تأثیر کیفیت حسابرسی در رابطۀ ارزش وثیقه‏‌ای دارایی‏‌ها با سطح تأمین‌ مالی و سرمایه‌گذاری شرکت‏‌ها

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 استادیار گروه حسابداری، دانشکده علوم مالی، دانشگاه خوارزمی، تهران، ایران

2 کارشناس ارشد، گروه حسابداری، دانشکده علوم مالی، دانشگاه رجاء، قزوین، ایران

چکیده

این پژوهش، تأثیر کیفیت حسابرسی را در رابطۀ تأمین ‌مالی و سرمایه‌گذاری با ارزش وثیقۀ دارایی‌های ملکی بررسی می‏کند که معیار ظرفیت تأمین ‏مالی در نظر گرفته شده است. از طرفی تأثیر تغییر ارزش وثیقۀ دارایی‌های ملکی در انتخاب حسابرس نیز مطالعه می‏شود. برای سنجش کیفیت حسابرسی از رتبه‌بندی مؤسسات حسابرسی استفاده شده‏ است که جامعۀ حسابداران رسمی ایران انجام داده است. از نوسان‌های قیمت املاک برای برآورد ارزش وثیقۀ دارایی‏های ملکی 126 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1386 تا 1393، مشتمل بر 1003 مشاهدۀ شرکت-سال بهره گرفته شده‏ است. فرضیه‏های پژوهش با استفاده از رگرسیون چندمتغیره، با به‌کارگیری داده‌های تابلویی و نرم‌افزار ایویوز آزمون شده ‏است. یافته‏های پژوهش نشان می‏دهد کیفیت حسابرسی از حساسیت مخارج سرمایه‌ای و تأمین ‌مالی به ظرفیت تأمین ‌مالی می‌کاهد و تغییر در ظرفیت ‌تأمین ‌مالی در انتخاب حسابرس مؤثر است. علاوه بر این نتایج نشان می‏دهد در ‏‏شرکت‏هایی‏که احتمال کم‌سرمایه‌گذاری در آنها بیشتر است، تغییرات در ارزش وثیقه‏ای دارایی‏ها، رابطۀ منفی و معناداری با سرمایه‌گذاری دارد. کیفیت حسابرسی نیز در این رابطه، نقش تعدیل‌گر خود را دارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Effect of Audit Quality on the Relationship of Collateral Assets with Financing and Investment

نویسندگان [English]

  • Hassan Farahzadeh Dehkordi 1
  • Mohsen Rezazadeh 2
1 Assistant Professor, Department of Accounting, Faculty of Financial Sciences, Kharazmi University, Tehran, Iran
2 M.Sc. Department of Accounting, Faculty of Financial Sciences, Raja University, Qazvin, Iran
چکیده [English]

This research investigates the effect of audit quality on the relationship of collateral value of assets with the firm's financing and investment decisions. Moreover, the firms' audit quality responses to the change in firm's real estate assets were examined. We used changes in a firm’s collateral values caused by changes in real estate prices as an exogenous change to the financing capacity of a firm. The audit firms ranks (carried out by Iranian Association of Certified Public Accountant (IACPA)) were used as a proxy of audit quality. A sample consists of 126 firms listed in the Tehran Stock Exchange for the period 2007 to 2014, 1003 firm-year observations, and multivariate regressions in panel data mode were used to test the hypotheses. The results show that financing and investment by firms with higher audit quality is less affected by changes in real estate values than are financing and investment by firms with lower audit quality. Further, firms select auditors with higher quality in response to decreases in financing capacity. The results also show that changes in collateral value have a significant negative effect on the investment of firms that are more likely to under-investment and audit quality plays decreasing role in this relation.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Audit Quality
  • Collateral value
  • Financing
  • Investment

مقدمه

 

چگونگی تأثیر ظرفیت تأمین ‌مالی در سرمایه‌گذاری، موضوعی است که به‌طور گسترده در مبانی تأمین ‌مالی شرکتی دربارۀ آن بحث شده ‏است [11 و 25]. در سال‏های اخیر، پژوهشگران، این موضوع را مطالعه کرده‌اند که چگونه کیفیت حسابرسی، پدیدۀ کم‌سرمایه‌گذاری ناشی از محدودیت‌های مالی را کاهش می‌دهد [13]. با وجود تعدد این پژوهش‌ها، مطالعات اندکی به این موضوع توجه کرده‌اند که چگونه کیفیت حسابرسی، محدودیت‌های موجود در ظرفیت تأمین ‌مالی را کاهش می‏دهد. پژوهش‏های پیشین نشان داد ‏شرکت‏های‏ با ارزش وثیقۀ بیشتر، توانایی بیشتری در افزایش تأمین ‌مالی برون‌سازمانی و انجام سرمایه‌گذاری دارند [7، 5 ،4]. پژوهش حاضر با توسعۀ مطالعات پیشین، بیان می‌کند که کیفیت بیشتر حسابرسی، حساسیت تصمیم‌های تأمین ‌مالی و مخارج سرمایه‌گذاری شرکت را به تغییرات در ارزش وثیقه کاهش می‏دهد. محور دوم این پژوهش، بررسی تأثیر تغییرات در ظرفیت تأمین ‌مالی در تصمیم‌های انتخاب حسابرس است. پژوهش‌های پیشین که تأثیر کیفیت گزارشگری را در سرمایه‌گذاری بررسی کرده‏اند، کیفیت گزارشگری را یک عامل برون‏زاد می‌دانند که تأثیرات زیادی در سرمایه‌گذاری آتی شرکت دارد [4]. این پژوهش‏ها نشان می‏دهد مؤسسات حسابرسی با کیفیت زیاد، برای حفظ حسن شهرت خود، شرکت را ترغیب می‌کنند کیفیت گزارشگری خود را افزایش دهد [21،9]؛ از این‌رو، افزایش در پدیدۀ کم‌سرمایه‌گذاری (به‌دلیل کاهش ظرفیت تأمین‌ مالی)، موجب افزایش تقاضا برای حسابرسی با کیفیت زیاد می‏شود تا این پیام را به تأمین‏کنندگان منابع مالی منتقل کند که واحد تجاری، کیفیت گزارشگری مطلوبی دارد. درنهایت، این موضوع، تأمین ‌مالی را تسهیل می‌کند و موجب کاهش یا جلوگیری از پدیدۀ کم‌سرمایه‌گذاری می‌شود.

از تغییرات در ارزش وثیقۀ دارایی‌های واحد تجاری که از تغییرات در قیمت املاک منتج می‌شود، به‌عنوان یک عامل بیرونی مؤثر در ظرفیت تأمین‌ مالی واحد تجاری استفاده شده ‏است. انتظار می‌رود تغییرات ارزش وثیقه در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری واحد تجاری تأثیرگذار باشد. زمانی که قیمت املاک افزایش می‌یابد، ‏‏شرکت‏هایی‏که املاک بیشتری دارند، در ارزش وثیقۀ خود، افزایش بیشتری به دست می‌آورند که این امر باعث افزایش ظرفیت تأمین ‌مالی آنها می‌شود و از محدودیت‌های مالی برای سرمایه‌گذاری بیشتر آنها می‌کاهد. پژوهش‏های پیشین [7] نشان داد افزایش در ارزش ملکی با افزایش در ارزش وثیقۀ شرکت باعث می‌شود تأمین ‌مالی خارجی و سرمایه‌گذاری به‌طور معناداری افزایش یابد [4].  با بسط الگوی پژوهش‏های قبلی [7] نقش کیفیت حسابرسی در رابطۀ تغییرات سرمایه‌گذاری و تأمین‌ مالی با تغییرات در ارزش وثیقه بررسی می‌شود. برخلاف مطالعات پیشین که تأثیر کیفیت گزارشگری مالی را در حساسیت تصمیم‌های تأمین مالی و سرمایه‏گذاری به ظرفیت تأمین مالی بررسی کرده‏اند [2،4] در این پژوهش برای نخستین بار به‌صورت مستقیم، کیفیت حسابرسی به‌عنوان یکی از عوامل اصلی تعیین‌کنندۀ کیفیت اطلاعات حسابداری [8] بر رابطۀ ارزش وثیقه‏ای دارایی‏ها و تصمیم‌های تأمین  مالی و سرمایه‏گذاری بررسی شده است. این موضوع از آن جهت اهمیت دارد که برخلاف سایر شاخص‏های کیفیت گزارشگری مالی، حسابرسی با کیفیت بیشتر، علاوه بر تأثیرگذاری مستقیم در کیفیت گزارشگری مالی، به‌صورت شفاف، پیام خود را دربارۀ کیفیت اطلاعات به دریافت‌کنندگان اطلاعات مخابره می‏کند [12].

