Document Type : Research Paper
Authors
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
Abstract
Keywords
Main Subjects
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.
)