارش حسابرسی را، بی‌توجهی مدیران نسبت به این گزارش، به دلیل نداشتن پیامد-های مالی دریافت گزارش مشروط حسابرسی برای شرکت‌ها، نام برد. همینطور، نتیجه کلی پژوهش حاکی از آنست که گزارش مشروط حسابرسی تأثیری بر روی تأمین مالی شرکت‌ها ندارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

financial consequences of the qualified audit report for the companies listed in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • Mohammad Hosein Setayesh
  • abolfazl Gorgani Firozjah
University of Shiraz
چکیده [English]

The purpose of this research is to study the financial consequences of the qualified audit report for the companies listed in Tehran Stock Exchange (TSE). The statistical population of the study consists of 76 companies of the TSE during 2003 to 2010 and the multivariate regression and logistics regression are used. The results suggest that there is no significant relationship between criteria of financial consequences (i.e., the investment-cash flow sensitivity, borrowing cash flows and financing constraints) and the qualified audit opinions. Also, the results of research suggest that is one of the main reasons for the qualified of the audit report, the ignored of managers to mention in this report, due to lack of financial consequences receiving qualified audit opinions. Also, overall results suggest that the qualified audit report does not affect the financing companies.

کلیدواژه‌ها [English]

  • investment-cash flow sensitivity
  • Qualified Audit Report
  • Investment
  • cash flow sensitivity
  • borrowing cash flows
  • Financing constraints

مقدمه

وجود اطلاعات مالی قابل اتکا، یکی از لازمه­های بشر، برای پیشرفت و تولید علم است. فرد سرمایه‌گذاری که تصمیم به خرید یا فروش سهام می‌گیرد، بانکداری که در مورد تأیید یک تقاضای وام تصمیم می­گیرد، دولتی که برای وصول درآمد مالیاتی به اظهارنامه­های مالیاتی توجه می­کند، همگی بر اطلاعاتی تکیه می­کنند که توسط دیگران تهیه شده است. در بیشتر موارد اهداف تهیه­کنندگان اطلاعات از اهداف استفاده­کنندگان از آن اطلاعات متفاوت است. نیاز به وجود حسابرسان مستقل در چنین استدلالی مستتر است، یعنی افرادی با صلاحیت و صداقت حرفه‌ای که بتوانند مشخص کنند اطلاعات مالی که بر آن اتکا می­شود، تصویری مطلوب و کامل از واقعیت امر است یا خیر؟]1[ بنابراین، به دلیل نیاز به حسابرسی و همچنین به دلیل این­که گزارش حسابرسی پل ارتباطی بین حسابرس و استفاده­کنندگان از آن محسوب می‌شود، این گزارش باید از دید استفاده‌کنندگان، قابل فهم، عینی و منبع اطلاعاتی مربوط به شمار آید. ارتباط در اینجا به این معنی است که گزارش حسابرسی، باعث تغییر در تصمیم­ها شود، در غیر این صورت، استفاده­کنندگان به گزارش حسابرسی التفاف نخواهند کرد]9[.

یکی از اطلاعاتی که سرمایه­گذاران در تصمیم‌گیری­های خود از آن بهره می­برند، گزارش مشروط حسابرسی است. با توجه به این موضوع که حسابرس هنگامی اظهارنظر مشروط ارایه می­کند که حداقل در طی دورة مورد رسیدگی، یک عدم قطعیت قابل توجه، که مدیریت نمی­تواند یا مایل نیست آن را تقویم و در صورت‌های مالی منعکس کند، وجود داشته باشد]21[. می­توان انتظار داشت که گزارش مشروط، سبب ایجاد پیامد­های اقتصادی و مالی برای مؤسسات و بنگاه­های اقتصادی در بازار­های مالی شود که از جملة آن می­توان به مشکلات در تأمین منابع مالی و کاهش ارزش سهام این مؤسسات و بنگاه­های اقتصادی در بازار­های مالی نام برد. برای این منظور، پژوهش حاضر این موضوع را مورد بررسی قرار می‌دهد که آیا گزارش مشروط، برای شرکت­ها پیامدهای اقتصادی و مالی دارد یا خیر؟ بنابراین هدف اساسی این پژوهش، این است که نشان دهد آیا ارایه گزارش مشروط توسط حسابرسان، تبعات و پیامد­های مالی و اقتصادی برای شرکت­ها به وجود می­آورد یا خیر؟

 

مبانی نظری پژوهش

فرایند تصمیم­گیری را می­توان در تأثیر اطلاعات منتشرشده از صورت‌های مالی در گزارش مشروط، ملاحظه کرد. یعنی اطلاعات مالی منتشر شده، زمینه ساز پیش­بینی و صدور گزارش مشروط توسط حسابرسان است. در صورتی که نظر حسابرس با نظر سهامداران و سرمایه­گذاران متفاوت باشد، با توجه به دسترسی رسمی حسابرس به اطلاعات درون سازمانی[1] نظریة وی مورد واکنش سهامداران قرار می­گیرد و ممکن است موجب به وجود آمدن پیامد­هایی برای شرکت­های دریافت­کنندة گزارش حسابرس شود. 

گزارش حسابرسی موجب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و همچنین موجب اعتبار بخشیدن به گزارش‌های سالانة شرکت­ها می­شود، اما دریافت گزارش تعدیل­شده موجب کاهش کیفیت اطلاعات و بیانگر نوعی شکاف اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه‌گذاران است، به بیان دقیق­تر دریافت گزارش تعدیل شده توسط شرکت­ها، نشان­دهندة عدم تقارن اطلاعاتی است]36[. همچنین در ادبیات نظری تأمین منابع مالی، یکی از دلایل مشکلات تأمین مالی، عدم تقارن اطلاعاتی است]26 و 18[. بر اساس این نظریه، انتظار می­رود شرکت­هایی که گزارش حسابرسی آنها تعدیل می­شود، دچار مشکلاتی در تأمین منابع مالی شوند.

لین[2] و همکاران (2011) احتمال انجام مدیریت سود و ارایه اطلاعات نادرست توسط شرکت­ها را به دلیل احتمال نداشتن پیامد­های مالی گزارش مشروط حسابرسی می­دانند؛ به عبارت دیگر بی­توجهی سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان و سایر استفاده‌کنندگان اطلاعات مالی نسبت به گزارش مشروط حسابرسی، موجب می­شود شرکت­ها به انجام مدیریت سود و ارایه اطلاعات نادرست دست بزنند]36[.

پژوهش­های انجام شده به وسیلة بامبر[3] و استراتون[4] (1997)، کلوید[5] و همکارانش (1998)، روبرتسون[6] (1988) و تئو[7] و ونگ[8] (1993)، نشان داد که تأثیر اعتبار صورت­های مالی بر تصمیم­گیری سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان، رابطه­ای مستقیم با قیمت سهام و ریسک سرمایه­گذاری دارد. کوهن[9] و همکاران (1966)، اورگلر[10](1970)، استیس[11] و ریمر[12](1977)، هوگتن[13](1983) و فیرس[14](1979)، به بررسی تأثیر گزارش حسابرس مقبول در مقابل گزارش مشروط بر روی بانک­داران پرداختند، در این میان نتایج کوهن و همکارانش(1966)، اورگلر(1970) و استیس و ریمر(1977) مؤثر بودن گزارش حسابرسی بر بانک داران را نشان می­دهد، اما در مقابل نتایج هوگتن(1983) و فیرس(1979) از مؤثر بودن گزارش حسابرسی بر بانک داران حکایت نمی­کند.

کالای[15](1982)، واتس[16] و زیمرمن[17](1990)، جنسن[18] و مک لینگ[19](1976) و بنستن[20](1985)، همگی با اثبات ارتباط تأمین­کنندگان مالی با تقاضا برای حسابرسی، توانستند بین حسابرسی مستقل از جنبه‌های گوناگون با تصمیم­گیری اعطای اعتبار، روابطی برقرار سازند.

