عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی

چکیده
در این تحقیق از يك سو، تاثير متغيرهاي اندازه¬ي شركت، نسبت جاري، نسبت بدهي به دارايي، نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي و از سوي ديگر، رابطه¬ي بين گزارش حسابرسي سال قبل و نوع موسسه¬ي حسابرسي با گزارش مشروط حسابرسي بررسی شده است. با بررسي گزارشهاي حسابرسي مشروط و مقبول شرکت¬هاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال¬های ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ اطلاعات ۱۴۴ شركت به

صورت تصادفی طبقه¬یی گردآوري شده است. نتایج حاصل از تجزيه و تحليل داده¬ها بر اساس رگرسيون لجستيك و آزمون استقلال كاي دو حاكي از آن است که از بین متغيرهاي مورد بررسي، نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي موثرند. همچنين، بين گزارش حسابرسي سال قبل و نوع موسسه¬ي حسابرسي با گزارش حسابرسي سال جاري رابطه¬ی معناداری وجود دارد.

واژه¬های کلیدی: گزارش مشروط حسابرسي، کیفیت حسابرسی، متغيرهاي دو جمله¬يي، رگرسيون لجستيك.
۰۱ مقدمه
يكي از مواردي كه براي برنامه¬ ريزي درست و به موقع مي تواند مورد استفاده¬ي حسابرسان قرار گيرد، اطلاعات منعكس در صورتهاي مالي و ساير منابع اطلاعاتي مرتبط است. در واقع، اطلاعات مزبور مورد استفاده¬ي گروه¬¬هاي مختلفي نظير سرمايه گذاران، كارگزاران، مديران، مشاوران مالي، تحليلگران، اعتبار دهندگان و دولت قرار مي گيرد. حسابرسان نيز در مواردي از جمله روش¬هاي تحليلي، بررسي تداوم فعاليت و كشف تقلب از اين اطلاعات استفاده مي كنند. اما، با توجه به محتواي اطلاعاتي اقلام منعكس در صورتهاي مالي مي توان گفت كه حسابرسان در مواردي نظير برنامه ريزي حسابرسي و تعيين شاخص کنترل کیفیت، مي توانند اين اطلاعات را به كار گيرند.

حسابرسی از دیدگاه کاربران اطلاعات مالی به ویژه سهامداران، زمانی سودمند است که حسابرسان طی رسیدگی¬هاي خود به بررسی و ارزیابی برقراری تداوم فعالیت، عاری بودن صورتهای مالی از اشتباه، تخلف، تقلب با اهمیت و اعمال غیر قانونی مؤثر بر فعالیت واحد مورد رسیدگی به پردازند. از سوی دیگر، حسابرسان با محدودیت زمان و هزینه نیز مواجه هستند و تخصیص بهینه¬ی منابع بدون وجود اطلاعات مفید امکان پذیر نیست. بنابرین، یکی از عواملی که می تواند به حسابرسان

کمک کند و باعث شود که فعالیت آنها از کیفیت و کارآمدی لازم برخوردار باشد، وجود اطلاعات کافی در زمینه¬ی تنگناهای موجود در صورتهای مالی صاحبکار است. لذا، در این تحقیق سعی می شود که برخی از عوامل مانند ، اندازه¬ی شرکت، نسبت جاری، نسبت بدهی به دارايي، نسبت حسابهای دریافتنی به دارايي، گزارش حسابرسی سال قبل و نوع موسسه¬ي حسابرسي که انتظار می رود بر گزارش مشروط حسابرسی تاثيرگذار باشند، مورد بررسی قرار می گیرند.
۰۲ پیشینه¬ی تحقیق

تحقیق¬های تجربی در مورد اطلاعات مرتبط با گزارش حسابرسی و تاثیر متغیرهای مختلف بر آن از سال ۱۹۸۰ در آمریکا شروع شده است.
کیدا (۱۹۸۰) با بررسی گزارشهای دارای شرط عدم تداوم فعالیت به این نتیجه رسید که حسابرسان با استفاده از نسبت¬های مالی نظیر سود خالص به مجموع داراییها، حقوق صاحبان سهام به مجموع بدهیها، نسبت جاری، فروش به مجموع داراییها و داراییهای آنی به مجموع داراییها، می توانند وضعیت مالی نا¬مناسب شرکت¬ها را تشخیص دهند.
آلتمن (۱۹۸۲) شرکتهای دارای گزارش مشروط حسابرسی را انتخاب کرده و وضعیت آنها را از نظر ورشکستگی بررسی کرده و به این نتیجه رسید که شرط¬ حسابرسی متغیر مهمی در پیش بینی ورشکستگی شرکتها است.
لویتان و کونابلت (۱۹۸۵) نیز به این نتیجه رسیدند که با تجزیه و تحلیل نسبت¬های مالی می توان صدور گزارش غیر مقبول به دلیل عدم تداوم فعالیت شرکت را پیش بینی کرد.
موچلر (۱۹۸۵) به این نتیجه رسید که بخش قابل ملاحظه¬یی از شرط عدم تداوم فعالیت شرکت را می توان با استفاده از اطلاعات مالی مندرج در صورتهای مالی سالانه پیش بینی کرد.
کیسی و دیگران (۱۹۸۸) به این نتیجه رسیدند که مدل لوجیت با استفاده از اقلام صورتهای مالی، قادر به پیش بینی بند شرط¬های موجود در گزارش حسابرسی شرکت¬های کوچک است.
بل و تیبور (۱۹۹۱) در تحقیق خود به این نتیجه رسیدند که نرخ بازده¬ی سرمایه، نسبت گردش موجودی کالا، نسبت گردش حسابهای دریافتنی، نسبت جاری و اهرم مالی توانایی پیش بینی گزارش مشروط حسابرسی را دارند.
تحقیق منرو و ته (۱۹۹۳) به این نتیجه رسید که متغیرهای مالی و بازار قدرت پیش بینی اظهارنظر مشروط را دارند.
لایتنن و لایتنن (۱۹۹۸)، بیان کردند که کاهش نرخ رشد، نسبت حقوق صاحبان سهام به دارایی و اندازه¬ی شرکت، احتمال دریافت گزارش مشروط را افزایش می دهد.
بسلی و دیگران (۱۹۹۹) معتقدند، شرکتهایی که سود کمتری گزارش کرده، اظهارنظر مشروط دریافت کردند.
لینوکس (۱۹۹۹)، در تحقیق خود به این نتیجه رسید که گزارشهای حسابرسی در پیش بینی ورشکستگی شرکت¬ها مؤثر است.
کاسترلا و دیگران (۲۰۰۰)، در تحقیق خود نشان دادند که حسابرسان در سطح بالایی قادر به پیش بینی ورشکستگی شرکت¬ها نیستند.
نتایج تحقیق اسپاتیس (۲۰۰۳) نشان داد که گزارش مشروط، باعث افزایش سلامت مالی شرکت¬هایی می شود که از نظر مالی در وضعیت مطلوبی قرار ندارند.