 

مبانی نظری

در بازارهای کارا به‌دلیل وجود تقارن‌ اطلاعاتی، سطح تأمین‌ مالی واحدهای تجاری، تأثیری در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری آنها ندارد [19]. از دیدگاه نئوکلاسیک، تنها عامل سیاست‌های سرمایه‌گذاری، فرصت‌های رشد واحد تجاری است [1]. مدیران، منابع مالی ضروری برای سرمایه‌گذاری در تمامی پروژه‌های با ارزش فعلی خالص مثبت را به دست می‌آورند و سیاست‌های سرمایه‌گذاری آنها اختیاری است؛ به عبارت دیگر، به‌دلیل اینکه هیچ تفاوتی در اطلاعات وجود ندارد، محدودیت‌های اطلاعاتی در تأمین‌ مالی و سرمایه‌گذاری تأثیر نخواهد داشت. استفاده‌کنندگان برون‌سازمانی ازجمله اعتباردهندگان، همانند مدیران، از فرصت‌های رشد واحد تجاری مطلع هستند؛ بنابراین تمامی پروژه‌های با ارزش فعلی خالص مثبت را تأمین‌ مالی می‏کنند [4].

زمانی که عدم تقارن ‌اطلاعاتی در بازارهای سرمایۀ ناکارا به وجود آید و هزینۀ جذب سرمایۀ خارجی از وجوه داخلی فزونی یابد، تصمیم‌های سرمایه‌گذاری برای شرکت به‌گونۀ دیگری رقم خواهد خورد. محدودیت‌های اطلاعاتی باعث می‏شود وام‏دهنده یا سرمایه‌گذار با ریسک بیشتری درسرمایه‌گذاری مواجه باشد که برای کاهش این ریسک، وثیقه‌ای با ارزش بیشتر و یا هزینۀ بهرۀ بیشتری را از واحد‌ تجاری طلب کند. این موضوع باعث کاهش ظرفیت تأمین ‌مالی و یا افزایش هزینۀ تأمین ‌مالی می‏شود. همانگونه که پژوهش‏های پیشین [7] نشان داده است، کاهش ظرفیت تأمین ‌مالی به کاهش سرمایه‌گذاری منجر می‌شود. این پژوهش‏ها نشان داد واحدهای تجاری زمانی که ظرفیت تأمین ‌مالی کمتری (کاهش در ارزش وثیقه) دارند، سرمایۀ خود را نخواهند توانست افزایش دهند و درنهایت، با سطح سرمایه‌گذاری کمتری مواجه می‌شوند. تغییرات در قیمت املاک موجب تغییر در ارزش دارایی‌های ملکی شرکت خواهد شد که به‌عنوان یک عامل بیرونی، سبب تغییر در ارزش وثیقه می‌شود. دارایی‌های وثیقه‏ای با مهیاکردن منبعی برای اعتباردهی، آثار عدم تقارن ‌اطلاعاتی بین وام‏دهنده و وام‌گیرنده را از بین می‏برد و موجب افزایش ظرفیت تأمین‌ مالی وام‏گیرنده می‌شود [26]. کاهش ارزش وثیقه، کاهش ظرفیت تأمین ‌مالی را به همراه دارد. مطالعات پیشین نشان داد همزمان با کاهش ارزش وثیقه، همسو با کاهش ظرفیت تأمین ‌مالی واحد تجاری و یا افزایش هزینه‌های تأمین ‌مالی آن، سرمایه‌گذاری و تأمین‌ مالی نیز کاهش می‏یابد [7]. این موضوع از عدم تقارن ‌اطلاعاتی بین مدیران و اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران نشأت می‌گیرد.کیفیت بیشتر حسابرسی از تأثیر شرایط بازار در تصمیم‌های تأمین ‌مالی و ساختار سرمایۀ واحد تجاری می‌کاهد [8]؛ بنابراین شرکت تمام تلاش خود را برای کاهش عدم تقارن ‌اطلاعاتی به کار می‌برد تا منابع مالی ضروری خود را تأمین کند.

اگر حسابرس واحد تجاری، کیفیت حسابرسی ضعیفی داشته باشد، توانایی واحد تجاری برای سرمایه‌گذاری یا تأمین ‌مالی، بیشتر تحت تأثیر تغییرات در ارزش وثیقه قرار می‌گیرد. این پیش‏بینی بر سه فرض استوار است: 1) عدم تقارن ‌اطلاعاتی باعث محدودیت‌ در تأمین ‌مالی می‌شود، 2) کیفیت گزارشگری، عدم تقارن ‌اطلاعاتی را کاهش می‌دهد [27]، 3) کیفیت حسابرسی زیاد موجب افزایش کیفیت گزارشگری می‌شود [21،9]. برای بررسی ارتباط عدم تقارن‌اطلاعاتی و محدودیت‌های تأمین‌ مالی فرض می‏شود هیچ محدودیت اطلاعاتی وجود ندارد و الگوی نئوکلاسیک برقرار است. در این حالت، ارزش وثیقه و تغییرات آن، هیچ تأثیری در تأمین ‌مالی و سرمایه‌گذاری نخواهد داشت؛ اما هنگامی که عدم تقارن ‌اطلاعاتی افزایش یابد، تغییر در ارزش وثیقه موجب تغییر در ظرفیت تأمین ‌مالی می‌شود؛ یعنی وثیقۀ کمتر به معنای تضمین کمتری برای دریافت وام است [4]. در پاسخ، اعتباردهندگان، سطح نظارتی خود و نرخ بهره را افزایش و اعتبار اعطایی را کاهش می‌دهند [5]؛ بدین‌ترتیب، واحدهای تجاری، دسترسی کمتری به تأمین‌ مالی با استقراض خواهند داشت و به دنبال روش‌های جایگزین تأمین ‌مالی نظیر افزایش سرمایه خواهند بود. براساس پژوهش‏های قبلی [20] زمانی که عدم تقارن ‌اطلاعاتی وجود داشته ‏باشد، توانایی واحد تجاری برای افزایش سرمایه کاهش می‌یابد و با افزایش هزینه‌های تأمین ‌مالی نیز مواجه می‌شود؛ به عبارت دیگر، به‌دلیل امکان استفادۀ مدیران از منابع مالی براساس الگوهای نامناسب و به شیوه‏ای ناکارا، سطح انتظارات سرمایه‏گذاران افزایش و متعاقب آن، ریسک سرمایه‏گذاری و درنتیجه، هزینه‏های تأمین مالی شرکت افزایش می‏یابد [23]. فرض می‌شود ارزش وثیقه‏ای دارایی‏های شرکت در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری وتأمین‌ مالی اثرگذار است و کیفیت حسابرسی از رابطۀ آنها می‌کاهد. این حالت زمانی اتفاق می‌افتد که کیفیت حسابرسی از عدم تقارن ‌اطلاعاتی بین مدیران و اعتباردهندگان و سرمایه‏گذاران می‏کاهد؛ بنابراین، در شرایطی که عدم ‏تقارن ‌اطلاعاتی در سطح کمی قرار دارد، محدودیت‌های تأمین ‌مالی کاهش می‌یابد و تصمیم‏گیری در سرمایه‌گذاری به سمت الگوی نئوکلاسیک میل می‌کند که در این الگو، تغییرات در ارزش وثیقه، تأثیر بسیار کمی در سیاست‌های تأمین ‌مالی و سرمایه‌گذاری دارد.