بیور[21](1968)، محتوای اطلاعاتی را به عنوان تغییر در انتظارات مربوط به نتیجة یک رویداد، تعریف می‌کند. با توجه به این مفهوم، گزارش مشروط حسابرسی، هنگامی دارای محتوای اطلاعاتی است که انتظارات سرمایه­گذاران در مورد توزیع احتمال بازده آیندة اوراق بهادار را تغییر دهد، و این تغییر باید به گونه­ای باشد که باعث تغییر نقطة تعادلی قیمت جاری بازار شود]14[. همچنین، بیور بیان می‌کند که نه تنها باید تغییر در انتظارات وجود داشته باشد، بلکه باید این تغییر به اندازة کافی بزرگ باشد تا بتواند منجر به تغییر رفتار تصمیم­گیرندگان شود. بنابراین، گزارش مشروط حسابرسی، زمانی دارای محتوای اطلاعاتی است که نه تنها انتظارات سرمایه­گذاران، بلکه عرضه و تقاضای سهام را نیز تغییر دهد. فارگر[22] و ویلکینز[23](1998) بیان می­دارند که اعلام گزارش مشروط حسابرسی یک زمینه را برای این ادعا فراهم می­آورد که استفاده‌کنندگان از یک ریسک غیر عادی در شرکت آگاه می­شوند؛ بنابراین اگر گزارش مشروط به ایجاد تغییرات مشخص و واضح در ریسک عادی شرکت منجر گردد، آنگاه حسابرس توانسته است پیام خود را به اطلاع خوانندگان برساند]24[.

 

پیشینة پژوهش

پیشینة خارجی

میلر[24] و همکاران (1993)، در پژوهشی حسابرسی با استفاده از نظرات 1040 نفر از بانک­داران، به بررسی برداشت­های وام­دهندگان از فرم جدید گزارش پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان می­دهد که فرم جدید توانسته است ارتباط مناسبی بین مندرجات گزارش و استفاده­کنندگان به وجود آورد. نتیجة نهایی پژوهش آن‌ها بیانگر تغییر در برداشت­های بانک­داران در دو نوع گزارش حسابرسی فرم جدید و قدیم است. این تغییر، نشانگر توجه بانک­داران به گزارش­های حسابرسی است]37[.

بلک ویل[25] و وینترز[26](1997)، در پژوهش خود، با عنوان «شواهدی از ارزش اقتصادی حسابرسی در فرایند وام­دهی»، نشان داده­اند که شرکت­های دارای گزارش حسابرسی، توانسته­اند از وام با نرخ بهرة کمتری استفاده کنند. نمونة انتخابی آنان مشتمل بر 212 پروندة وام بوده است؛ از نظر آن‌ها هزینة حسابرسی از مابه‌التفاوت نرخ سود بانکی پوشش داده می­شود]16[.

جون لین[27] و همکاران (2003) در پژوهشی، به بررسی تجربی رابطة محتوای اطلاعاتی گزارش و حسابرس استفاده­کنندگان گزارش حسابرسی پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می­دهد که گزارش مشروط، بر اعتبار صورت­های مالی شرکت­ها تأثیر منفی می‌گذارد؛ اما با این حال ارتباط معناداری بین محتوای اطلاعاتی گزارش حسابرسی و تصمیم­های اقتصادی اعتباردهندگان، سرمایه­گذارن و سایر استفاده­کنندگان وجود ندارد]32[.

هربوین[28] و همکاران (2007)، در پژوهشی با هدف ارزیابی ارزش افزودة گزارش حسابرسی، به بررسی محتوای اطلاعاتی گزارش‌های حسابرسی پرداختند که از بابت فرض تداوم فعالیت مشروط شده بود. پژوهشگران به این نتیجه رسیدند که در کوتاه­مدت، گزارش مذکور دارای بار اطلاعاتی نیست. اما نتایج بررسی میان­مدت این موضوع، بیانگر وجود یک عکس­العمل منفی معنی­دار بازار، در دورة 12 ماه پیش از افشای گزارش مشروط و عدم وجود عکس­العمل بازار در دورة 12 ماه بعد از افشا بود]29[.

لین و همکاران(2011) در پژوهشی به بررسی پیامد­های اقتصادی دریافت گزارش تعدیل شده طی سال­های 1998 تا 2006 می­پردازند. آن‌ها با عنوان این‌که نداشتن پیامد­ اقتصادی گزارش­های تعدیل شده، می­تواند احتمال تعدیل شدن میانگین سالانه 11% گزارش­های حسابرسی شرکت­های چینی از سال 1992 تا 2009 باشد، به بررسی این احتمال می­پردازند. نتایج پژوهش آن‌ها با استفاده از داده­های 9249 سال-شرکت نشان می­دهد، دریافت گزارش تعدیل شده تأثیری بر محدودیت مالی شرکت­ها ندارد، همچنین آن‌ها عنوان می­کنند که دریافت گزارش تعدیل شده بر اعتباردهندگان مالی و همچنین بر دولت در پرداخت یارانه­ها و سایر کمک­های مالی و اعتباری اثر گذار نیست]36[.

کاباجه[29] و همکارانش (2012) در پژوهشی به بررسی محتوای اطلاعاتی گزارش حسابرس بر روی تصمیم وام­دهندگان و دیدگاه مدیران پرداختند. نتایج پژوهش با استفاده از نظرات 10 بانک و 30 شرکت بزرگ صنعتی و دولتی در کشور اردن، نشان می­دهد که گزارش حسابرس، دارای محتوای اطلاعاتی مناسبی بر روی بانک­ها و مدیران نیست؛ اما گزارش حسابرس بر روی تصمیمات آنان به طور کامل خنثی نیز نیست]33[.

 

پیشینة داخلی

حساس یگانه و یعقوبی منش(1382)، در پژوهشی تأثیر انواع اظهارنظر حسابرسی بر قیمت سهام را ارزیابی کردند. برای رسیدن به هدف این پژوهش، رفتار گروهی از سهامداران بررسی شده است. نتایج فرضیات این پژوهش، حاکی از آن است که بین نوع اظهارنظر حسابرسان و قیمت سهام رابطة معنی­داری وجود دارد]3[.

حساس یگانه و مدنی(1383) در پژوهش خود به بررسی تأثیر گزارش حسابرسی مستقل در تصمیم­گیری اعتباردهندگان(بانک‌های ایران) پرداختند. یافته­های پژوهش آنان از طریق جمع­آوری 76 پرسشنامه از تصمیم­گیرندگان و مسئولین پرداختِ اعتبار در سیستم بانکی، به­دست آمده است. نتایج پژوهش آنان نشان می­دهد، ارتباط قوی و معناداری بین گزارش حسابرسی و تصمیم­گیری اعتبار وجود ندارد. همچنین آنان عنوان می­کنند در صورت ثبات سایر شرایط وام، گزارش حسابرسی در تصمیم­گیری دخالت نسبی دارد. از طرف دیگر رفتار­های اعتبار ­دهندگان تقریباً از یک مدل نسبی و الگوی معین پیروی می­کند. همچنین نوع شخصیت اعتبارگیرنده و نوع وام در تصمیم­گیری مؤثرند و گروه­های مختلف اعتباردهنده از نظر جایگاه سازمانی یا تحصیلات و سابقة کار، دیدگاه یکسانی نسبت به نقش حسابرسی مستقل در تصمیم‌گیری اعتبار دارند]4[.

عظیمی و فروزنده(1389)، در پژوهشی اثر گزارش مشروط حسابرس بر تصمیم­گیری استفاده­کنندگان صورت­های مالی را بررسی کردند. اطلاعات لازم برای تحقق بخشیدن به اهداف پژوهش با استفاده از پرسشنامه جمع­آوری شد. جامعة آماری این پژوهش از دو گروه استفاده­کنندگان صورت­های مالی شامل کارشناسان شرکت­های سرمایه­گذاری و کارشناسان اعتباری بانک­ها و مؤسسات اعتباری استان اصفهان متشکل بود. نتایج این پژوهش نشان داد که گزارش مشروط حسابرسی در ایران، فاقد محتوای اطلاعاتی بوده و بر تصمیم­گیری استفاده­کنندگان صورت­های مالی بی­تأثیر است]7[.

 

فرضیه‌های پژوهش

در این مقاله، برای دستیابی به اهداف پژوهش، با توجه به مبانی نظری و پیشینة مطرح شده، فرضیه­های پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:

فرضیة 1- در شرکت­های دریافت­کنندة گزارش مشروط حسابرسی، سرمایه­گذاری­ها به جریان­های نقدی عملیاتی شرکت­ها حساس هستند.

فرضیة 2- بین گزارش مشروط حسابرسی و قدرت استقراض مالی شرکت­ها، رابطة معناداری وجود دارد.

فرضیة 3- بین گزارش مشروط حسابرسی و محدودیت در تأمین مالی شرکت­ها، رابطة معناداری وجود دارد.