اسپاتیس و دیگران (۲۰۰۳) به این نتیجه رسیدند که اقلام صورتهای مالی توانایی پیش¬ بینی اظهارنظر مشروط را دارند. ایرلند (۲۰۰۳)، در تحقیق خود نشان داد که شرکت¬های با کمبود نقدینگی و سطح بالایی از ریسک مالی در مقایسه با سایر شرکتها، بیشتر در معرض دریافت گزارش مشروط حسابرسی قرار دارند.

پاسیوراس و دیگران (۲۰۰۶) معتقدند که روشهای چند عاملی در مقایسه با روش لوجیت و تجزیه و تحلیل تفاضلی به نحو مطلوب¬تری می تواند گزارشهای مشروط حسابرسی را توضیح دهد.

با توجه به مباحث مزبور مي توان نتیجه گرفت كه متغير هاي مالي و غير مالي فراواني قادر به پیش بینی گزارش مشروط حسابرسی هستند. اینک بخشی از این متغیرها مورد بررسی قرار می¬گیرند.

۱-۰۲ اندازه¬ي شركت
افرادي مانند دوپوچ و ديگران (۱۹۸۷)، منرو و ته (۱۹۹۳)، بوچمن وكولين (۱۹۹۸)، ايرلند (۲۰۰۳)، اسپاتيس و ديگران (۲۰۰۳)، پاسيروس و ديگران (۲۰۰۶)، از جمع داراييهاي شرکت به عنوان معیاری برای محاسبه¬ي اندازه¬ي شركت استفاده کردند.
در تحقيق افرادي مانند بل و تيبور (۱۹۹۱)، دي چو و ديگران (۱۹۹۵)، كلينمن و آناندرجان (۱۹۹۹) و رينالد و فرانسيس (۲۰۰۱) از مبلغ فروش براي اندازه گيري اندازه¬ي شركت استفاده شده است.

لایتنن و لایتنن (۱۹۹۸) از فروش خالص، جمع داراییها و تعداد کارکنان به عنوان معیاری برای محاسبه¬ اندازه¬ی شرکت استفاده کردند. همچنين، در تحقيق گاجانيس و ديگران (۲۰۰۵)، از جمع داراييها، تعداد كاركنان شركت، حق الزحمه¬ی حسابرس و پاداش هيئت مديره براي تعيين اندازه¬ي شركت استفاده شده است.

پالمرز (۱۹۸۶) نشان داد هرچه اندازه¬ي شركت بزرگتر مي شود، تعداد قراردادهاي نظارتی و حاکمیت شرکتی نيز افزايش پيدا مي¬كند. بنابراين، حسابرسان در ارائه گزارش حسابرسی دقت بيشتري را اعمال مي كنند. مك كيون (۱۹۹۱) و بيتي (۱۹۹۹) بيان كردند كه صاحبكاران بزرگ¬تر از نفوذ خود درمورد تعیین سطح حق الزحمه¬ی حسابرسی سود مي برند. در نتيجه، به احتمال كمتري گزارش تعديل شده دريافت مي كنند.
ايرلند، فاروجيا و بالدچينو (۲۰۰۵) نيز در تحقیقات خود نشان دادند كه ارتباط معني داري بين اندازه¬ي واحد مورد رسيدگي و نوع بند شرط¬هاي گزارش حسابرس وجود دارد.
كراسول و ديگران (۲۰۰۲)، نيز نشان دادند كه ارتباط معناداري بين اندازه¬ي واحد مورد رسيدگي و اظهار نظر مشروط حسابرسي وجود دارد.
لاسال و ديگران (۱۹۹۶) در تحقيق خود به این نتیجه رسیدند كه شركت-هاي بزرگ به احتمال زياد گزارش عدم اظهار نظر دريافت مي كنند.
موچلر (۱۹۸۶) و باريز (۲۰۰۵) نيز وجود ارتباط معنادار بين اندازه¬ی واحد مورد رسيدگي و اظهارنظر حسابرس را تاييد كردند. اما، هوديب و كوك (۲۰۰۵)، اسپاتين و ديگران (۲۰۰۳) بيان كردند كه بين اندازه و اظهارنظر حسابرس ارتباط معناداري وجود ندارد.
۲-۰۲ نسبت جاري
به اعتقاد بل و تيبور(۱۹۹۱) نسبت جاري مي تواند به عنوان شاخصي براي نشان دادن كمبود سرمايه در گردش در نظر گرفته شود و فرض بر اين است كه هر چه نسبت جاري بزرگ¬تر شود، شركت براي باز پرداخت بدهي¬هاي كوتاه مدت، دارايي كافي در اختيار دارد.
لنارد و دیگران (۲۰۰۱)، نیز در تحقیق خود نشان دادند که نسبت جاری برای توضیح ارزیابی تداوم فعالیت، متغیر مهمی است.
اسپاتيس (۲۰۰۳) معتقد است كاهش نقدينگي مي تواند احتمال دريافت اظهارنظر مشروط را افزايش دهد.
پاسيروس و ديگران (۲۰۰۶) بيان كردند كه مطالعات تجربي انجام شده در انگليس نشان مي دهد كه احتمال دريافت اظهارنظر مشروط در شركت-هاي با نقدينگي کم در مقايسه با شركت¬هاي با نقدينگي زیاد بيشتر است.
همچنين، لايتنن و لایتنن (۱۹۹۸) گز