فرضیۀ اول: کیفیت حسابرسی از حساسیت مخارج سرمایه‏ای به ظرفیت تأمین ‌مالی می‏کاهد.

فرضیۀ دوم: کیفیت حسابرسی از حساسیت تأمین ‌مالی به ظرفیت تأمین ‌مالی می‏کاهد.

پیش‏بینی ارائه‌شده در فرضیه‏های اول و دوم پژوهش، این گزارۀ ضمنی را در خود مستتر دارد که شرکت در واکنش به تغییرات ارزش وثیقه و به‌تبع آن، تغییرات ظرفیت تأمین ‌مالی خود، در راستای کاهش عدم تقارن ‌اطلاعاتی، حسابرس با کیفیت‏تری را انتخاب می‏کند. کیفیت کم حسابرسی باعث می‏شود عدم تقارن‌اطلاعاتی و به‌تبع آن، محدودیت‌های تأمین ‌مالی افزایش یابد [15،16]. انتخاب حسابرس با انتقال اطلاعات از واحد تجاری به سرمایه‌گذاران همراه است [12]؛ از این‌رو، در پاسخ به این وضعیت، اعتباردهندگان، سطح نظارتی خود و نرخ بهره را افزایش و اعتبار اعطایی را کاهش می‌دهند [5]. شرکت انتخاب حسابرس خود را بر مبنای اصل فزونی منافع بر مخارج انجام می‌دهد و تغییر در ارزش وثیقه در تصمیم‌های آتی انتخاب حسابرس تأثیرگذار است. زمانی که در ارزش وثیقه تغییری رخ می‏دهد، شرکت ممکن است برای کاهش عدم تقارن ‌اطلاعاتی و بر مبنای نظریۀ علامت‌دهی، حسابرس با کیفیت‏تری را انتخاب ‏کند.

فرضیۀ سوم: تغییرات ظرفیت تأمین ‌مالی در تصمیم انتخاب حسابرس تأثیرگذار است.

 

 

روش پژوهش

اطلاعات مربوط به نوسان‌های قیمت املاک از سایت مرکز آمار ایران و سایر داده‌های این پژوهش از صورت‌های مالی ‏شرکت‏های‏ پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و نرم‌افزار ره‌آورد نوین گردآوری شده ‏است. قلمرو زمانی پژوهش دورۀ 8 ساله 1386 تا 1393 ‏است. جامعۀ آماری پژوهش، ‏شرکت‏های‏ پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار است که سال مالی آنها پایان اسفندماه باشد؛ در فاصلۀ سال‏های 1386 تا 1393 تغییر دورۀ مالی نداده باشند؛ در دورۀ پژوهش به بورس اوراق بهادار تهران وارد یا خارج نشده‏ باشند؛ جزء بانک‏ها و سایر مؤسسات مالی، شرکت‏های سرمایه‌گذاری و واسطه‌گری و هلدینگ و لیزینگ نباشند؛ فعالیت شرکت از نوع ساخت و ساز، ساختمانی و معدنی نباشد؛ زیرا با توجه به ماهیت پژوهش، تغییرات متغیر مستقل ممکن است باعث تغییر فرصت‏های رشد و سرمایه‌گذاری اینگونه شرکت‏ها شود؛ اطلاعات لازم شرکت در دسترس باشد. براساس معیارهای گفته‌شده، نمونۀ پژوهش متشکل از 126 شرکت (1003 مشاهدۀ شرکت-سال) به‌شرح جدول (1) است.


 

جدول (1) شرکت‌هایی که شرایط انتخاب از جامعۀ پژوهش را احراز کرده‏اند.

کل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران از ابتدا تا پایان سال 1393

491

شرکت‌هایی که سال مالی آنها منتی به 29 اسفند نیست.

(64)

شرکت‌هایی که در دورۀ مدّنظر، از  بورس اوراق بهادار تهران خارج شده‌اند.

(89)

شرکت‌هایی که در دورۀ مدّنظر، در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده‏اند.

(58)

شرکت‌هایی که داده‌های آنها برای انجام این پژوهش کافی نبوده است.

(56)

شرکت‌هایی که در دورۀ مدّنظر، سال مالی خود را تغییر داده‌اند.

(21)

شرکت‌هایی که فعالیت آنها از نوع ساخت و ساز ساختمانی و معدنی بوده است.

(24)

شرکت‌هایی که جزء بانک ها و مؤسسات اعتباری، واسطه‌گری، بیمه و هلدینگ بوده­اند.

(53)

کل شرکت‌های مدّنظر، پس از انجام نمونه‌گیری به روش حذف نظام مند

126

 

 

مطالعات پیشین نشان داد سرمایه‌گذاری تابعی از نسبت Q توبین، جریان‏های نقدی عملیاتی، اهرم مالی، حقوق صاحبان سهام و سابقۀ حضور شرکت در بورس است [10،22]؛ از این‌رو، الگوی آزمون فرضیۀ نخست پژوهش به‌صورت الگوی (1) خواهد بود [4].

الگوی 1)

= + + × +

+ + + + +

 

INV مخارج سرمایه‏ای حاصل تقسیم افزایش در دارایی‌ها بر دارایی‌های سال قبل است؛  ارزش بازار دارایی‌های ملکی در سال t که با رابطۀ 1) محاسبه می‌شود.

رابطۀ 1)

 

 

 

 ارزش بازار دارایی‌های ملکی در سال 1386 است. برای محاسبۀ این متغیر، ابتدا سه طبقۀ عمده از سرفصل دارایی‌های ثابت به‌عنوان تعریف دارایی‌های ملکی در نظر گرفته شده‏ است: ساختمان، زمین و مستحدثات آن و کار در جریان ساخت [7]. از آنجا که این دارایی‌ها به بهای تمام‌شدۀ تاریخی اندازه‌گیری می‌شود، برای محاسبۀ ارزش بازار آنها از معادلۀ استهلاک انباشتۀ دارایی به روش نزولی برای محاسبۀ میانگین مدت‌زمان تحصیل این دارایی‌ها استفاده شده ‏است. پس از محاسبۀ مدت‌زمان تحصیل دارایی‌ها، ارزش دفتری آنها در شاخص انباشتۀ قیمت از سال تحصیل تا سال 1386 ضرب شده ‏است تا ارزش بازار دارایی در سال 1386 محاسبه شود. از طرفی ارزش‌گذاری دارایی‌های ملکی نیازمند اطلاعاتی دربارۀ محل دفتر مرکزی و کارخانه واحد تجاری است. پژوهش‏های پیشین [7] موقعیت جغرافیایی دفتر مرکزی را معیاری برای تعیین محل دارایی‌های ملکی در نظر گرفتند و این دو فرض را زیربنای این انتخاب قرار دادند که نخست، دفتر مرکزی و کارخانه در یک شهر قرار دارند و دوم، دفتر مرکزی، سهم عمده‌ای از دارایی‌های ملکی واحد تجاری را دربردارد. از آنجا که در ایران، تعداد زیادی از واحدهای تجاری، در تهران دفتر مرکزی دارند و کارخانه در شهرهای دیگر کشور قرار دارد، معیار تعیین محل دارایی‌های ملکی، مکان کارخانه در نظر گرفته شده ‏است. پس از تعیین محل کارخانۀ واحد تجاری، اطلاعات لازم مربوط به قیمت املاک از سایت مرکز آمار ایران دریافت شده ‏است. از آنجا که شاخص قیمت‌ها برای تمام شهرهای کشور در اختیار نیست، از نزدیک‌ترین شاخص قیمت شهری موجود برای ارزیابی ارزش دارایی‌های ملکی استفاده شد [7]. قیمت‌های املاک برای واحدهای مسکونی به جای قیمت‌های واحدهای تجاری در نظر گرفته شد؛ زیرا قیمت‌های واحدهای تجاری در دسترس نیست.  شاخص انباشتۀ قیمت از سال 1386 تا سال t؛  متغیر کنترلی تغییرات در قیمت املاک در شهرs از سال 1386 تا سال t؛  شاخص کیفیت حسابرسی است که با استفاده از کنترل کیفیت مؤسسات حسابرسی موضوع مادۀ 31 اساسنامۀ جامعۀ حسابداران رسمی ایران محاسبه شده‏ است. مؤسسات حسابرسی براساس این دستورالعمل، رتبه‏بندی و به چهار طبقه تقسیم‏بندی شدند. با توجه به رتبۀ مؤسسات برای سازمان حسابرسی و مؤسسات با درجۀ کیفی الف مقدار 3، برای مؤسسات با درجۀ کیفی ب مقدار 2، برای مؤسسات با درجۀ کیفی ج مقدار 1 و برای مؤسسات با درجۀ کیفی د مقدار صفر به‌عنوان کیفیت حسابرسی در نظر گرفته شد.