 

روش پژوهش

این پژوهش از نوع پژوهش­های شبه تجربی است که به لحاظ هدف در زمرة پژوهش­های کاربردی، قرار می­گیرد. اطلاعات مورد نیاز شرکت­ها از طریق نرم‌افزار تدبیر پرداز و سایت رسمی سازمان بورس اوراق بهادار گردآوری شده­اند. داده­ها با استفاده از نرم­افزار اکسل آماده و سپس با استفاده از نرم­افزارهای SPSS-19 و Eviews-7 تجزیه و تحلیل شده­اند. لازم به ذکر است که در پژوهش حاضر برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از مدل داده‌های ترکیبی[30] استفاده شده است.

 

دورة مورد آزمون، جامعه و نمونة آماری

دورة مورد مطالعه، یک دورة زمانی هشت ساله بر اساس صورت­های مالی سال­های 1382 تا 1390 است. شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، جامعة آماری پژوهش حاضر را تشکیل می­دهند. به علت وجود برخی ناهماهنگی­ها میان اعضای جامعه، برای انتخاب نمونة آماری شرایط زیر لحاظ شده است:

1- سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند ماه هر سال باشد؛

2- شرکت طی سال­های 1382 تا 1390، تغییر سال مالی نداده باشد؛

3- اطلاعات مالی مورد نیاز به منظور استخراج داده­های مورد نیاز در دسترس باشد.

4- تا پایان سال مالی 1381 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد؛

5- جزو بانک­ها و مؤسسات مالی (شرکت­های سرمایه­گذاری، واسطه­گری مالی، شرکت­های هلدینگ و لیزینگ­ها) نباشد؛ زیرا افشای اطلاعات مالی و ساختار­های راهبری شرکتی در آن­ها متفاوت است.

با توجه به شرایط و اعمال محدودیت­های یاد شده، تعداد 76 شرکت در دورة زمانی 1382 تا 1390 به عنوان نمونه انتخاب شد.

 

نحوة اندازه‌گیری و تعریف متغیرها

متغیر مستقل

متغیر مستقل این پژوهش گزارش مشروط حسابرس است. اظهار‌نظر مشروط، هنگامی بیان می‌شود که حسابرس به این نتیجه‌ رسیده باشد که نظر مقبول نمی‌تواند اظهار شود. هرگونه توافق با مدیریت یا محدودیت در دامنة رسیدگی، اهمیت چندانی ندارد که مستلزم اظهار نظر مردود یا عدم اظهارنظر شود.

 

متغیر وابسته

حساسیت سرمایه‌گذاری به جریان‌های نقدی

شرکت­هایی که نارسایی­های مربوط به بازار سرمایه در مورد آن‌ها از شدت بیشتری برخوردار است، برای تأمین مالی پروژه­های سرمایه­گذاری خود بیشتر بر منابع داخلی تکیه می­کنند. فزاری و همکاران (1988)، بر مبنای چنین اندیشه­ای، شاخص حساسیت سرمایه‌گذاری بر جریان نقدی را معرفی کردند]25[. این شاخص از طریق اندازه­گیری میزان تغییرات در مخارج سرمایه­ای شرکت، به ازای یک واحد تغییر در جریان نقدی تعریف می­شود. بر این اساس، هر اندازه حساسیت مخارج سرمایه­گذاری، نسبت به جریان‌های نقدی شرکتی بالاتر باشد، میزان اتکای آن شرکت به منابع داخلی خود بیشتر است و بنابراین، محدودیت مالی بیشتری دارد. همچنین بر مبنای این شاخص در شرکت­هایی که نقص­های بازار سرمایه در مورد آن‌ها شدیدتر باشد، انتظار حساسیت سرمایه­گذاری بر جریان نقدی بیشتر است. میزان اتکای یک شرکت بر منابع داخلی نیز، از طریق  حساسیت سرمایه­گذاری بر جریان نقدی شرکت تعیین می­شود. ادعا می­شود که شرکت‌هایی با محدودیت مالی، حساسیت سرمایه‌گذاری بیشتری به جریان نقدی دارند]25[. این متغیر در پژوهش­های زو[31] و همکاران (2006)، لین و همکاران (2011) و فرانسیس[32] و همکاران (2013) نیز با همین تعریف به کار رفته است]27، 36 و 43[.

 

استقراض جریان‌های نقدی

منظور از استقراض جریان­های نقدی، توانایی فراهم آوردن وجوه نقد با ایجاد بدهی توسط شرکت­ها از طریق دریافت تسهیلات مالی از بانک­ها است. بنابراین، در این پژوهش میزان وام­های بانکی دریافت شده، معیار اندازه­گیری استقراض جریان­های نقدی تعیین شده است. این متغیر در پژوهش­های زو و همکاران(2006) و لین و همکاران(2011) نیز با همین تعریف به کار رفته است ]36 و 43[.

 

محدودیت در تأمین مالی

شرکت­ها زمانی محدودیت در تأمین مالی دارند که بین هزینه­های داخلی و هزینه­های خارجی وجوه تخصیص داده شده با یک شکاف روبه رو هستند. از دلایل عمدة وجود اختلاف بین هزینة تأمین مالی داخلی و خارجی، می­توان به عدم تقارن اطلاعاتی و مشکلات نمایندگی اشاره کرد]25[.

برای تمییز شرکت­هایی که با محدودیت تأمین مالی مواجه هستند، می­توان از شاخص محدودیت در تأمین مالی[33] KZ استفاده کرد. در زیر به نمونه­ای از شاخص KZ که در پژوهش آلمیدا[34] و همکاران (2004)، به­کار رفته، اشاره می­شود]2[.

KZ = -1.002*CFO + 0.383*MTB + 3.139*Lev – 39.368*Div – 1.315*C

که در آن:        

KZ = محدودیت در تأمین مالی؛ CFO = جریان وجه نقد حاصل از عملیات؛ MTB = نسبت کیوتوبین؛
 Lev = نسبت اهرمی؛ Div = سود سهام پرداختی؛
 C = موجودی نقد.

بر اساس شاخص  KZ،شرکت­هایی که از یک سو دارای جریان­های نقدی، سود تقسیمی و مانده وجه نقد کمتر هستند و از سوی دیگر MTB و نسبت اهرمی بیشتری دارند، بالاترین KZ و در نتیجه بیشترین محدودیت در تأمین مالی را دارند. با توجه به تفاوت شرایط اقتصادی و تجاری ایران با کشور آمریکا و کشورهای اروپایی، امکان استفاده از ضرایب حاصل از شاخص فوق وجود ندارد. لذا در این پژوهش از شاخص KZ بومی شده در پژوهش تهرانی و حصارزاده(1388) استفاده می­شود]2[. KZ بومی شده، بر اساس شرایط اقتصادی ایران در پژوهش تهرانی و حصارزاده (1388) به صورت زیر است:

KZIR = 17.330 – 37.486C – 15.216Div + 3.394Lev – 1.402MTB

که در آن:

KZIR = محدودیت در تأمین مالی بومی شده؛
C = موجودی نقد تقسیم بر کل دارایی­ها؛ Div = سود سهام پرداختی تقسیم بر کل دارایی­ها؛ Lev = نسبت اهرمی تقسیم بر کل دارایی­ها؛ MTB = نسبت کیوتوبین.

در این روش ابتدا مقادیر واقعی را در معادلة شاخص KZ وارد و مقدار KZ را محاسبه می­کنیم و با مرتب کردن مقادیر از کوچک­ترین(پنجک اول) به بزرگ­ترین(پنجک آخر)، مطابق جدول 1، می­توانیم شرکت­های دارای محدودیت تأمین مالی را تعیین کنیم. در این پژوهش همان­طور که جدول 1 نشان می‌دهد، برای تمییز شرکت­های دارای محدودیت از دیگر شرکت­ها، از روش ایجاد متغیرهای مصنوعی(دو ارزشی) استفاده شده است.

 

 

جدول (1) روش تمیز شرکت­های محدود در تأمین مالی با استفاده از شاخص KZ

احتمال محدودیت در تأمین مالی

پنجک اول

پنجک دوم

پنجک سوم

پنجک چهارم

پنجک پنجم

صفر تا 20%

20% تا 40%

40% تا 60%

60% تا 80%

80% تا 100%

شرکت­هایی که به عنوان محدود در تأمین مالی در نظر گرفته شده­اند.