ارش كردند كه بين روند نقدينگي شركت¬هاي فنلاندي داراي گزارش مشروط و گزارش مقبول، تقاوت زيادي وجود ندارد.
موچلر (۱۹۸۶)، منون و شوارتز (۱۹۸۷) و لنارد و ديگران (۲۰۰۱) معتقدند نسبت جاري مي تواند معيار مناسبي براي نقدينگي شركت باشد و نشان دادند كه بين اين نسبت و اظهارنظر مشروط حسابرسی رابطه¬ي مثبت معناداري وجود دارد.
فيرر (۲۰۰۴) بيان كرد كه نسبت جاري معيار نقدينگي كوتاه مدت است و كاهش نسبت جاري نشان دهنده¬ي ناتواني شركت در تسويه تعهدات كوتاه مدت خود است.

۳-۰۲ نسبت بدهي به دارایی
منرو و ته (۱۹۹۳) معتقدند كه نسبت بدهي به دارايي منعكس كننده¬ي اهرم شركت و نشان دهنده¬ي توانايي آن در باز پرداخت بدهيهاي بلند مدت است.
نتايج تحقيق موچلر (۱۹۸۴) نشان داد نسبت بدهي به دارايي يك عامل مهم، در بررسي تداوم فعالیت شركت توسط حسابرسان است. لويتان و كنابلت (۱۹۸۵) نيز از نتايج تحقيق مزبور حمايت كردند.
گاجانيس و ديگران (۲۰۰۵)، بل و تيبور (۱۹۹۱) و كريشنان و كريشنان (۱۹۹۶) معتقدند، شركت¬هايي كه در باز پرداخت به موقع بدهيهاي خود ناتوان هستند و ميزان بدهي آنها زياد است، به احتمال زياد اظهارنظر مشروط حسابرسي دريافت مي کنند. زیرا، حسابرسان درباره¬ی تداوم فعاليت آن مطمئن نيستند.
مك كيون و ديگران (۱۹۹۱) و رينالد و فرانسيس (۲۰۰۱) نيز در تحقيق-هاي خود نشان دادند كه نسبت بدهي به دارايي متغير مهمي است. دوپوچ و ديگران (۱۹۸۷) نيز به چنين نتيجه¬یي رسيدند. در حالي¬كه نتایج تحقیق فيرر (۲۰۰۴) نشان داد كه توانايي متغیر باز پرداخت بدهيهاي بلند مدت در مقايسه با نسبت جاري و زيان سال جاري از توانايي كمتري برخوردار است.
اسپاتيس و ديگران (۲۰۰۳) معتقدند ارتباط معنا¬داري بين نسبت بدهي به دارايي و اظهارنظر مشروط حسابرس وجود ندارد.
اسپاتيس و ديگران (۲۰۰۲) بيان كردند، عواملي كه گزارش مشروط حسابرسي را توضيح مي دهند، متفاوت از عواملي هستند كه در تعيين تحريف صورتهاي مالي مفيد هستند. همچنين، نسبت بدهي به دارايي در شناسايي تحريف صورتهاي مالي متغير مهمي است.
چن و چورچ (۱۹۹۲) نيز در تحقیق خود به اين نتيجه رسيدند كه در تصمیم¬های مربوط به اظهارنظر حسابرسی ميزان بدهي متغير مهمي است و قدرت توضيح تصميم¬های حسابرسان را دارد.
۴-۰۲ نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي

دوپوچ و ديگران (۱۹۸۷)، استایس (۱۹۹۱)، مونرو و ته (۱۹۹۳) از نسبت حسابهاي دريافتني به جمع دارايي استفاده نمودند. همچنين، بل وتيبر (۱۹۹۱) از نسبت حسابهاي دريافتني به موجودي كالا براي بررسي حسابهاي دريافتني استفاده کردند.
مطالعات تجربي فراواني (هام و ديگران ، ۱۹۸۵؛ كروتزفلت و والاس ، ۱۹۸۶و ويلينگهام و رايت ، ۱۹۸۵) ريسك پذير بودن حسابهاي دريافتني و موجودي كالا را مورد بررسی قرار داده است.

سيمونيك ۱۹۸۰ نيز ضمن ارائه¬ی شواهدي مبني بر ريسك پذير بودن اين دو حساب بيان كرد که احتمال رخداد خطا در صورتهاي مالي به میزان اين دو حساب از مجموع داراييهای شرکت مرتبط است.

بل و تيبور (۱۹۹۱)، اسپانيس و ديگران (۲۰۰۳) معتقدند كه ارتباط معناداري بين حسابهاي دريافتني و اظهار نظر مشروط وجود دارد و حسابهاي دريافتني قدرت توضيح بند شرطهاي گزارش مشروط را دارد. در حالي¬كه، دوپوچ ديگران (۱۹۸۷) و منرو و ته (۱۹۹۳) بيان كردند كه اين ارتباط معنادار نيست.

 