با پیروی از پژوهش‏های پیشین در این زمینه [2،4] متغیرهای کنترلی پژوهش بدین‌صورت تعریف می‏شود:  جریان نقد عملیاتی وجوه نقدی است که شرکت با انجام فعالیت‌های تجاری خود ایجاد می‌کند که از تقسیم جریان‏های نقدی عملیاتی بر دارایی‌های سال قبل به دست می‌آید؛  نسبتQ توبین از تقسیم ارزش بازار شرکت بر جمع دارایی‌های شرکت محاسبه می‏شود؛  اندازۀ شرکت با لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سرمایه (حاصل‌ضرب تعداد سهام عادی شرکت در قیمت سهام در پایان سال) اندازه‏گیری می‌شود؛  لگاریتم طبیعی تعداد سال‌های حضور شرکت در بورس؛  اهرم ‌مالی از تقسیم کل بدهی‌های جاری و بلندمدت بر کل دارایی‌ها اندازه‏گیری می‌شود. برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش (همانند [4]) با جایگزینی متغیر مستقل (سرمایه‌گذاری) با تأمین ‌مالی خارجی، الگوی جدید برآورد شده ‏است. برای برآورد الگوی تأمین‌ مالی خارجی از سه متغیر Debt_Net، Equity_Net و Fin_Net استفاده می‌شود. Debt_Net خالص وجه دریافتی (پرداختی) بابت تأمین ‌مالی با استقراض تقسیم برجمع دارایی‌های سال قبل؛Equity_Net خالص وجه دریافتی بابت افزایش سرمایه تقسیم بر جمع دارایی‌های سال قبل؛Fin_Net جمع تأمین ‌مالی با استقراض و تأمین‌ مالی با افزایش سرمایه تقسیم بر جمع دارایی‌های سال قبل است؛ درنتیجه، برای برآورد الگوی تأمین ‌مالی با استقراض از الگوی 2) استفاده می‏شود.

الگوی 2)

= + + × + + + + +

 

برای برآورد الگوی تأمین‌ مالی با افزایش سرمایه از الگوی 3) استفاده می‏شود.

الگوی 3)

= + + × + + + + +

 

در نهایت، برای برآورد الگوی خالص کل تأمین ‌مالی از الگوی 4) استفاده می‏شود.

الگوی 4)

= + + × + + +

 

در آزمون فرضیه‌های اول و دوم، از کیفیت حسابرسی به‌عنوان یک متغیر تعدیلگر استفاده شد که در سرمایه‌گذاری و تأمین ‌مالی تأثیرگذار بود؛ با وجود این، همانگونه که قبلاً  نیز بیان شد، به نظر می‌رسد واحدهای تجاری، حسابرس خود را با توجه به اصل فزونی منافع بر مخارج انتخاب می‌کنند و تغییر در ارزش وثیقه در تصمیم‌های انتخاب حسابرس برای حسابرسی آتی تأثیرگذار است. در راستای مطالعات گذشته، فرضیۀ سوم پژوهش با برآورد رگرسیونی کیفیت حسابرسی بر تغییرات ارزش وثیقه آزمون می‏شود [4].

الگوی 5)

= + + + + + + +

 بازده دارایی‌ها از تقسیم سود عملیاتی قبل از استهلاک تقسیم بر کل دارایی‌ها محاسبه می‏شود [4]؛ در تطابق با مطالعات پیشین، متغیرهای کنترلی بازده دارایی‌ها، لگاریتم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام، نسبت  Qتوبین، لگاریتم سابقۀ حضور شرکت در بورس و اهرم ‌مالی برای کنترل الگو در نظر گرفته شده‏اند [14]. پیش از آزمون فرضیه‌ها، فروض الگوی رگرسیون بررسی شده ‏است. برای آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون بروش-پاگان-گادفری و برای رفع ناهمسانی واریانس از رگرسیون حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفاده شده‏ است. در تمام آزمون‌ها، مقدار آمارۀ VIF برای همۀ متغیرها بررسی شد تا نبود همخطی بین متغیرهای مستقل پژوهش اثبات شود. مقدار آمارۀ دوربین- واتسون در تمامی آزمون‌ها، نبود همبستگی در اجزای باقیماندۀ الگو‌های رگرسیونی را تأیید می‌کند. پیش از تخمین الگو‌ها، آزمون F لیمر برای بررسی استفاده از روش داده‌های تابلویی با آثار ثابت در مقابل روش داده‌های ترکیبی به کار رفت. در صورت لزوم استفاده از روش داده‌های تابلویی از آزمون هاسمن نیز برای انتخاب از میان روش‌های داده‌های تابلویی با آثار ثابت در مقابل روش داده‌های تابلویی با آثار تصادفی استفاده شد.

 

یافته‏ها

آمار توصیفی متغیرهای پژوهش نشان می‏دهد‏ شرکت‏های‏ موجود در نمونه‌گیری در سال مدّنظر t به‌طور میانگین، حدود 55/4 درصد از دارایی‌های سال قبل خود را سرمایه‌گذاری مـی‌کنند. مقـدار میـانگین بـرای  برابر 7/2 درصـد دارایی‌های سال قبل؛ برای  برابر 5/0 درصد دارایی‌های سال قبل و برای  3/3 درصد دارایی‌های سال قبل است. بدین‌ترتیب، به‌طور میـانگین، 25/1 درصد (3/3 - 55/4) سرمایه‌گذاری در سال t با حقـوق صــاحبان ســرمایه تأمین‌ مــالی شده‏‏ است. میانگین سالانۀ تغییر در قیمت املاک ( ) برابر با 20 درصد است؛ در حالی که میانگین انباشتۀ تغییر در قیمت املاک در نمونۀ مدّنظر ( ) برابر 54 درصد است. این موضوع نشان می‌دهد به‌طور میانگین در هر سال، قیمت املاک 20‌ درصد افزایش می‌یابد؛ در حالی که میانگین انباشتۀ افزایش قیمت املاک از سال 1386 تا سال 1393 برابر 54 درصد است. مقدار 16/0 برای میانگین ارزش بازار دارایی‌های ملکی ( ) این موضوع را بیان می‌کند که ارزش جاری این دارایی‌ها برابر 16 درصد ارزش دفتری دارایی‌های سال قبل است. قبل از آزمون فرضیه‌های پژوهش لازم است فرضیه‌های الگوی رگرسیون بررسی شود. برای آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون بروش-پاگان-گادفری استفاده شد. برای رفع ناهمسانی واریانس در الگو‌های (2)، (3) و (4) از رگرسیون حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفاده شده‏‏ است. در تمام آزمون‌ها، مقدار آمارۀ VIFبرای همۀ متغیرها کمتر از 10 است؛ بنابراین مشکل همخطی بین متغیرهای مستقل پژوهش زیاد نیست. مقدار آمارۀ دوربین- واتسون در تمامی آزمون‌ها، نبود همبستگی را در اجزای باقیماندۀ الگو‌های رگرسیونی تأیید می‌کند. قبل از تخمین الگو‌ها لازم است آزمون F لیمر برای بررسی استفاده از روش داده‌های تابلویی با آثار ثابت در مقابل روش داده‌های ترکیبی انجام شود. در صورت استفاده از روش داده‌های تابلویی باید از آزمون هاسمن نیز برای انتخاب از میان روش‌های داده‌های تابلویی با آثار ثابت در مقابل روش داده‌های تابلویی با آثار تصادفی استفاده شود. نتایج آزمون F لیمر و هاسمن برای هر الگو در جدول مربوط ارائه شده است.

برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش از نتایج تخمین الگوی ارائه‌شده در جدول (2) بهره گرفته شده است. در تطابق با پژوهش‏های پیشین [4 و 7] رابطۀ مستقیم و معناداری بین ارزش بازار دارایی‌های ملکی با مخارج سرمایه‌ای وجود دارد. این موضوع نشان می‌دهد زمانی که ارزش دارایی‌های ملکی به سبب تغییر در قیمت املاک افزایش می‌یـابد، سرمایه‌گذاری نیز افزایش می‌یـابد. ضـریب منفی و معنادار رابطۀ ×  با متغیر وابسته نشان‌ می‌دهد سرمایه‌گذاری در واحدهای تجاری که از حسابرس با کیفیت بیشتر استفاده می‌کنند، کمتر تحت تأثیر تغییرات در ارزش وثیقه قرار می‎گیرد. به‌طورکلی، نتایج حاصل از آزمون الگوی (1) پژوهش با فرضیۀ اول پژوهش در تطابق است. با توجه به این نتایج می‏توان دریافت، کیفیت حسابرسی از حساسیت مخارج سرمایه‌ای به ظرفیت تأمین ‌مالی می‌کاهد و به این صورت، فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‏شود. همانگونه که قبلاً اشاره شد،  خالص تأمین ‌مالی شرکت با توجه به سه عامل، تأمین ‌مالی با استقراض ( )، تأمین ‌مالی با افزایش سرمایه ( ) و جمع این دو عامل یعنی خالص کل تأمین ‌مالی ( ) بررسی می‌شود.

 

 

جدول (2) ارزش وثیقه‏ای دارایی‏ها و مخارج سرمایه‏ای و کیفیت حسابرسی

= + + × +

+ + + + +

نام متغیر

نماد متغیر

ضرایب

آمارۀt

معناداری

مقدار ثابت

 

077/0

***758/6

0000/0

ارزش بازار دارایی­های ملکی

 

173/0

***603/5

0000/0

تأثیر کیفیت حسابرسی در کاهش حساسیت

×

032/0-

***867/2-

0042/0

شاخص انباشتۀ قیمت املاک

 

005/0-

***664/3-

0003/0

کیفیت حسابرسی

 

000/0

351/0

7253/0

جریان­های نقدی عملیاتی

 

009/0

*916/1

0557/0

نسبت Q توبین

 

018/0

***591/12

0000/0

اندازۀ شرکت

 

001/0

017/1

3091/0

سابقۀ حضور در بورس

 

003/0-

***892/4-

0000/0

اهرم مالی

 

015/0-

***152/4-

0000/0

ضریب تعیین

584/0

آمارۀ  Fفیشر (معناداری)

097/9 (0000/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

519/0

آمارۀ دوربین واتسون

765/1

آزمون F لیمر (معناداری)

386/3 (0000/0)

آزمون هاسمن (معناداری)

691/37 (0000/0)

*، ** و *** به‌ترتیب، معناداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد را نشان می‌دهد.

 

 

جدول (3) تأثیر کیفیت حسابرسی در حساسیت فعالیت‌های تأمین ‌مالی واحد تجاری را در تغییرات ارزش وثیقه بررسی می‌کند. متغیر هدف در این آزمون، ارزش بازار دارایی‌های ملکی (RE_VALUE) و رابطۀ کیفیت حسابرسی و ارزش بازار دارایی‌های ملکی (RE_VALUE×AQ) است که انتظار می‌رود به‌ترتیب، ضرایب مثبت و منفی داشته باشد. در ستون اول، خالص تأمین مالی با استقراض آزمون شده ‏است. متغیر ارزش بازار دارایی‌های ملکی، ضریب مثبت و معنادار و رابطۀ کیفیت حسابرسی و ارزش بازار دارایی‌های ملکی، ضریب منفی و معنادار دارد. این موضوع نشان می‌دهد هنگامی که ارزش وثیقه افزایش می‌یابد، واحدهای تجاری که کیفیت حسابرسی ضعیفی دارند، تأمین ‌مالی با استقراض خود را افزایش می‌دهند؛ ولی واحدهای تجاری با کیفیت خوب حسابرسی، تغییری در میزان استقراض خود ایجاد نمی‌کنند. درمقابل، زمانی که تأمین مالی با افزایش سرمایه (ستون دوم) بررسی می‏شود، نتایج نشان می‏دهد ارزش بازار دارایی‌های ملکی و تعامل کیفیت حسابرسی و ارزش بازار دارایی‌های ملکی، رابطۀ معناداری با تأمین مالی ندارد. این نتایج نشان می‌دهد افزایش در ارزش وثیقه، هیچ تأثیری در افزایش سرمایۀ واحد تجاری ندارد و کیفیت حسابرسی نیز در رابطۀ آنها نقشی ندارد. ستون سوم، نتایج آزمون را برای جمع خالص تأمین‌ مالی با استقراض و افزایش سرمایه نشان می‌دهد. ضریب مثبت و معنادار ارزش بازار دارایی‌های ملکی و ضریب منفی و معنادار رابطۀ کیفیت حسابرسی و ارزش بازار دارایی‌های ملکی نشان‌ می‌دهد افزایش ارزش وثیقه موجب افزایش خالص کل تأمین مالی در ‏‏شرکت‏هایی‏ می‌شود که از حسابرس با کیفیت ضعیف بهره می‌برند؛ اما برای ‏‏شرکت‏هایی‏که حسابرس آنها کیفیت مطلوبی دارد، خالص تأمین مالی تحت تأثیر تغییرات ارزش وثیقه قرار نمی‌گیرد؛ از این‌رو، فرضیۀ دوم پژوهش تأیید می‌شود.

 

 

جدول (3) ارزش وثیقه‏ای دارایی‏ها و تأمین مالی و کیفیت حسابرسی

= + + × + +

 

 

متغیرهای وابسته

 

 

     

نام متغیر

نماد متغیرها

ضریب (آمارۀ t)

ضریب (آمارۀ t)

ضریب (آمارۀ t)

مقدار ثابت

 

060/0- (272/1-)

014/0 (038/1)

047/0- (004/1-)

ارزش بازار دارایی­های ملکی

 

**248/0 (538/2)

006/0- (31/0-)

***239/0 (621/2)

تأثیر کیفیت حسابرسی در کاهش حساسیت

×

***108/0- (681/2-)

001/0- (163/0-)

***108/0- (696/2-)

شاخص انباشتۀ قیمت املاک

 

***018/0- (920/2-)

**006/0 (336/2)

012/0- (545/1-)

کیفیت حسابرسی

 

013/0 (205/1)

001/0 (506/0)

014/0 (117/1)

جریان­های نقدی عملیاتی

 

***002/0- (067/5-)

000/0- (445/0-)

***002/0- (648/4-)

نسبت Q توبین

 

**015/0 (418/2)

***006/0 (297/3)

***022/0 (731/3)

اندازۀ شرکت

 

004/0 (265/1)

**002/0- (039/2-)

002/0 (744/0)

سابقۀ حضور در بورس

 

011/0 (169/1)

000/0 (266/0)

012/0 (193/1)

اهرم مالی

 

020/0- (979/0-)

003/0 (783/0)

015/0- (687/0-)

ضریب تعیین

027/0

017/0

026/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

018/0

008/0

017/0

آمارۀ F فیشر (معناداری)

068/3 (001/0)

913/1 (046/0)

950/2 (001/0)

آمارۀ دوربین واتسون

848/1

703/1

854/1

آزمون F لیمر (معناداری)

115/2 (0000/0)

878/1 (000/0)

973/1 (000/0)

آزمون هاسمن (معناداری)

039/13 (1608/0)

257/10 (3300/0)

670/11 (2326/0)

*، ** و *** به‌ترتیب، معناداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد را نشان می‌دهد.