*

*

 


 متغیرهای کنترلی

اندازة شرکت: شرکت­های کوچک نسبت به شرکت­های بزرگ، هزینه­های بالاتر تأمین مالی خارجی و دسترسی محدودتری به بازارهای سرمایه دارند]12 28[؛ بنابراین، در این پژوهش، از متغیر اندازة شرکت که توسط لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام اندازه­گیری می­شود، به عنوان متغیر کنترلی استفاده شده است. این متغیر در پژوهش­های چل پارک و پینکس(1997)  و ستایش و گرگانی فیروزجاه(1391) نیز با همین تعریف به کار رفته است]5 و 18[.

اهرم مالی: انتظار می­رود شرکت­هایی که اهرم مالی بالا دارند، مشکلات بیشتری در تأمین مالی خارجی داشته باشند و در مقایسه با شرکت­هایی با نسبت اهرمی پایین­تر، محدودیت­های مالی بیشتری داشته باشند]12 و 28[؛ بنابراین، اهرم مالی از تقسیم جمع بدهی شرکت بر جمع دارایی­های آن، به دست می­آید. این متغیر در پژوهش­های لین و همکاران(2011) و کردستانی و نجفی عمران (1389) نیز با همین تعریف به کار رفته است]8 و 36[.

عمر شرکت: شرکت­های با عمر بالا به دلیل وضعیت اعتباری بهتر و دسترسی سریع­تر و آسان­تر به اطلاعات، محدودیت کمتری دارند. شرکت­های جوان­تر ریسک اطلاعاتی بالاتری دارند و به این دلیل، باید دارای محدودیت تأمین مالی خارجی بیشتری باشند]12 و 28[. بنابراین، در این پژوهش نیز متغیر عمر شرکت که به وسیلة تعداد سال­هایی که از سال تأسیس شرکت سپری شده است تا پایان آخرین سال دورة مورد مطالعة پژوهش، اندازه­گیری شده است، به عنوان متغیر کنترلی استفاده شده است. این متغیر در پژوهش نمازی و منفرد مهارلویی(1390) و ستایش و گرگانی فیروزجاه(1391) نیز به وسیلة تعداد سال­های سپری شده از سال تأسیس شرکت تا هر یک از سال­های مورد مطالعه، اندازه­گیری شده است]5 و 10[.

هزینة سرمایه‌گذاری: در این پژوهش قدرت استقراض مالی، با تقسیم جمع بدهی‌های ایجاد شده بابت دریافت وجوه نقد از طریق اخذ تسهیلات مالی طی دورة مالی، تقسیم بر دارایی­های ابتدای دورة مالی به­دست می­آید. این متغیر در پژوهش­های زو و همکاران(2006) و لین و همکاران (2011) نیز با همین تعریف به کار رفته است.

خالص جریان نقد عملیاتی: در این پژوهش، جریان خالص ناشی از فعالیت‌های عملیاتی، برابر است با نسبت جریان­های نقد عملیاتی تقسیم بر دارایی­های ثابت ابتدای دوره. این متغیر در پژوهش‌های زو و همکاران(2006) و لین و همکاران (2011) نیز با همین تعریف به کار رفته است]36 و 43[.

بازده سرمایه: در این پژوهش بازده سرمایه، از کسر درآمد خالص از هزینه­های مالی، تقسیم برکل دارایی­های پایان سال مالی به­دست می­آید. این متغیر در پژوهش­های زو و همکاران(2006) و لین و همکاران (2011) نیز با همین تعریف به کار رفته است ]36 و 43[.

فرصت رشد: فرصت رشد از نسبت ارزش دفتری کل دارایی­ها، منهای ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام، به علاوة ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری دارایی‌ها به­دست می‌آید. این متغیر در پژوهش­های زو و همکاران(2006) و لین و همکاران(2011) نیز با همین تعریف به کار رفته است]36 و 43[.

در جدول شمارة 1، نام معمول متغیرهای مورد مطالعه در خصوص آزمون فرضیه­های پژوهش و نام اختصاری مربوط به آن­ها ارایه شده است.

 

 

جدول (2) متغیرها و علائم اختصاری استفاده شده در این پژوهش

نام متغیر

نام اختصاری

نام متغیر

نام اختصاری

گزارش مشروط

MAO_FT

اهرم مالی

Lev

حساسیت سرمایه­گذاری به جریان­های نقدی

β3

اندازه شرکت

Size

استقراض جریان­های نقدی

BCF

عمر شرکت

Age

محدودیت در تأمین مالی

KZ

بازده سرمایه

ROA

فرصت رشد

TQ

مخارج سرمایه­ای

INVST

هزینة سرمایه­گذاری

ICF

خالص جریان نقد عملیاتی

OCF

 


یافته‌های پژوهش

به منظور بررسی هدف پژوهش در این مقاله فرضیه­های پژوهش طراحی و مورد آزمون قرار گرفت. نتایج آماری حاصل از آزمون فرضیه­ها در جدول­های 2 تا 5 ارایه شده است.

 

آمار توصیفی

به منظور تجزیه و تحلیل اولیة داده­ها، آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در جدول 2 ارایه شده است. در جدول شمارة 2، آمار توصیفی داده­های کمی مورد مطالعه، برای استفاده در رگرسیون خطی است. جدول 2 نشان­دهندة میانگین، حداکثر، حداقل، انحراف معیار و تعداد مشاهده‌ها است. میزان میانگین مشاهده شدة نوع گزارش نشان­دهندة آن است که بیش از  50 درصد شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران، گزارش حسابرسی را از نوع مشروط دریافت می‌کنند. این امر نشان دهندة این موضوع است که عدم تقارن اطلاعاتی بالایی بین شرکت و استفاده‌کنندگان صورت­های مالی وجود دارد که می­تواند بیانگر یک بازار نامطمئن باشد. همچنین این موضوع در مقایسه با زمانی که فرض شود بیشتر گزارش شرکت­ها از نوع مقبول است، شاید موجب شود که سرمایة کمتری به بازار عرضه شود. میزان میانگین و انحراف معیار مشاهده شده مربوط به محدودیت در تأمین مالی، نشان می­دهد که در بورس اوراق بهادار تهران، شرکت­ها به طور کلی محدودیت بالایی در تأمین مالی دارند.

 

 

جدول (3) آمار توصیفی متغیرهای مورد استفاده در این پژوهش

متغیرها

میانگین

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

تعداد

گزارش مشروط

587/0

1

0

496/0

608

مخارج سرمایه­ای

231/1

15/10

192/0

638/0

608

محدودیت در تأمین مالی

820/0

1

0

415/0

608

استقراض جریان­های نقدی

965/4

640/6

0

976/3

608

هزینة سرمایه­گذاری

385/0

26/2

0

352/0

608

بازده سرمایه

775/0

91/2

20/0

436/0

608

خالص جریان نقد عملیاتی

162/0

98/1

532/0-

187/0

608

فرصت رشد

147/1

611/5

526/0

622/0

608

اهرم مالی

659/0

36/1

071/0

178/0

608

اندازة شرکت

240/26

14/30

61/23

77/1

608

عمر شرکت

820/32

58

4

56/12

608

 


آمار استنباطی

پس از محاسبة کلیة متغیرهای پژوهش، فرضیه­های اول و دوم پژوهش با استفاده از داده­های مربوط به متغیر­های پژوهش، به وسیلة مدل­ رگرسیونی خطی چند متغیره مورد آزمون قرار گرفت. با توجه به این­که در فرضیة سوم، متغیر وابسته پیوسته نبوده و فقط یکی از دو ارزش صفر و یک را دارا است، برای آزمون فرضیة سوم پژوهش، مدل رگرسیون لجستیک چند متغیره به‌کار رفته است. همان­طور که پیش از این ذکر شد، در این پژوهش روش داده­های ترکیبی را به­کار برده­ایم، اما قبل از تخمین مدل، لازم است که روش تخمین(تلفیقی یا تابلویی) مشخص شود. بدین منظور از آزمون F لیمر استفاده شده است. اگر معناداری آمارة آزمون بیشتر از 5 درصد باشد، از روش تلفیقی استفاده می­شود، در غیر این­صورت از روش تابلویی استفاده خواهد شد. نتایج آزمون F لیمر با استفاده از نرم­افزار Eviews، نشان داد که در کلیة موارد، سطح معناداری آمارة F بیشتر از 5 درصد است؛ بنابراین در این پژوهش از روش داده­های تلفیقی استفاده شد.