۵-۰۲ نوع موسسه¬ی حسابرسي
شواهد تئوريك و عملي زيادي وجود دارد كه نشان مي دهد موسسات حسابرسي بزرگ، حسابرسي¬هايي با كيفيت بالاتر ارایه مي دهند (بال ورز و دیگران ، ۱۹۸۸؛ بيتاي، ۱۹۸۹؛ دي فاند ،۲۰۰۰).
منر و ته (۱۹۹۳) معتقدند که توانايي حسابرس در شناسايي و تصميم به گزارش ابهام¬هاي با اهميت و مشكلات تداوم فعاليت شرکت¬ها به عنوان شاخصي براي كيفيت حسابرسي در نظر گرفته مي شود. در بسياري از موارد، كيفيت حسابرسي با استفاده از اندازه¬ي موسسات حسابرسی اندازه¬گيري مي شود.
دي آنجلو (۱۹۸۱) بیان کرد که بيشتر تحقيق¬هاي انجام گرفته در زمينه¬ي كيفيت حسابرسي نشان مي دهند كه هم از نظر كاربران صورتهاي مالي و هم از نظر شركتهايي كه حسابرس را انتخاب مي كنند، كيفيت حسابرسي موسسات بزرگ و كوچك با هم تفاوت دارد.
موسسات حسابرسي بزرگ، اولاً شهرت زيادي دارند كه بايد در ارایه اظهارنظر حسابرسي حفظ شود. دوماً، براي كشف اشتباهات و تقلب¬ها به ميزان بيشتري در كاركنان و منابع مورد نياز براي اين كار سرمايه گذاري کرده¬اند. بنابراين، در مقايسه با موسسات حسابرسي كوچك¬تر، به احتمال زيادي اظهارنظر تعديل شده ارایه مي دهند (موچلر، ۱۹۸۶).
گال (۱۹۹۱) و باريز (۲۰۰۵) به اين نتيجه رسيدند كه موسسات حسابرسي بزرگ¬تر در مقايسه با موسسات كوچك¬تر، توانايي بيشتري براي ايستادگي در برابر فشارهاي مديريت را دارند.
اسپاتیس (۲۰۰۳) در بررسي تعديل گزارش حسابرسي براي شركت¬هاي كوچك نشان داد احتمال اينكه يك شركت گزارش حسابرسي تعديل شده دريافت كند زماني افزايش مي يابد كه موسسه حسابرسي بزرگ¬تری حسابرسي شركت را بر عهده داشته باشد.
كراسول و دیگران (۲۰۰۲) معتقدند كه موسسات حسابرسي كوچك، به احتمال زياد گزارش خود را تعديل مي كنند. زیرا، ظرفيت موسسات بزرگ را براي كشف اشتباهات و تقلب¬ها ندارند و تعديل کردن، يك استراتژي محافظه كارانه براي جبران اين كمبود ظرفيت است. ام ¬بي و ديويد¬سون (۱۹۹۸)، هوديب و كوك (۲۰۰۵)، به اين نتيجه رسيدند كه موسسات حسابرسي با اندازه¬ی مختلف، هنگام تصميم¬گيري در شرايط تضاد (بامديريت)، اختلاف معناداري با يكديگر ندارند. در حالی¬که، فاروجيا و بالدينو (۲۰۰۵) ارتباط معناداري بين نوع بندهاي شرط و نوع موسسه¬ی حسابرسي يافتند.
۶-۰۲ گزارش حسابرسي سال قبل

ايرلند (۲۰۰۳) معتقد است در بيشتر مطالعات، گزارش حسابرسي سال قبل به عنوان متغير مهمي شناخته شده است. احتمال دريافت گزارش تعديل شده حسابرسي در شركتهايي افزايش مي يابد كه در سال قبل نيز گزارش تعديل شده دريافت كرده باشند (سیترون و تافلر ، ۲۰۰۰).

منرو و ته (۱۹۹۳) و موچلر (۱۹۸۵) معتقدند که شواهد زیادی تاثیر اظهارنظر حسابرسی سال قبل را بر تصمیم حسابرس در مورد صدور گزارش مشروط یا غیر مشروط در سال جاری نشان می دهد. شرکتی که سال قبل به دلیل وجود ابهام، گزارش مشروط دریافت کرده باشد، در سال جاری نیز احتمالاً گزارش مشروط دریافت می کند. زیرا، در بسیاری از موارد، ابهام بیش از یک دوره مالی تداوم دارد.

رینالد و فرانسیس (۲۰۰۱) معتقدند احتمال دریافت گزارش تداوم فعالیت زمانی افزایش می یابد که شرکت در سال گذشته نیز گزارش تداوم فعالیت دریافت کرده باشد.

بعضی از مطالعات پیشین مربوط به تعدیلهای موجود در گزارش حسابرسی، مطالعات خود را به بررسی اولین تعدیلات ارائه شده (اولین گزارش مشروط) محدود کردند، که این کار مانع از بكارگيري متغير توضيحي گزارش حسابرسي سال قبل مي شود (دیفاند، ۲۰۰۰).

۰۳ فرضیه¬های تحقیق
بر اساس بررسی¬های انجام شده در ادبیات و مبانی نظری تحقیق، فرضیه¬هایی به شرح زیر انتخاب شد:
فرضيه¬ي اول: اندازه¬ي شركت مورد رسیدگی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است.
فرضيه¬ي دوم: نسبت بدهي به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است.
فرضيه¬ي سوم: نسبت جاري بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است.
فرضيه¬ي چهارم: نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است.
فرضيه¬ي پنجم: بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط حسابرسي رابطه وجود دارد.
فرضیه¬ي ششم: بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد.
۰۴ جامعه¬ی آماری، نمونه و حجم نمونه
جامعه¬ي آماري مورد مطالعه در اين پژوهش شامل كليه¬ي شركت¬هاي پذيرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بين سالهاي ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ است. همچنين، در تعيين جامعه¬ي آماري مورد نظر تعديل¬هايی به شرح زير انجام شده است:

الف- كليه¬ي شركت¬هاي مالي و سرمايه گذاري به دليل اين¬كه ماهيت عملياتشان از ساير شركت¬ها متفاوت است، از جامعه¬ي آماري پژوهش حذف شده اند.

ب- شركت¬هايي كه در طي سال¬هاي مورد نظر گزارش حسابرسي مردود يا عدم اظهارنظر دريافت كرده بودند، از جامعه¬ي آماري مورد مطالعه حذف شده اند.

پ- شرکت¬هایی که در سال ۱۳۸۰ حسابرسی نشده باشند یا گزارش حسابرسی آنها برای سال مذکور موجود نبود،. به دلیل این¬که یکی از متغیرهای مورد برسی در تحقیق حاضر گزارش حسابرسی سال قبل است، از جامعه¬¬ی مورد نظر حذف شده¬اند.