 

 

 

 

نتایج آزمون فرضیۀ سوم پژوهش، تأثیر تغییرات در ظرفیت تأمین ‌مالی  در تصمیم‌های انتخاب حسابرس، در قالب جدول (4) ارائه شده ‏است. نتایج نشان می‌دهد در سطح اطمینان 95 درصد، مقادیر آمارۀ t برای کلیّۀ متغیرها به‌استثنای متغیرهای بازده دارایی‌ها، سابقۀ حضور در بورس و اهرم مالی در ناحیۀ رد فرض صفر قرار می‌گیرد و رابطۀ معنادار با متغیـر مستقـل دارد. نتایج حاصل از متغیــرهای کنترلی نشان می‌دهد ارزش بازار شرکت در کیفیت حسابرس منتخب، تأثیر مثبت و معنادار و نسبت Q توبین در کیفیت حسابرس منتخب، تأثیر منفی و معناداری دارد. در حالت کلی، نتایج نشان می‌دهد با توجه به ضریب متغیر ارزش بازار دارایی‌های ملکی (29/0) و نیز مقدار آمارۀ t این متغیر (11/2) رابطۀ مستقیم و معناداری بین ارزش بازار دارایی‌های ملکی با انتخاب حسابرس وجود دارد؛ یعنی مطابق فرضیۀ سوم پژوهش، تغییرات در ظرفیت تأمین ‌مالی در تصمیم‌های انتخاب حسابرس تأثیرگذار است.

 

 

جدول (4) تغییرات در ظرفیت تأمین ‌مالی وتصمیم‌های انتخاب حسابرس

= + + + + + + +

نام متغیر

نماد متغیر

ضرایب

tآمارۀ

معناداری

مقدار ثابت

 

846/1

***601/8

0000/0

ارزش بازار دارایی­های ملکی

 

298/0

**119/2

0343/0

شاخص انباشته قیمت املاک

 

117/0-

***005/4-

0001/0

بازده دارایی­ها

 

016/0-

128/0-

8979/0

نسبت Q توبین

 

079/0-

**259/2-

0241/0

اندازۀ شرکت

 

079/0

***988/4

0000/0

سابقۀ حضور در بورس

 

043/0

360/1

1739/0

اهرم مالی

 

011/0

139/0

8890/0

ضریب تعیین

033/0

آمارۀ F فیشر (معناداری)

873/4 (0000/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

026/0

آمارۀ دوربین واتسون

600/1

آزمون F لیمر (معناداری)

238/2 (0000/0)

آزمون هاسمن (معناداری)

977/13 (0516/0)

*، ** و *** به‌ترتیب، معناداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد را نشان می‌دهد.

           

 

 

همانگونه که نتایج نشان داد، کیفیت حسابرسی، محدودیت‌های تأمین ‌مالی را کاهش می‌دهد. در این نتیجه‌گیری، به‌طور ضمنی این فرض نهفته است که به‌طور میانگین، ‏شرکت‏های‏ حاضر در پژوهش، ظرفیت تأمین‌ مالی محدودی دارند و افزایش در ارزش وثیقه از کم‏سرمایه‌گذاری آنها می‌کاهد. این امکان وجود دارد که برخی از ‏شرکت‏های‏ مطالعه‌شده، با محدودیت تأمین ‌مالی مواجه نباشند. در این شرایط، زمانی که ارزش وثیقه افزایش می‌یابد، هرگونه سرمایه‌گذاری اضافی ممکن است موجب بیش‌سرمایه‌گذاری در واحد تجاری شود و سطح مطلوب سرمایه‌گذاری را تحت‌‌الشعاع قرار دهد.

برای بررسی حساسیت نتایج پژوهش به بیش‌سرمایه‌گذاری احتمالی، از الگوی استفاده‌شده در پژوهش‏های پیشین [6 و 4] استفاده شده ‏است. براساس این الگو، واحدهای تجاری با توجه به تمایلشان به بیش (کم) سرمایه‌گذاری، به دو زیرمجموعه تبدیل می‌شوند. برای طبقه‌بندی واحدهای تجاری از میانگین تراز ‌نقدینگی و اهرم‌ مالی آنها پس از انجام محاسبات زیر استفاده می‏شود: 1) اهرم‌ مالی واحدهای تجاری در منفی یک ضرب می‌شود و 2) میزان وجه نقد واحدهای تجاری بین مقادیر صفر و یک استاندارد می‌شود.

نمونۀ پژوهش به سه طبقه تقسیم می‏شود. طبقۀ اول، سال-‏‏شرکت‏هایی ‏است که احتمال بیش‌سرمایه‌گذاری برای آنها بیشتر و طبقۀ سوم، سال-‏‏شرکت‏هایی ‏است که احتمال کم‌سرمایه‌گذاری در آنها بیشتر است. پس از آن، تأثیر تغییرات در ارزش وثیقه در سرمایه‌گذاری، تأمین ‌مالی و کیفیت حسابرسی برای دو طبقه با احتمال بیش‌سرمایه‏گذاری و با احتمال کم‌سرمایه‏گذاری به‌صورت مجزا بررسی می‏شود. نتایج پژوهش مرادی و همکاران (1393) نشان داد با افزایش دارایی‏های ثابت مشهود در شرکت‏هایی که با محدودیت مالی مواجه هستند، تأمین مالی با استقراض افزایش می‏یابد؛ از این‌رو، انتظار می‌رود ‏‏شرکت‏هایی‏که با محدودیت تأمین ‌مالی مواجه هستند، زمانی که ارزش وثیقه دارایی‏های آنها افزایش می‌یابد، سرمایه‌گذاری و تأمین‌ مالی خود را افزایش دهند و کیفیت حسابرسی از این حساسیت سرمایه‌گذاری و تأمین ‌مالی بر ارزش وثیقه بکاهد [17]. از طرفی ‏برای شرکت‏هایی‏که با محدودیت تأمین‌ مالی مواجه نیستند و احتمال بیش‌سرمایه‌گذاری در آنها زیاد است، دو دیدگاه متصور است: دیدگاه اول اینکه، کیفیت حسابرسی از پدیدۀ بیش‌سرمایه‌گذاری می‌کاهد؛ از این‌رو، افزایش ارزش وثیقه به احتمال کمتری می‏تواند موجب افزایش بیش‌سرمایه‌گذاری شود. دیدگاه دوم این است که ‏‏شرکت‏هایی‏که با محدودیت تأمین‌ مالی مواجه نیستند، توان مالی داخلی زیادی دارند؛ به همین دلیل، تغییرات در ارزش وثیقه در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری و تأمین ‌مالی آنها تأثیری نخواهد داشت.