 

فرضیة اول:

همان‌طور که جدول شمارة 3 نشان می­دهد، مقدار آمارة F برابر با 877/14، بیانگر معنادار بودن مدل در سطح اطمینان 95 درصد است. همچنین، مقدار R2 برابر با 126/0 است؛ به این معنا که 6/12 درصد از تغییرات مربوط به مخارج سرمایه­ای را می­توان با استفاده از متغیرهای توضیحی مدل رگرسیونی پیش­بینی کرد. افزون بر این، با توجه به مقدار آمارة دوربین واتسون ارایه شده در جدول شمارة 3 در سطح کلیة شرکت­ها، که برابر با 989/1 است، وجود خود همبستگی سریالی در اجزای اخلال رگرسیون را نشان نمی­دهد.

جدول شمارة 3، ضرایب مربوط به مدل رگرسیونی حاصل از آزمون فرضیة اول پژوهش را نیز ارایه می‌کند. طبق این جدول، سطح معناداری مربوط به متغیرهای گزارش مشروط حسابرسی و خالص جریان‌های نقدی عملیاتی، نشان­دهندة آن است که بین گزارش مشروط حسابرسی و خالص جریان­های نقدی عملیاتی با مخارج سرمایه­ای در سطح اطمینان 95 درصد، رابطه معناداری وجود ندارد. همان‌طور که جدول شمارة 3 نشان می­دهد، علامت ضریب اثر تعاملی گزارش مشروط حسابرسی و خالص جریان­های نقدی عملیاتی(متغیر حساسیت سرمایه­گذاری به جریان­های نقدی) مثبت است. این علامت مثبت، نشان‌دهندة آن است که با دریافت گزارش مشروط، محدودیت در تأمین مالی شرکت­ها افزایش می­یابد. با این وجود، سطح معناداری مربوط به آمارة t نشان می‌دهد که این رابطه در سطح اطمینان 95 درصد، از لحاظ آماری معنادار نیست. نتایج مرتبط با سایر متغیرها نیز بیان می­کند که بین اندازة شرکت با مخارج سرمایه‌ای رابطة معناداری وجود ندارد؛ اما، رابطة دو متغیر فرصت­های رشد سرمایه­گذاری و مخارج سرمایه‌ای، مثبت و معنادار است.

 

 

جدول (4) خلاصة نتایج رگرسیونی حاصل از آزمون فرضیة اول

متغیر وابسته: مخارج سرمایه­ای

متغیرها

ضرائب

آماره t

خطای استاندارد

سطح معناداری

اندازة شرکت

020/0

456/0

006/0

648/0

فرصت رشد

356/0

508/7

017/0

*0005/0

خالص جریان نقد عملیاتی

092/0-

609/1-

068/0

108/0

حساسیت سرمایه­گذاری به جریان­های نقدی

025/0

515/0

078/0

607/0

گزارش مشروط

040/0-

727/0-

025/0

468/0

مقدار ثابت

937/0

643/6

141/0

*0005/0

آمارة F

آمارة دوربین- واتسون

خطای استاندارد

R2adj

R2

R

877/14

989/1

20583/0

117/0

126/0

354/0

معناداری مدل

0005/0

INVSTit = a + β1OCFit +β2MAO_FTit  +β3MAO_FTit* OCFit+  β 4TQit + β5SIZEit + e

*سطح معناداری 5

 


فرضیة دوم:

در جدول­ شمارة 4، خلاصة نتایج تحلیل رگرسیون  فرضیة دوم آمده است. همان‌طور که جدول شمارة 4 نشان می­دهد، مقدار آمارة F برابر با 461/23، معنادار بودن مدل در سطح 95 درصد را نشان می­دهد. همچنین، همان‌طور که جدول شمارة 4 نشان می­دهد، مقدار R یا به عبارت دیگر رابطة ساده میان متغیرها، برابر با 463/0 است و مقدار R2 برابر با 214/0، به این معنی است که 214/0 درصد از خالص تغییراتِ مربوط به استقراض جریان­های نقدی شرکت­ها را، می­توان با استفاده از متغیرهای مدل رگرسیونی پیش­بینی کرد. همچنین، با توجه به مقدار آمارة دوربین واتسون که برابر با 032/2 است،  وجود خود همبستگی سریالی مرتبة اول در اجزای اخلال رگرسیون رد می­شود.

با توجه به سطح معناداری مربوط، در جدول شمارة 4 ملاحظه می­شود که بین گزارش مشروط و استقراض جریان­های نقدی شرکت­ها، رابطة معناداری وجود ندارد. از این رو، فرضیة دوم پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته نمی­شود. نتایج پژوهش نشان می­دهد که بین اهرم مالی و اندازة شرکت با مخارج سرمایه­ای، رابطة معناداری وجود ندارد؛ اما بین فرصت­های رشد سرمایه­گذاری، بازده سرمایه و هزینة سرمایه­گذاری با استقراض جریان­های نقدی رابطة معنادار وجود دارد.


 

جدول (5) خلاصة نتایج رگرسیونی حاصل از آزمون فرضیة دوم

متغیر وابسته: استقراض جریان­های نقدی

متغیرها

ضرائب

آماره t

خطای استاندارد

سطح معناداری

اندازة شرکت

009/0

206/0

005/0

837/0

فرصت رشد

350/0

299/8

015/0

*0005/0

اهرم مالی

004/0

095/0

54/0

924/0

بازدة سرمایه

087/0-

189/2-

02/0

029/0

هزینة سرمایه­گذاری

299/0

305/7

026/0

*0005/0

گزارش مشروط

004/0

098/0

026/0

924/0

مقدار ثابت

029/0-

244/0-

118/0

808/0

آمارة F

آمارة دوربین- واتسون

خطای استاندارد

R2adj

R2

R

461/23

032/2

1937/0

205/0

214/0

463/0

معناداری مدل

0005/0

BCFit =a +β1MAO_FTit  +β2ICFit +β3ROAt + β4LEVit-1+ β5TQit + β 6SIZEit +e

*سطح معناداری 5

 


فرضیة سوم:

همان‌طور که جدول­ شمارة 5 نشان می­دهد، میزان آمارة خی دو(221/28) و سطح معناداری مربوط به این آماره، بیانگر معنادار بودن کل مدل است. سطح معناداری ارایه شده مربوط به آمارة هاسمر و لمشو، نشان­دهندة انطباق مناسب مدل با مشاهده‌های واقعی (نیکویی برازش مدل) است. مقدار شاخص­های R2 کاکس-اسنیل و  R2 نگلکرک در مدل نیز، به ترتیب، برابر با 3/5 درصد و 7/8 درصد است، که بیانگر قدرت پیش‌بینی مناسب مدل است.

جدول شمارة 5، ضرائب مربوط به مدل رگرسیونی حاصل از آزمون فرضیة سوم پژوهش را نیز ارایه می‌کند. طبق این جدول، با توجه به مقدار آمارة والد و سطح معناداری مربوط، مشاهده می­شود که بین گزارش مشروط حسابرسی و محدودیت در تأمین مالی شرکت‌ها، رابطة معناداری وجود ندارد. همچنین، نتایج متغیرهای کنترلی نشان می­دهد که بین عمر شرکت­ها و فرصت­های رشد با محدودیت در تأمین مالی، رابطة مثبت معنادار و بین بازده سرمایه و محدودیت در تأمین مالی، رابطة منفی معناداری وجود دارد، اما رابطة بین اندازة شرکت و اهرم مالی با محدودیت در تأمین مالی از لحاظ آماری معنادار نیست.


 

جدول (6) خلاصة نتایج رگرسیونی حاصل از آزمون فرضیة سوم

متغیر وابسته: محدودیت در تأمین مالی

متغیرها

ضرایب

آمارة والد

سطح معناداری

نسبت شانس

عمر شرکت

758/2

068/22

*0005/0

771/15

اندازة شرکت

104/0-

236/1

266/0

901/0

اهرم مالی

781/0-

072/1

301/0

458/0

فرصت­های رشد

638/0

745/6

*009/0

892/1

بازده سرمایه

517/0-

037/4

*045/0

596/0

گزارش مشروط

437/0-

849/2

091/0

646/0

مقدار ثابت

593/0

051/0

822/0

810/1

آمارة خی دو

سطح معناداری

آمارة هاسمر و لمشو

سطح معناداری

R2 کاکس-اسنیل

R2 نگلکرک

221/28

0005/0

987/6

538/0

053/0

087/0

KZit = β0 + β1MAO_FTit  + β2Sizeit + β3Ageit + β4Levit + ε

*سطح معناداری 5

 


بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل آماری، اطلاعات جمع آوری شدة مربوط به 76 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، در طی سال­های 1382 تا 1389، نشان­دهندة آن است که بین حساسیت سرمایه­گذاری به جریان­های نقدی، قدرت استقراض مالی و محدودیت مالی، با گزارش مشروط حسابرسی، رابطة معناداری وجود ندارد.