پس از تعيين شركت¬هاي قابل نمونه گيري، بر اساس جامعه¬ي آماري مزبور، يك نمونه¬ي مقدماتي تعيين شد. سپس، اطلاعات مورد نياز براي تعيين نمونه در مدلی به شرح صفحه بعد قرار داده شد:

با توجه به رابطه¬ي مزبور تعداد شركت¬هاي موجود در نمونه، بر اساس نمونه¬ی مقدماتي،۴۰ شركت است. اما، چون با افزايش اندازه¬ي نمونه، اشتباه نمونه گيري كمتر شود، تعداد شركت¬هاي نمونه به ۴۸ شركت افزايش يافت.
۰۵ چگونگی آزمون فرضیه¬ها
برای آزمون فرضيه¬های تحقيق از روشهای آماری به شرح زیر استفاده شده است:
۱- رگرسيون لجستيك

۲- آزمون كاي دو
۱-۰۵ رگرسيون لجستيك
در برخي از موارد متغير وابسته دو جمله¬يي است. براي تخمين مدل¬های دارای این¬گونه متغیرهای وابسته، عموماً از سه روش مدل احتمال خطي، مدل لاجيت، مدل پروبيت استفاده مي شود. با توجه به داده¬هاي تحقيق حاضر، امكان دست يابي به نتايج واقعي¬تر، جلوگيري از تورش نتايج، ارايه¬ي نتايج احتمالي، دسترسي به برنامه¬هاي كامپيوتري و تحقيقات مشابه (بل وتيبر، ۱۹۹۱ ؛ کلینمن و آناندرجان، ۱۹۹۹؛ مونرو و ته، ۱۹۹۳ ؛ ليتنان و ليتنان، ۱۹۹۸ ؛ اسپاتيس و ديگران، ۲۰۰۲ و ۲۰۰۳؛ ايرلند، ۲۰۰۴؛ فيرر، ۲۰۰۴) از مدل لوجيت براي تجزيه و تحليل و تعيين چگونگي اثر گذاري متغيرهاي کمی اندازه¬ی شرکت، نسبت جاری، نسبت بدهی به دارايي و نسبت حسابهای دریافتنی به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي استفاده شده است. مدل ابتدایی رگرسيون لجستيك مورد استفاده در این تحقیق به شرح زيراست:
Log ( ) = + ( Ln Asset ) + ( CR ) + ( D/A ) + ( R/A )
كه در آن :
P=1 ، اگر شركت مورد نظر در سال جاري گزارش حسابرسي مشروط دريافت كرده باشد.
۱-P=0، اگر شركت مورد نظر در سال جاري گزارش حسابرسي مقبول دريافت كرده باشد.
Ln asset : متغير مستقل اندازه¬ي شركت كه بر اساس لگاريتم طبيعي مجموع دارايي¬هاي شركت محاسبه شده است.
CR: متغير مستقل نسبت جاري است كه از تقسيم ميانگين دارايي¬هاي جاري بر ميانگين بدهي¬هاي جاري به دست مي آيد.
D/A: متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي است كه از تقسيم ميانگين بدهي¬ها بر ميانگين داراييها به دست مي آيد.
R/A: متغير مستقل نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي است كه از تقسيم ميانگين حسابهاي دريافتني بر ميانگين داراييها به دست مي آيد.
۲-۰۵آزمون كاي دو
همچنین، در تحقيق حاضر دو متغير مستقل نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش حسابرسي سال قبل به صورت كيفي اندازه گيري شده اند. بنابراين، براي تعيين رابطه¬ي بين متغيرهاي مورد نظر و گزارش مشروط حسابرسي از آزمون استقلال كاي دو يا جدول توافقي استفاده شده است. در واقع، هدف از اين آزمون بررسي وجود استقلال بين دو متغير غيركمي است.
۱-۰۶ تخمين مدل با استفاده از داده¬هاي سال ۱۳۸۱
برای تخمین، مدل رگرسيون لجستيك براساس روش رو به عقب مورد استفاده قرار گرفته است. بدین منظور هر چهار متغير مستقل وارد مدل شده اند. پس از تجزيه و تحليل داد¬ها بر مبنای شاخص¬های آماری براي تعيين اثر متغيرهاي مستقل بر متغير وابسته معنا دار¬ ترين متغيرها حفظ شده اند. بررسي روابط علت و معلولي بين متغيرهاي مستقل و وابسته منجر به ارايه¬ي مدل (۱) شد.
Log ( ) = -1/0071 + 0/1597 ( Ln Assett ) -4376/2 ( CR ) +6271/1 ( D/A ) +6262/7 ( R/A ) مدل (۱)
با توجه به شاخص¬هاي آماري محاسبه شده، آزمون داده¬ها در مرحله¬ي دوم¬ منجر به ارائه¬ي مدل (۲) شد :
Log ( ) = – 2531/0- 4701/2( CR ) +6980/1 ( D/A ) + 6971/7 ( R/A ) مدل (۲)

همان¬طور كه مشاهده مي كنيد، با بررسي بيشتر، متغير مستقل اندازه¬ي شركت از مد ل تحقيق حذف شد. حال درستی این فرضيه¬ آزمون مي شود، تا مشخص شود كه آيا واقعاً اندازه¬ي شرکت بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است. این آزمون را می توان از طریق t-test یا آزمون F انجام داد. آزمون فرضیه¬ی اول بر اساس نتایج مدل (۱) و استفاده از آماره-ي والد انجام شد. نتايج آزمون فرضيه مزبور در جدول شماره¬ي (۱) ارائه شده است. به دليل اين¬كه ۸۶۲۱ /۰ P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح اطمینان ۹۵ درصد، اندازه¬ي شركت بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.

این نتیجه را می توان با استفاده از مقایسه¬ي میانگین دو گروه نیز بررسی كرد. برهمين اساس، صحت و سقم آن¬ در سطح خطاي معيني تعيين مي شود. براي بررسي آزمون ميانگين دو جامعه لازم است ابتدا واريانس دو جامعه مورد بررسي قرار گيرد. به عبارت ديگر، آزمون واريانس¬ها مقدم بر آزمون ميانگين¬هاست. بنابراين، براي آزمون برابري يا نا¬برابري واريانس، فرضيه زير تدوين شد:

: واريانس لگاريتم طبيعي مجموع داراييها براي دو حالت صفر و يك برابر است.
: واريانس لگاريتم طبيعي مجموع داراييها براي دو حالت صفر و يك برابر نيست.