جدول (5) به‌ترتیب، نتایج برآورد الگو‌های سرمایه‌گذاری، تأمین ‌مالی و کیفیت حسابرسی را با تفکیک بیش و کم‌سرمایه‌گذاری نشان می‌دهد. ستون‌های 1 و 2 سرمایه‌گذاری را برای هر دو زیرمجموعه مقایسه می‌کند. برای بیش‌سرمایه‌گذاری (ستون 1) ارزش بازار دارایی‌های ملکی (RE_VALUE) و تأثیر کیفیت حسابرسی در حساسیت ارزش بازار دارایی‌های ملکی (RE_VALUE×AQ) رابطۀ معناداری با سرمایه‌گذاری ندارد. این حالت بدین معناست که اینگونه شرکت‌ها، منابع مالی داخلی قدرتمندی دارند و تغییرات در ارزش وثیقه درتصمیم‌های سرمایه‌گذاری آنها بدون تأثیر است. علاوه بر این در ‏‏شرکت‏هایی‏که احتمال کم‌سرمایه‌گذاری در آنها بیشتر است (ستون 2) در سطح اطمینان 90 درصد تغییرات در ارزش بازار دارایی‌های ملکی، رابطۀ منفی و معنادار با سرمایه‌گذاری دارد و کیفیت حسابرسی نیز از رابطۀ آنها می‌کاهد. با توجه به ستون 3 و 4 برآورد الگوی تأمین ‌مالی برای ‏‏شرکت‏هایی‏که با احتمال کم‌سرمایه‌گذاری مواجه هستند، این نتایج استنباط می‌شود که افزایش ارزش وثیقه برای ‏‏شرکت‏هایی‏که احتمال بیش (کم) سرمایه‌گذاری در آنها بیشتر است، هیچ تأثیری در جمع تأمین ‌مالی برون‌سازمانی نداشته است؛ از این‌رو، افزایش قیمت املاک (با درنظرگرفتن شرایط تورمی و افزایش سطح عمومی قیمت‌ها در ایران) فقط موجب شده است قدرت خرید ‏‏شرکت‏هایی‏که با کم‌سرمایه‌گذاری مواجه هستند، کاهش بیابد و چون این شرکت‌ها منابع مالی لازم را نتوانسته‌اند تأمین کنند، سرمایه‌گذاری آنها کاهش یافته است. ستون 5 و 6 نتایج حاصل از برآورد الگوی (5) پژوهش با تفکیک، بیش و کم‌سرمایه‌گذاری را مقایسه می‏کند. همانگونه که مشاهده می‏شود، تغییرات در ارزش بازار دارایی‌های ملکی برای ‏‏شرکت‏هایی‏که احتمال بیش‌سرمایه‌گذاری در آنها بیشتر است، رابطۀ معناداری با انتخاب حسابرس ندارد. در ‏‏شرکت‏هایی‏که با کم‌سرمایه‌گذاری مواجه هستند، افزایش ارزش بازار دارایی‌های ملکی موجب افزایش کیفیت حسابرسی می‌شود و تصمیم‌های انتخاب حسابرس را تحت تأثیر قرار می‌دهد. این رابطه، اینگونه تفسیر می‏شود که با توجه به نتایج ستون 2 افزایش ارزش دارایی‌های ملکــی موجب کـاهش سرمـایه‌گـذاری در ‏‏شرکت‏هایی‏ می‌شود که احتمال کم‌سرمایه‌گذاری در آنها بیشتر است؛ بنابراین، اینگونه شرکت‌ها با افزایش در پدیدۀ کم‌سرمایه‌گذاری مواجه می‌شوند. همانگونه که قبلاً نیز بیان شده بود، انتظار می‌رود افزایش در پدیدۀ کم‌سرمایه‌گذاری، تقاضا برای کیفیت حسابرسی بهتر را به وجود آورد که نتایج ستون 6 همسو با این پیش‌بینی است.

 

 

جدول (5) نتایج آزمون الگو‌ها با تفکیک بیش‌سرمایه‌گذاری و کم‌سرمایه‌گذاری

 

 

متغیر وابسته

 

 

     

نام متغیر

نماد متغیر

بیش

کم

بیش

کم

بیش

کم

ارزش بازار دارایی­های ملکی

 

518/0

*246/0-

342/0

163/0-

223/0

**331/0

(584/1)

(903/1-)

(133/1)

(626/0-)

(221/1)

(301/2)

تأثیر کیفیت حسابرسی در کاهش حساسیت

×

173/0-

*082/0

139/0-

045/0

 

 

(594/1-)

(834/1)

(343/1-)

(491/0)

 

 

ضریب تعیین

12/0

20/0

04/0

10/0

12/0

05/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

09/0

18/0

01/0

07/0

10/0

03/0

آمارۀ F فیشر

***99/4

***38/9

50/1

***19/4

***40/6

**62/2

آمارۀ دوربین واتسون

10/2

98/1

00/2

14/2

09/2

86/1

مقادیر ضرایب روبه‌روی هر متغیر آورده شده است. مقادیر آمارۀ t در پایین ضریب مربوط در جدول گنجانده شده است. برای خلاصه‌کردن، متغیرهای کنترلی و تأثیر ثابت واحد تجاری در جدول نشان داده نشده است.

*، ** و *** به‌ترتیب، معناداری در سطح 10 درصد، 5 درصد و 1 درصد را نشان می‌دهد.

 

نتایج و پیشنهادها

 

در این پژوهش، تأثیر کیفیت حسابرسی در حساسیت تأمین مالی و سرمایه‏گذاری شرکت‏ها به ارزش وثیقه‏ای دارایی‏های خود و تأثیر تغییرات در ارزش وثیقۀ واحد تجاری در انتخاب حسابرس مطالعه شده ‏است. عدم تقارن‌ اطلاعاتی باعث می‏شود تأمین‌کنندۀ منابع مالی برای پوشش ریسک خود، هزینۀ تأمین مالی را افزایش دهد [5] یا وثیقۀ بیشتری مطالبه کند [7، 4 و 2]؛ درنتیجه، هزینۀ تأمین مالی بیرونی از هزینۀ استفاده از وجوه داخلی فزونی می‏یابد. در همین رابطه، نتایج پژوهش حاضر نشان داد ارزش وثیقه‏ای دارایی‏های شرکت‏ها، رابطۀ مثبت و معناداری با سطح تأمین مالی و سرمایه‏گذاری شرکت‏ها دارد. در زمانی که شرکت‏ها از نظر منابع مالی در محدودیت هستند، تمام تلاش خود را برای کاهش این عدم تقارن ‌اطلاعاتی به کار می‌برند تا منابع مالی ارزان‏تری به دست آورند [2 و 7]. یکی از روش‏های کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، استفاده از حسابرس با کیفیت بیشتر است [13، 24 و 3]. افزایش کیفیت حسابرسی با کاهش مشکلات نمایندگی بین مدیریت و اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران و افزایش کیفیت گزارشگری مالی، موجب کارایی سرمایه‌گذاری می‏شود [18]. یافته‏های پژوهش حاضر نشان داد با افزایش کیفیت حسابرسی، حساسیت تأمین مالی و سرمایه‏گذاری‏های شرکت‏ها به ارزش وثیقه‏ای دارایی‏ها، یا همان ظرفیت تأمین مالی کاهش می‏یابد. شرکت‏هایی که از حسابرسان با رتبۀ کیفی بهتر استفاده می‏کنند، برای تأمین مالی و یا انجام مخارج سرمایه‏ای، کمتر به ارزش وثیقه‏ای دارایی‏های خود متکی هستند؛ به‌ویژه، درشرکت‏هایی که با پدیدۀ کم‌سرمایه‏گذاری مواجه هستند، کیفیت بیشتر حسابرسی باعث می‏شود از رابطۀ سرمایه‏گذاری‏ها و ظرفیت تأمین مالی کاسته شود. زمانی که در ارزش وثیقه تغییری رخ می‏دهد، از آنجا که انتخاب حسابرس، پیام‏هایی را دربارۀ کیفیت گزارشگری مالی به سرمایه‏گذاران منتقل می‏کند [12]، شرکت ممکن است برای کاهش عدم تقارن‌ اطلاعاتی و بر مبنای نظریۀ علامت‌دهی، حسابرس با کیفیت‏تری را انتخاب ‏کند. در این مورد، نتایج پژوهش نشان داد رابطۀ معناداری بین انتخاب حسابرس با کیفیت‏تر و تغییرات ارزش وثیقه‏ای وجود دارد.