در خصوص نتیجة آزمون فرضیة اول، باید بیان کرد که نتایج آزمون نشان داد که بین جریان­های نقدی عملیاتی و گزارش مشروط حسابرسی با مخارج سرمایه­ای رابطة معناداری وجود ندارد. همچنین، در خصوص اثر تعاملی جریان­های نقدی عملیاتی و گزارش مشروط حسابرسی (حساسیت سرمایه­گذاری به جریان­های نقدی) بر مخارج سرمایه­ای، نتایج حاکی از این است که با توجه به این­که رابطة مثبت بین این شاخص­ها وجود دارد، اما این رابطه از لحاظ آماری معنادار نیست. عدم وجود رابطة معنادار بین اثر تعاملی متغیرهای جریان­های نقدی عملیاتی و گزارش مشروط حسابرسی با مخارج سرمایه­ای، بدین معناست که در شرکت­های دریافت­کنندة گزارش مشروط حسابرسی،      سرمایه­گذاری­ها به جریان­های نقدی عملیاتی حساس نیست. بنابراین، در سطح اطمینان 95 درصد نمی­توان فرضیة اول پژوهش را مورد تأیید قرار داد. نتایج مرتبط با سایر متغیرهای مدل نیز نشان­دهندة آن است که بین اندازة شرکت و مخارج سرمایه­ای، رابطة معناداری وجود ندارد؛ اما بین فرصت­های رشد سرمایه­گذاری و مخارج سرمایه­ای رابطة مثبت معناداری وجود دارد.

نتایج فرضیة دوم پژوهش نشان داد که بین گزارش مشروط و استقراض جریان­های نقدی شرکت­ها، رابطة آماری معناداری وجود ندارد. بنابراین، در سطح اطمینان 95 درصد نمی­توان فرضیة دوم پژوهش را مورد تأیید قرار داد. همچنین نتایج حاصل از آزمون این فرضیه در مورد متغیر­های کنترلی نیز نشان می­دهد که بین اهرم مالی و اندازة شرکت با استقراض جریان­های نقدی رابطه­ای معنادار وجود ندارد. نتایج پژوهش نشان می­دهدکه رابطة بین فرصت­های رشد سرمایه­گذاری و هزینة سرمایه­گذاری با استقراض جریان­های نقدی مثبت و معنادار است و بین بازده سرمایه و استقراض جریان­های نقدی رابطة منفی و معناداری وجود دارد.

جز این نتایج فرضیة دوم بیانگر این موضوع است که گزارش مشروط، در انجام استقراض­های مالی شرکت­ها تأثیری ندارد و با توجه به این موضوع که بخش اصلی استقراض­های مالی شرکت­ها از طریق وام‌هایی است  که شرکت­ها از بانک­ها می­گیرند، نتایج این فرضیه می­تواند مؤید آن باشد که بانک­ها در پرداخت تسهیلات مالی به گزارش مشروط حسابرس توجه کافی ندارند. این موضوع خود سبب می­شود که شرکت­ها نسبت به دریافت گزارش مشروط حساسیتی نشان ندهند، چون شرکت­ها در دریافت تسهیلات مالی از بانک­ها، به سبب دریافت گزارش مشروط، دچار محدودیت نمی­شوند. به بیان دقیق‌تر می­توان یکی از دلایل دریافت گزارش مشروط حسابرسی توسط شرکت­ها را بی­توجهی پرداخت­کنندگان تسهیلات مالی نسبت به دریافت این گزارش­ها از سوی شرکت­ها عنوان کرد که موجب می­شود مدیران شرکت­ها، برای جلوگیری از دریافت گزارش مشروط حسابرسی و گرفتن گزارش مقبول از حسابرس، سعی و تلاشی مجدانه نداشته باشند.

نتیجة آزمون فرضیة سوم نشان می­دهد که بین گزارش مشروط حسابرسی و محدودیت در تأمین منابع مالی  شرکت­ها، رابطة آماری معناداری وجود ندارد، از این رو، فرضیة سوم پژوهش در سطح اطمینان 95 درصد مورد قبول واقع نمی­شود. بررسی این فرضیه نشان می­دهد شرکت­هایی که در بورس اوراق بهادار تهران گزارش مشروط حسابرسی دریافت می­کنند، دچار محدودیت در تأمین منابع مالی نمی­شوند؛ به بیانی دقیق­تر، شرکت­هایی که گزارش مشروط حسابرسی دریافت می­کنند، دچار خدشه و ضعفی در اعتبار و عملیات تأمین منابع مالی خود نمی­شوند. نتیجة آزمون این فرضیه، همچون فرضیة اول و دوم، نشان می­دهد  که گزارش مشروط حسابرسی بر روی تصمیم‌گیری‌های سرمایه­گذاران، اعتباردهندگان و بانک­ها تأثیری ندارد. همچنین، نتایج متغیرهای کنترلی، نشان­دهندة آن است که بین عمر شرکت­ها و فرصت‌های رشد با محدودیت در تأمین مالی، رابطة مثبت معنادار و بین بازده سرمایه و محدودیت در تأمین مالی رابطه­ای منفی و معنادار وجود دارد، اما رابطة اندازة شرکت و اهرم مالی با محدودیت در تأمین مالی از لحاظ آماری معنادار نیست.

همچنین نتایج این سه فرضیه، می­تواند بیانگر این موضوع باشد که یکی از دلایل اصلی گزارش مشروط حسابرسی، بی­توجهی اعتبار­دهندگان، سرمایه­گذاران و بانک­ها نسبت به این نوع گزارش است که سبب می‌شود مدیران شرکت­ها، به دلیل بی­توجهی استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی نسبت به گزارش، تلاشی برای جلوگیری از دریافت گزارش مشروط حسابرسی انجام ندهند.این استنباط از نتایج پژوهش، هماهنگ با نتایج لین و همکارانش (2011) است که در پژوهش خود عنوان کردند که می­توان دلیل اصلی دریافت گزارش حسابرسی تعدیل شده از سوی شرکت­ها را، علاوه بر سه دلیل دیگری که سایر پژوهشگران مالی نام می­برند(از قبیل، ارایه اطلاعات نادرست از سوی   شرکت­ها، مدیریت سود و صلاحیت حرفه­ای حسابرس)، عدم تلاش مدیران شرکت­ها برای جلوگیری از دریافت گزارش مشروط حسابرسی، به دلیل بی­توجهی سرمایه­گذاران، اعتباردهندگان و بانک­ها، تلقی نمود.

به طور کلی می­توان بر اساس نتایج آزمون فرضیه‌های این پژوهش، عنوان کرد که گزارش مشروط حسابرسی، برای شرکت­های دریافت کنندة این نوع گزارش، پیامد­های مالی و اقتصادی ندارد و به بیان دقیق­تر گزارش مشروط حسابرسی که از سوی حسابرسان در مورد شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران صادر می­شود، دارای محتوای اطلاعاتی برای استفاده­کنندگان این نوع گزارش نیست. مقایسة نتیجة کلی این پژوهش با یافته­های سایر پژوهش­های انجام شده در این زمینه و حوزه­های مشابه آن، نشان می­دهد که شواهد پژوهش حاضر با نتایج پژوهش­های انجام شده به وسیله هوگتون (1983)، اپستاین و گایگر (1994)، جون لین و همکاران (2003)، پوچیتا و همکاران(2004)، الثانیبیت و همکاران (2008)، لین و همکاران (2011)، کاباجه و همکاران (2012)، حساس یگانه و مدنی (1383)، مهدوی و غیوری مقدم (1389) و عظیمی و فروزنده (1389)، مطابقت دارد.

از طرف دیگر نتیجة کلی این پژوهش مبنی بر این که گزارش مشروط حسابرسی که شرکت­ها دریافت می­کنند، برای استفاده­کنندگان گزارش حسابرسی، محتوای اطلاعاتی ندارد، با نتایج پژوهش­های اورگلر (1970)، فیرس (1980)، بلک ویل و وینترز (1997)، لنکوس (1999)، هربوین و همکاران (2007)، شباهنگ و خاتمی (1377) و حساس یگانه و یعقوبی منش (1382)، هم‌خوانی ندارد.