نتايج آزمون فرضيه مزبور که در جدول شماره¬ي (۲) ارائه شده است، نشان مي دهد كه ۵۷۱/۰P-VALUE = و ۳۲۵/۰= F است. به دليل اين¬كه P-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، بنابراين، در سطح معناداري ۹۵%، فرضيه¬ي پذيرفته مي شود. به اين معني كه تفاوت بين واريانس متغير مستقل اندازه¬ي شركت براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست. براي تکمیل این بررسی، فرضيه آزمون برابري ميانگين به شرح صفحه بعد تدوين شد:

: ميانگين لگاريتم طبيعي مجموع داراييها براي دو حالت صفر و يك برابر است.
: ميانگين لگاريتم طبيعي مجموع داراييها براي دو حالت صفر و يك برابر نيست.
نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۵۹۳/۰ P-VALUE = و ۵۳۸/۰-t = است. يعني در سطح معناداري ۹۵%، فرضيه¬ي پذيرفته مي شود. به اين معني كه در سطح خطاي ۵% تفاوت بين ميانگين متغير مستقل اندازه¬ي شركت براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست. بنابراین، نتايج اين آزمون نيز نشان مي دهد که متغیر مورد بررسي بر گزارش مشروط موثر نیست.

نظر به این¬که مدل¬هاي (۱) و (۲) شامل برخی از متغیرهای غیر معنادار هستند، این متغیرها از مدل حذف شده و مدل (۳) بر مبنای روش رو به عقب، برای سال ۱۳۸۱ به صورت زیر ارایه شد :
Log ( ) = 4461/1 – ۱۲۰۶/۳ ( CR ) + 6216/8 ( R/A ) مدل (۳)
همان¬طور كه مشاهده مي شود، متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي و اندازه¬ي شركت به دلیل معنادار نشدن وارد مدل نهايي نخواهند شد.
آزمون فرضيه دوم بر اساس نتایج مدل (۲) و استفاده از آماره¬ي والد انجام شد. نتايج آزمون فرضيه مزبور در جدول شماره¬ي (۱) ارائه شده است.
به دليل اين¬كه ۵۴۶۷/۰ P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح معناداري ۹۵ % نسبت بدهي به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست. بر همین اساس، براي آزمون برابري يا نا برابري واريانس فرضيه زير تدوين شد:
: واريانس نسبت بدهي به دارايي براي دو حالت صفر و يك برابر است.
: واريانس نسبت بدهي به دارايي براي دو حالت صفر و يك برابر نيست.
نتايج آزمون فرضيه مزبور در جدول مزبور ارائه شده است. نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۷۰۶/۲F = و ۱۰۷/۰P-VALUE = است. به دليل اين¬كهP-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، بنابراين، در سطح معناداري ۹۵%، فرضيه¬ي پذيرفته مي شود. به اين معني كه در سطح معناداري مزبور تفاوت بين واريانس متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست. برهمين اساس، فرض آزمون برابري ميانگين زير تدوين شد:
: ميانگين نسبت بدهي به دارايي براي دو حالت صفر و يك برابر است.
: ميانگين نسبت بدهي به دارايي براي دو حالت صفر و يك برابر نيست.

نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۵۲۰/۱-t = و ۱۴۲/۰ P-VALUE = است. بنابراين، در سطح معناداري ۹۵% ، فرضيه¬ي پذيرفته مي شود. به اين معني كه، تفاوت بين ميانگين متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست. بنابراین، نتايج اين آزمون نيز نشان مي دهد که متغیر مورد بررسي بر گزارش مشروط حسابرسي موثر نیست.

با توجه به مدل (۳) مي توان گفت، متغيرهاي مستقلي كه در مدل نهايي تحقيق ارايه شدند، شامل نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني هستند. بر همين اساس، مي توان گفت كه از متغيرهاي مورد بررسي، تنها متغيرهاي مزبور بر گزارش مشروط حسابرسي موثر هستند.

اطلاعات آزمون و آماره¬های مدل نهايي تحقيق براي بررسي فرضيه¬هاي ۳ و ۴ درجدول شماره¬ي (۱) ارائه شده است.
جدول مزبور نشان می دهدکه درسطح اطمينان ۹۵ درصد متغیرهای نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني معنادار هستند. زيرا P-VALUE محاسبه شده براي متغيرهاي مورد نظر به ترتيب معادل ۰۱۷۵/۰ و ۰۱۳۰/۰ است.

همچنين، براي تعیین معناداری مدل برآورد شده، از آزمون ضرایب مدل بر اساس آزمون کای دو استفاده شد. در جدول شماره¬ي (۳) نتایج آزمون گام به گام معناداري كلي مدل، بر اساس هر مدل برآوردي ارائه شده است.

جدول مزبور نشان می دهد که مدل برآورد شده در مرحله¬ي سوم، از سایر مدل¬های برآورد شده مناسب¬تر است. درواقع، دليل حذف دو متغير مستقل اين است كه حذف آنها منجر به كاهش كاي دو مي شود.
۲-۰۶ تخمين مدل با استفاده از داده¬هاي سال ۱۳۸۲