با توجه به نتایج پژوهش مشخص شد کیفیت مطلوب حسابرسی، موجب افزایش کیفیت گزارشگری مالی، کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و افزایش زیاد کارایی سرمایه‌گذاری می‏شود؛ بنابراین مدیران شرکت‏هایی که با محدودیت‏های مالی زیاد و ظرفیت تأمین مالی کمی مواجه هستند، با انتخاب حسابرسان با کیفیت بهتر برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی می‏توانند گام بردارند و از پرداخت هزینۀ تأمین مالی زیاد برای دریافت اعتبار رهایی یابند. از طرفی اعتباردهندگان با تقاضای حسابرسی با کیفیت بهتر از واحدهای تجاری متقاضی دریافت اعتبار، عدم تقارن اطلاعاتی را برای خود می‌توانند کاهش دهند و ریسک سرمایه‏گذاری خود در واحدهای تجاری را به حداقل برسانند. نتایج پژوهش نشان داد کیفیت حسابرسی علاوه بر پیامدهای اقتصادی برای صاحبکار (با کاهش حساسیت سرمایه‏گذاری‏ها و تأمین مالی به ارزش وثیقه‏ای دارایی‏ها)، برای حسابرس نیز با افزایش تمایل صاحبکار به انتخاب حسابرس با کیفیت‏تر، پیامدهای اقتصادی دارد؛ از این‌رو، حسابرسان با افزایش کیفیت حسابرسی خود برای توسعۀ سهم خود از بازار می‌توانند گام بردارند.

دربارۀ پژوهش حاضر به این نکته باید دقت کرد که با توجه به دسترسی‌نداشتن به ارزش جاری دارایی‏های ملکی، برای اندازه‏گیری ارزش وثیقه‏ای دارایی‏های شرکت‏ها از تغییرات شاخص قیمت املاک واحدهای مسکونی برای تبدیل ارزش دفتری دارایی‏های ملکی به ارزش‏های جاری استفاده شده‏ است. هرچند می‏توان انتظار داشت تغییرات در ارزش املاک مسکونی با تغییرات دارایی‏های غیرمنقول شرکت‏ها هم‌جهت باشد، این احتمال وجود دارد که مبالغ برآوردی برای ارزش وثیقه‏ای دارایی‏های شرکت‏ها به‌طور کامل، منعکس‌کنندۀ ارزش جاری این دارایی‏ها نباشد. به این ترتیب در پژوهش‏های آینده، تأثیر کیفیت حسابرسی در توان تأمین مالی و سرمایه‏گذاری آن دسته از شرکت‏هایی را می‌توان بررسی کرد که دارایی‏های خود را تجدید ارزیابی کرده‏اند و درنتیجه، برآوردهای دقیق‏تری برای اندازه‏گیری ارزش وثیقه‏ای دارایی‏های آنها وجود دارد. علاوه بر این برای اندازه‏گیری کیفیت حسابرسی از رتبه‏بندی کیفی مؤسسات حسابرسی استفاده شده ‏است که بیشتر کیفیت حسابرس و نه کیفیت حسابرسی را منعکس می‌کند. هرچند می‏توان انتظار داشت ارتباط نزدیکی بین این دو وجود داشته باشد، معیارهای دقیق‏تری مانند حق‏الزحمۀ حسابرسی می‏تواند منعکس‌کنندۀ تلاش و کیفیت‏بیشتر حسابرسی باشد. در صورت دسترسی، در پژوهش‏های آینده، حق‏الزحمۀ حسابرسی را می‌توان جایگزین رتبه‏بندی کیفی مؤسسات برای اندازه‏گیری کیفیت حسابرسی و تکرار پژوهش حاضر کرد.

[1]   Abel, A. (1983). Optimal investment under uncertainty. American Economic Review. 73(1): 228–233.

[2]   Aflatooni, A. (2016). Investigating the effect of financial reporting quality on the relation among collateral assets, financing and investment. Journal of Asset Management and Financing. 4(3): 109-124. )In Persian(.

[3]   Badavar Nahandi, V., & Taghizadeh Khangah. V. (2013). The relationship between audit quality and investment efficiency. The Iranian Accounting and Auditing Review. 20(2): 19-42 (In Persian).

[4]   Balakrishnan, K., Core, J. E., & Verdi. R. S. (2014). The relation between reporting quality and financing and investment: Evidence from changes in financing capacity. Journal of Accounting Research. 52(1): 1-36.

[5]   Benmelech, E., & Bergman. N. (2009). Collateral pricing. Journal of Financial Economics. 91: 339–360.

[6]   Biddle, G., Hilary, G., & Verdi. R. S. (2009). How does financial reporting quality relate to investment efficiency? Journal of Accounting and Economics. 48: 112–131.

[7]   Chaney, T., Sraer, D., & Thesmar. D. (2012). The collateral channel: How real estate shocks affect corporate investment? American Economic Review. 102: 2381–409.

[8]   Chang, X., Dasgupta, S., & Hilary. G. (2009). The effect of auditor quality on financing decisions. The Accounting Review. 84: 1085–1117.

[9]   Clarkson, P. M., Ferguson, C., & Hall. J. (2003). Auditor conservatism and voluntary disclosure: Evidence from the year 2000 system issue. Accounting and Finance. 43: 21-40.

[10]    Fazzari, S., Hubbard, R. G., & Petersen. B. (1988). Financing constraints and corporate investment. Brookings Papers on Economic Activities. 1: 141-206.

[11]    Hubbard, R. G. (1998). Capital market imperfections and investment. Journal of Economic Literature. 36: 193–227.

[12]              Kausar, A., Shroff, N., & White. H. (2015). Real effect of the audit choice. Journal of Accounting and Economics. 62 (1): 157-181.

[13]    Lenard, M., & Yu. B. (2012). Do earnings management and audit quality influence over-investment by Chinese companies? International Journal of Economics and Finance. 4(2): 21-30.

[14]    Leuz, C., & R. Verrecchia. (2000). The economic consequences of increased disclosure. Journal of Accounting Research. 38: 91–124.

[15]    Li, C., Xie, Y., & Zhou. J. (2010). National level, city level auditor industry specialization and cost of debt. Accounting Horizons. 24(3): 395-417.

[16]    Lou, Y., & Vasvari. F. P. (2009). Auditor specialization and the cost of public debt. Working Paper, London Business School.

[17]    Moradi, M., Eskandar, H., & Elhaeisahar. M. (2015). Sensitivity of external finance resources to cash flow under financial constraints: Replacement role of tangible fixed assets. Journal of Asset Management and Financing. 2(4): 111-126. (In Persian).

[18]    Modarres, A., & Hasarzadeh. R. (2008). Financial reporting quality and investment efficiency.
Journal of Securities Exchange. 1(2): 85-116.(In Persian).

[19]    Modigliani, F., & Miller. M. H. (1959). The cost of capital, corporation finance, and the theory of investment. American Economic Review. 49(4): 261-297.

[20]    Myers, S., & Majluf. N. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics. 13(2): 187–222.

[21]    Palmer, P. D. (2008). Disclosure of the impacts of adopting Australian equivalents of international financial reporting standards. Accounting and Finance. 48(5): 847–870.

[22]    Richardson, S. (2006). Over-investment of free cash flow. Review of Accounting Studies. 11(2): 159–89.

[23]    Safari Gerayoli, M., & Ranaei. F. (2017). Investigating the relation between financial reporting quality and Investment efficiency and the role of debt maturity in such relation among the companies listed in Tehran Stock Exchange. Journal of Asset Management and Financing. 5(1): 83-98. (In Persian).

[24]    Saghafi, A., & Motamedi Fazel. M. (2012). Relation between audit quality and investment efficiency in firms with high investment opportunities. Journal of Financial Accounting Research. 3(4): 1-14. (In Persian).

[25]    Stein, J. (2003). Agency, information and corporate investment. In Handbook of the Economics of Finance, edited by G. Constantinides, M. Harris, and R. Stulz. North Holland: Elsevier, 111–65.

[26]    Stiglitz, J., & Weiss. A. (1981). Credit rationing in markets with imperfect information. American Economic Review. 71: 393–410.

[27]    Verrecchia, R. (2001). Essays on disclosure. Journal of Accounting and Economics. 32: 97–180.