 

محدودیت‌های پژوهش

در انجام این پژوهش، محدودیت­هایی­ وجود داشته که ممکن است بر نتایج و یافته­های پژوهش تأثیرگذاشته باشد:

1- از آنجایی که برای محاسبة متغیر­های پژوهش، از صورت­های مالی تهیه شده بر مبنای بهای تمام شدة تاریخی، استفاده شده، در صورت تغییر و تعدیل اطلاعات صورت­های مالی بر مبنای ارزش جاری، ممکن است نتایج پژوهش متفاوت از نتایج فعلی باشد که کنترل  آن­ها از توان پژوهشگر خارج بوده است.

2- با توجه به این­که در این پژوهش، اثر گزارش حسابرسی سال (t-1) بر روی متغیر­های وابسته، در تمام سال (t) سنجیده شده است و نیز با توجه به این موضوع که گزارش حسابرسی شرکت‌ها چند ماه بعد از شروع سال مالی صادر می­شود، به طبع گزارش حسابرسی سال (t-1)، اثری بر روی متغیر­های وابسته در چند ماه اول سال (t) ندارد. در نتیجه در صورت تأثیر گزارش حسابرسی بر روی این چند ماه، نتایج پژوهش می­تواند متفاوت از نتایج فعلی باشد که کنترل آن­ها از حیطة توان پژوهشگر خارج بوده است.

 

پیشنهادهای پژوهش

پیشنهادهای کاربردی پژوهش

1- با توجه به نتایج پژوهش که نشان می­دهد گزارش مشروط حسابرسی پیامد­های مالی برای تأمین مالی شرکت‌ها به وجود نمی‌آورد، یا به بیان دقیق‌تر، دریافت این نوع گزارش تأثیری بر روی وجوه ورودی منابع مالی به داخل شرکت ندارد و نیز با توجه به این موضوع که آمار توصیفی پژوهش نشان می­دهد که تقریباً 58 درصد گزارش­های حسابرسی شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران، به خاطر نداشتن پیامدهای مالی و در نتیجه بی­توجهی مدیران، مشروط هستند، به بورس اوراق بهادار تهران و سازمان حسابرسی و سایر نهادهای تدوین کنندة قوانین و مقررات، پیشنهاد می‌شود که برای جلوگیری از گستردگی گزارش مشروط حسابرسی و همچنین برای ایجاد جلب توجه و جلوگیری از بی­تفاوت بودن سرمایه­گذاران، اعتباردهندگان، بانک­ها و سایر استفاده­کنندگان اطلاعات مالی شرکت­ها و همین­طور مدیران شرکت، قوانین و مقررات محکمی را وضع کنند. به عنوان مثال، دریافت گزارش مشروط حسابرسی از سوی شرکت­ها در سه سال متوالی، به مثابة یک گزارش مردود باشد و یا شرکت­هایی که طی دو یا سه سال متوالی، گزارش مشروط حسابرسی می­گیرند، دچار محدودیت و به پرداخت جرایمی محکوم شوند.

2- رونق بازار سرمایه و رشد اقتصادی کشور در گرو تأمین مالی شرکت‌هاست. با توجه به نتایج فرضیة اول، دوم و سوم، مبنی بر معنادار نبودن رابطة حساسیت سرمایه­گذاری به جریان­های نقدی، محدودیت مالی و استقراض جریان­های نقدی با گزارش مشروط حسابرس، می­توان با پر محتوا کردن گزارش حسابرسی به وسیلة ایجاد قوانین و مقررات جدیدی برای جلب توجه بیشتر سازمان­های تأمین کنندة منابع مالی و سرمایه­گذاران برای تصمیم­گیری­های اقتصادی درست، هم به تأمین مالی شرکت­ها کمک کرد، هم به تصمیم‌های اقتصادی سرمایه­گذاران و اعتباردهندگان یاری رساند؛ بنابراین پیشنهاد می­شود که سازمان بورس اوراق بهادار، سازمان­ حسابرسی و سایر سازمان­های تدوین­کنندة قوانین ، مقرراتی را در خصوص ارایه این گونه اطلاعات از سوی شرکت­ها وضع کنند.

 

پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آتی

طی انجام هر پژوهش، ابعاد گسترده­تر و تازه‌تری از موضوع نمایان می­شود که می­تواند نقطة آغازی برای پژوهش­های بعدی باشد. با توجه به نتایج حاصل از این پژوهش و محدودیت­های آن، پیشنهادهای زیر برای پژوهش­های بعدی ارایه می­شود:

1- به پژوهشگران آینده پیشنهاد می­شود که با توجه به اهمیت ارایه اطلاعات شفاف از سوی شرکت­ها برای توسعه کسب و کار آن­ها و گسترش فعالیت­های اقتصادی کشور و با توجه به میزان بالای گزارش مشروط حسابرسی شرکت­ها در ایران، پژوهشی در خصوص علل وجود آمار بالای این گزارش­ها و راهکارهای مقابله با آن انجام دهند.

2- با توجه به این­که برای تعیین متغیر مربوط به گزارش مشروط در این پژوهش، تنها به مشروط بودن و نبودن گزارش حسابرسی اکتفا شده و به تعداد و محتوای بند­های گزارش مشروط شرکت­ها توجهی نشده است، به پژوهشگران آینده پیشنهاد می­شود که پیامد­های گزارش مشروط حسابرسی را با توجه به تعداد و محتوای بند­های تعدیل­کنندة گزارش حسابرسی نیز، مورد بررسی قرار دهند.

3- به پژوهشگران آینده پیشنهاد می‌شود که برای اندازه­گیری محدودیت در تأمین مالی در خصوص بررسی رابطة بین گزارش مشروط حسابرسی و محدودیت در تأمین مالی شرکت­ها از معیارها و مدل‌های دیگری همچون شاخص وایتد[35] و وو[36](2006) (WW) استفاده کنند.

4- با توجه به این­که بانک­ها و مؤسسات مالی(شرکت­های سرمایه­گذاری، واسطه­گری مالی و لیزینگ­ها) از نمونة این پژوهش حذف شد، پیشنهاد می­شود پژوهشگران در آینده، تأثیر این نوع گزارش را بر وضعیت مالی و اقتصادی شرکت­ها در حوزة شرکت­های لیزینگی و واسطه­گری نیز مورد بررسی قرار دهند.



[1]. Inside Information

[2]. Lin

[3].  Bamber

[4].  Stratton

[5].  Cloyd

[6]. Robertson

[7]. Teoh

[8]. Wong

[9]. Cohen

[10]. Orgler

[11]. Estes

[12]. Reimer

[13]. Houghton

[14]. Firth

[15]. Kalay

[16]. Watts

[17]. Zimmerman

[18]. Jensen

[19]. Meckling

[20]. Benston

[21]. Beaver

[22]. Fargher

[23]. Wilkins

[24]. Miller

[25]. Blackwell

[26]. Winteres

[27]. Jun Lin

[28]. Herbohn

[29]. Kabajeh

[30]. Pool

[31]. Zhu

[32]. Francis

[33]. Kaplan  and Zingales

[34]. Almeida

[35]. Whited

[36]. Wu

منابع

[1]  ارباب سلیمانی، عباس و محمود نفری. (1384). اصول حسابرسی. جلد 1. تهران: مرکز پژوهش‌های تخصصی حسابداری و حسابرسی- سازمان حسابرسی.

[2]  تهرانی، رضا و رضا حصارزاده. (1388). تأثیر جریان­های نقدی آزاد و محدودیت در تأمین مالی بر بیش سرمایه­گذاری و کم سرمایه­گذار. تحقیقات حسابداری، شمارة 3، صص 67-50.

[3]  حساس یگانه، یحیی و سارا یعقوبی منش. (1382). تأثیر گزارش­های حسابرسی بر قیمت سهام. مطالعات حسابداری، شمارة 3، صص 27-58.

[4]  حساس یگانه، یحیی و سید محمد حسین مدنی. (1383).  تأثیر گزارش حسابرسی مستقل در تصمیم­گیری اعتباردهندگان (بانک‌های ایران). مطالعات حسابداری، شمارة 6، صص 113-128.

[5]  ستایش، محمد حسین و ابوالفضل گرگانی فیروزجاه. (1391). بررسی رابطة بین ساختار مالکیت و روش­های تأمین مالی شرکت­ها. پژوهشنامة حسابداری و حسابرسی، شمارة 1، صص 41-60.

[6]  شباهنگ، رضا و محمدعلی خاتمی. (1378). تأثیر شروط حسابرسی بر قیمت سهام و بر تحلیل صورت‌های مالی سالانه توسط کارگزاران بورس اوراق بهادار تهران.اقتصاد و مدیریت، شمارة 25، صص50-40.