بررسي روابط علي و معلولي بين متغيرهاي مستقل و وابسته در سال ۱۳۸۲ منجر به ارايه¬ي مدل (۴) شد :
Log ( ) = 4 -/7896 + 0/3544 ( Ln Assett ) – 1281/0 ( CR ) + 027/5 ( D/A ) +6262/7 ( R/A ) مدل (۴)
با توجه به تاثير متغيرهاي مستقل بر متغير وابسته، آزمون داده¬ها در مرحله¬ي دوم منجر به ارایه¬ی مدل (۵) شد:
Log ( ) = – 6481/4- 3934/0 ( CR ) +7012/4 ( D/A ) – 7255/1 ( R/A ) مدل (۵)
همان¬طور كه مشاهده مي شود با بررسي بيشتر، متغير مستقل اندازه¬ي شركت از مد ل تحقيق حذف شد. نتایج حاصل از آزمون فرضيه¬ی اول برای سال ۱۳۸۲ و بر اساس مدل (۴) در جدول شماره¬ي (۱) ارائه شده است. به دليل اين¬كه ۶۸۵۵/۰ P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح اطمینان ۹۵%، اندازه¬ي شركت بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنين، نتايج آزمون برابري يا نا¬برابري واريانس و برابري ميانگين برای داده¬های فرضیه¬ی اول در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۴۳۴/۰P-VALUE = و ۶۲۳/۰= F است. به دليل اين¬كه P-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، می توان گفت در سطح اطمینان ۹۵%، تفاوت بين واريانس متغير مستقل اندازه¬ي شركت براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست.
همچنین، نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۳۳۸/۰ P-VALUE = و ۹۷۱/۰-t = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵ درصد، می توان گفت كه تفاوت بين ميانگين متغير مستقل اندازه¬ي شركت براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست. بنابراین، نتايج اين آزمون نيز نشان مي دهد که متغیر مورد بررسي بر گزارش مشروط موثر نیست.
به دليل این¬که مدل¬هاي (۴) و (۵) شامل برخی از متغیرهای غیر معنادار هستند، این متغیرها از مدل حذف شده و مدل (۶) بر مبنای روش رو به عقب، برای سال ۱۳۸۲ به صورت زیر ارایه شد :
Log ( ) = 8305/2- + 9601/4 ( CR ) – ۸۵۹۰/۱( R/A ) مدل (۶)
همان¬طور كه مدل مزبور نشان مي دهد، متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي نيز مانند اندازه¬ي شركت وارد مدل نهايي نخواهد شد. نتایج حاصل از آزمون فرضيه¬ی دوم برای سال ۱۳۸۲ و بر اساس نتایج مدل (۶) در جدول شماره¬ي (۱) نشان می دهد ¬كه ۱۴۴۷/۰ P-VALUE = بنابراین، مي توان گفت در سطح اطمینان ۹۵ %، نسبت بدهي به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنين، نتايج آزمون برابري يا نا¬برابري واريانس و برابري ميانگين برای داده¬های فرضیه¬ی دوم در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۰۲۳/۰F = و ۸۸/۰P-VALUE = است. به دليل اين¬كه P-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، بنابراين، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت كه تفاوت بين واريانس متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست.

همچنین، نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۳۱۵/۱-t = و ۱۲۶/۰ P-VALUE = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت كه تفاوت بين ميانگين متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست. بنابراین، نتايج اين آزمون نيز نشان مي دهد که متغیر مورد بررسي بر گزارش مشروط موثر نیست.
با توجه به مدل (۶) مي توان گفت كه متغيرهاي مستقلي كه در مدل نهايي تحقيق ارايه مي شوند، شامل نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني هستند. بر همين اساس، مي توان گفت كه از متغيرهاي مورد بررسي، تنها متغيرهاي مزبور بر گزارش مشروط حسابرسي موثر هستند.

اطلاعات آزمون و آماره¬های مدل نهايي تحقيق براي بررسي فرضيه¬هاي ۳ و ۴ درجدول شماره¬ي (۱) نشان می دهد که درسطح اطمينان ۹۵ درصد متغیرهای نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني معنادار هستند. زيرا، P-VALUE محاسبه شده براي متغيرهاي مورد نظر به ترتيب معادل ۰۳۳۱/۰ و ۰۳۹۱/۰ است.