[7]  عظیمی، مجید و جواد فروزنده. (1389). بررسی اثر گزارش مشروط حسابرس بر تصمیم­گیری استفاده­کنندگان صورت­های مالی. دانش و پژوهش حسابداری، شمارة 21، صص 67-18.

[8]  کردستانی، غلامرضا و مظاهر نجفی عمران. (1389). بررسی تأثیر روش­های تأمین مالی بر بازده آتی سهام. مجلة پیشرفت­های حسابداری، شمارة 59، صص 75-108.

[9]  مهدوی، غلامحسین و علی غیوری مقدم. (1389). بررسی محتوایی اطلاعاتی گزارش مشروط حسابرسی شرکت­های پذیرفته­شده در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات حسابداری و حسابرسی، شمارة 6، صص 68-85.

[10]            نمازی، محمد و محمد منفرد مهارلویی. (1390). بررسی تأثیر حدود عملیات شرکت بر ساختار هیأت مدیره (مورد مطالعه: شرکت­های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران)، دانش حسابداری، 2(7)، صص 7-25.

[11]     Al-Thuneibat, A., Basheer, A. K., and A. Nedal. (2008). “The Effect of Qualified Auditors’ Opinions on Share Prices: Evidence from Jordan”. ManagerialAuditing Journal, Vol. 23 No. 1, pp. 84-101.

[12]     Arsalan, Ö., Florackis, C., and A. Ozkan. (2006). “The Role of Cash Holdings In Reducing Investment–Cash Flow Sensitivity”. Emerging Markets Review,Vol. 7, No.4, pp. 320–338.

[13]     Bamber, E. M. and R. A. Stratton. (1997). “The Information Content of the Uncertainty Modified Audit Report: Evidence from Bank Officers”. Accounting Horizons. Vol. 11, No. 2, pp. 1-11.

[14]     Beaver, W. (1968). “The Information Content of Annual Earnings Announcements”. Empirical Research inAccounting:Selected Studies, Vol. 6 No. 3, pp. 67-92.

[15]     Benston, G. (1985). “The Market for Public Accounting Services: Demand, Supply and Regulation”. The Journal Accounting and Publik Policy, Vol. 4, No. 1, pp. 33-79.

[16]     Blackwell, D. and D. Winteres. (1997). “Monitoring, Reputation, And the Value of Relationship Banking”. Journal of Financial Research, Vol. 20, pp. 275-289.

[17]     Chen, C. P. and R. Zhao (2000). “An Emerging Market’s Reaction to Initial Modified Audit Opinions: Evidence for the Shanghai Stock Exchange” .Contemporary AccountingResearch, Vol. 17 No. 3, pp. 429-55.

[18]           Chul, P. and M. Pincus. (1997). “Internal Versus External Funding Sources and Earnings Response Coefficients”. Available at SSRN: http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=24960, Available Online:[25 Dec.2012].

[19]     Cloyd, C. B., Frederickson, J. F., and J. W. Hill. (1998). “Independent Auditor Litigation: Recent Events and Related Research”. Journal of Accounting and Public Policy. Vol. 17, No. 2, pp. 121-142.

[20]         Cohen, K., Gilmore, T., and F. Singer. (1966). Bank Procedure for Analyzing Business Loan Application. Homewood, Richard lrwin: Carnegie Institute of Technology.

[21]     Elliott, J. (1983). “Subject to" Audit Opinions and Abnormal Security Returns”.  Journal of Accounting Research, Vol. 20, No. 2, pp. 617-638.

[22]     Epstein, M. J. and M. A. Geiger. (1994). “Investor View of Auditor Assurance: Recent Evidence of the Expectation Gap”. Journal of Accountancy, Vol. 177, No. 1, pp, 60-66.

[23]     Estes, R. and M. Reimer. (1977). “A Study Of The Effect Of Qualified Auditors Opinions On Bankers Lending Decisions”. Accounting andBusiness Research, Vol. 7, No. 28, pp. 250-259.

[24]     Fargher, N. L. and M. S. Wilkins. (1998). “Evidence on Risk Changes Around Audit Qulifification and Qulifification Withdrawal Announcements”. Journal of Business and Accounting. Vol. 26, No. 7, pp. 829-847.

[25]     Fazzari, S. M., Hubbard, R.G., Petersen, B. C., Blinder, A. S., and J. M. Poterba. (1988). “Financing Constraints and Corporate Investment”. Brookings Papers on Economic Activity, Vol. 1988, No. 1, pp. 141–206.

[26]     Firth, M. (1979). “Qualified Audit Reports and Bank Lending Decisions”. Journal of Bank Research, Vol. 9, No. 4, pp. 193- 223.

[27]     Francis, B., Hasan, I., Song, L. and Waisman, M. (2013). “Corporate Governance and Investment-Cash Flow Sensitivity: Evidence from Emerging Markets”. Emerging Markets Review, Vol. 15, pp. 57-71.

[28]          George, R., Kabir, R. and Qian, J. (2005). “Investment-Cash Flow Sensitivity and Financing Constraints: an Analysis of Indian Business Group Firms”, Available at: http://arno.uvt.nl/show.cgi?fid=53747, Available Online:[26 Dec.2012].

[29]          Herbohn, K., Ragunathan, V., and R. Garsden. (2007). “The Horse Has Bolted: Revisiting The Market Reaction to Going Concern Modifications of Audit Reports”. Accounting and Finance. Vol. 47 No. 3, pp. 473–493.

[30]     Houghton, K. (1983). “Audit Reports: Their Impact on the Loan Decision Process and Outcome: an Experiment” .Accounting & Business Research, Vol. 14 No. 53, pp. 15-20.

[31]     Jensen, M. C. and W. H. Meckling. (1976). “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”. Journal of Financial Economics, Vol. 3, No. 4, pp. 305-360.

[32]     Jun Lin, Z., Tang, Q., and J. Xiao. (2003). “An Experimental Study of Users’ Responses to Qualified Audit Reports In China”. Journal of International Accounting. Vol. 12, No. 1, pp.1-22.

[33]          Kabajeh, M. A., Alshanty, A. M., Dahmash, F. N., and A. S. Hardan. (2012). “Informational Content of Auditor’s Report and its Impact on Making Decisions from Lenders and Management’s View in the Jordanian Industrial Public Firms”. Humanities and Social Science, Vol. 2, No. 14. pp. 93-103.

[34]     Kalay, A. (1982). “Stockholder – Bondholder Conflict and Dividend Constraints”. Journal of Financial Economics. Vol. 10, No. 2, pp. 211-233.

[35]     Lennox, C. S. (1999). “The Accuracy and Incremental Information Content of Audit Reports in Predicting Bankruptcy”. Journal of Business and Accounting, Vol. 26, No. 5/6, pp. 617-638.

[36]     Lin, Z., Jiang, Y., and Y. Xu. (2011). “Do Modified Audit Opinions Have Economic Consequences? Empirical evidence based on financial constraints”. Chine Journal of Accounting Research, Vol. 4, No. 3, pp.135-154.

[37]     Miller, J., Reed, S., and R, Strawser. (1993). “Auditing report, Banker’s Perceptions”. Accounting Horizons, Vol. 47, No. 7, PP. 263-269.

[38]     Orgler, Y. E. (1970). “A Credit Scoring Model for Commercial Loans”.  Journal of Money, Credit and Banking, Vol. 2, No. 4, pp. 435-445.

[39]          Pucheta, M. C., Vico, A., and M. A. Garcia. (2004). “Reaction of the Spanish Capital Market To Qualified Audit Reports”. European Accounting Review, Vol. 4 No. 2, pp. 261-280.

[40]          Robertson, J. C. (1988). “Analysts Reactions to Auditors Message in Qualified Reports”. Accounting Horizons, Vol. 2, pp. 82-89.

[41]     Teoh, S. H. and T. J. Wong. (1993). “Perceived Auditor Quality and the Earning Response Coefficient”. The Accounting Review, Vol. 68, No. 2, pp. 346-366.

[42]     Watts, R. and J. Zimmerman. (1990). “Positive Accounting Theory: A Ten Year Perspective”. The Accounting Review, Vol. 65, No. 1, pp. 131-156.

[43]          Zhu, H., He, X., and X. Chen. (2006). “Financial Development, Soft Budget Constraint and Business Investment”. Accounting Research, Vol. 10, pp. 64-71.