نتایج آزمون گام به گام معناداري كلي مدل، برای هر مدل برآورد شده سال ۱۳۸۲ در جدول شماره¬ي (۳) نشان می دهد که مدل برآورد شده در مرحله¬ي سوم، از سایر مدل¬های برآورد شده مناسب¬تر است. زیرا، مدل نهایی تحقیق دارای کمترین کای دو است.
۳-۰۶ تخمين مدل با استفاده از داده¬هاي سال ۱۳۸۳
بررسي روابط علت و معلولي بين متغيرهاي مستقل و وابسته در سال ۱۳۸۳ منجر به ارايه¬ي مدل (۷-۴) شد :
Log ( ) = 7-/5733 – 0/6578 ( Ln Assett (+ 4598/2 ( CR ) + 8106/11 ( D/A ) – 3505/1 ( R/A ) مدل (۷)
با توجه به شاخص¬هاي آماري محاسبه شده، آزمون داده¬ها در مرحله¬ي دوم¬ منجر به ارائه¬ي مدل (۸) شد :
Log ( ) = – 2245/7 – 5453/0 ( CR ) +0794/2 ( D/A ) + 6294/10 ( R/A ) مدل (۸)
همان¬طور كه مشاهده مي شود با بررسي بيشتر، متغير مستقل اندازه¬ي شركت از مد ل تحقيق حذف شد. نتایج حاصل از آزمون فرضيه¬ي اول در سال ۱۳۸۳ و بر اساس مدل (۷) در جدول شماره¬ي (۱) ارائه شده است. به دليل اين¬كه ۴۴۹۴/۰ P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح اصمینان ۹۵ %، اندازه¬ي شركت بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنين، نتايج آزمون برابري يا نا¬برابري واريانس و برابري ميانگين برای داده¬های فرضیه¬ی اول در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۵۱۳/۰P-VALUE = و ۴۳۶/۰= F است. به دليل اين¬كهP-VALUE بزرگ¬تر از ۵ درصد است، بنابراين، در سطح اطمینان ۹۵ درصد، می توان گفت که تفاوت بين واريانس متغير مستقل اندازه¬ي شركت براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست.
همچنین، نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۶۱۸/۰ P-VALUE = و ۵۰۳/۰-t = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت كه تفاوت بين ميانگين متغير مستقل اندازه¬ي شركت براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست. بنابراین، نتايج اين آزمون نيز نشان مي دهد که متغیر مورد بررسي بر گزارش مشروط موثر نیست.
به دليل این¬که مدل¬هاي (۷) و (۸) شامل برخی از متغیرهای غیر معنادار هستند، این متغیرها از مدل حذف شده و مدل (۹) بر مبنای روش رو به عقب، برای سال ۱۳۸۳ به صورت زیر ارایه شد :
Log ( ) = 1626/9- + 9652/1 ( CR ) + 6328/9( R/A ) مدل (۹)
همان¬طور كه مدل مزبور نشان مي دهد، متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي نيز مانند اندازه¬ي شركت وارد مدل نهايي نخواهد شد. نتایج حاصل از آزمون فرضيه¬ی دوم برای سال ۱۳۸۳ و بر اساس مدل (۹) در جدول شماره¬ي (۱) ارائه شده است. به دليل اين¬كه ۱۵۸۲/۰P-VALUE = است، در سطح اطمینان ۹۵ %، مي توان گفت كه نسبت بدهي به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنين، نتايج آزمون برابري يا نا¬برابري واريانس و برابري ميانگين برای داده¬های فرضیه¬ی اول در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۶۴۱/۰F = و ۴۲۸/۰P-VALUE = است. به دليل اين¬كهP-VALUE بزرگ¬تر از ۵ درصد است، بنابراين، در سطح اطمینان ۹۵ درصد، می توان گفت كه تفاوت بين واريانس متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست.
همچنین، نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (۲) نشان مي دهد كه ۴۴۸/۱-t = و ۱۲۰/۰P-VALUE = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت كه تفاوت بين ميانگين متغير مستقل نسبت بدهي به دارايي براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست.
با توجه به مدل (۹) مي توان گفت كه متغيرهاي مستقلي كه در مدل نهايي تحقيق وارد شدند، شامل نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني هستند.
اطلاعات آزمون و آماره¬های مدل نهايي تحقيق براي بررسي فرضيه¬هاي ۳ و ۴ درجدول شماره¬ي (۱) نشان می دهدکه درسطح اطمينان ۹۵%، متغیرهای نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني معنادار هستند. زيرا، P-VALUE محاسبه شده براي متغيرهاي مورد نظر به ترتيب معادل ۰۱۴۶/۰ و ۰۲۲۵/۰ است.
نتایج آزمون گام به گام معناداري كلي مدل، بر اساس هر مدل برآورد شده در جدول شماره¬ي (۳) نشان می دهد که مدل برآورد شده در مرحله¬ي سوم، از سایر مدل¬های برآورد شده مناسب¬تر است. زیرا، مدل نهایی تحقیق دارای کمترین کای دو است.
۱-۰۷ آزمون ارتباط بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط
با توجه به مباحث مطرح شده فرضيه¬ به شرح صفحه بعد تدوين شده است:
: بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط حسابرسي رابطه وجود ندارد.
: بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط حسابرسي رابطه وجود دارد.
بر اساس جدول توافقی، آزمون فرضيه به تفكيك سال¬هاي ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ در جدول شماره¬ي (۴) ارايه شده است.
نشان مي دهد كه در سطح اطمینان ۹۵% فرضيه¬ي رد مي شود. زيرا، در سال¬هاي مورد بررسي P-Value كوچك¬تر از ۵% است. به اين معني كه بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط حسابرسي رابطه وجود دارد. در بخش قبل مشاهده شد كه بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط حسابرسي رابطه وجود دارد. در اين قسمت ميزان همبستگي و نوع ارتباط مورد بررسي قرار مي گيرد. نتايج حاصل از آزمون همبستگي بين دو متغير به تفكيك سال¬هاي ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ در جدول شماره¬ي (۵) نشان مي دهد كه ميزان همبستگي بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط براي سال¬هاي مورد بررسي به ترتيب ۴۴۲/۰- ، ۴۹۵/۰- و ۳۹۸/۰- است. همچنين، به دليل اين¬كه براي سال¬هاي مورد بررسي P-Value كوچك¬تر از ۵% است، مي توان گفت كه ميزان همبستگي در سطح ۹۵% معنادار است. همچنين، چون ضريب داراي علامت منفي است، رابطه¬ي بين متغيرهاي مزبور معكوس است.
۲-۰۷ آزمون ارتباط بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط
با توجه به مباحث مطرح شده فرضيه¬ي آماري زير تدوين شده است:
: بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود ندارد.
: بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد.
بر اساس جدول توافقی، آزمون فرضيه به تفكيك سال¬هاي ۱۳۸۱-۱۳۸۳ در جدول شماره¬ي (۴) نشان مي دهد كه در سطح معناداري ۹۵% فرضيه¬ي رد مي شود. زيرا، P-Value كوچكتر از ۵% است. به اين معني كه بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد. در بخش قبل مشاهده شد كه بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد. در اين قسمت ميزان همبستگي و نوع ارتباط مورد بررسي قرار مي گيرد. نتايج حاصل از آزمون همبستگي بين دو متغير به تفكيك سال¬هاي ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ در جدول شماره¬ي (۵) نشان مي دهد كه ميزان همبستگي بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط براي سال¬هاي مورد بررسي به ترتيب ۹۱۷/۰، ۵۴۵/۰ و ۵۵۱/۰ است. به دليل اين¬كه P-Value كوچك¬تر از ۵% است، مي توان گفت كه ميزان همبستگي در سطح اطمينان ۹۵% معنادار است. به دليل اين¬كه ضريب داراي علامت مثبت است، رابطه¬ي بين متغيرهاي مزبور مستقيم است. همچين، با توجه به اين¬كه ميزان همبستگي بالاست، مي توان نتيجه گرفت كه ارتباط بسيار قوي بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط وجود دارد.
۰۸ بررسی یافته¬های تحقیق
۱-۰۸ نتایج فرضیه¬ی اول
شواهد بدست آمده از آزمون اين فرضيه، بيانگر اين موضوع است كه اندازه¬ي شركت بر گزارش مشروط حسابرسي موثر نيست. يافته¬هاي مربوط به اين فرضيه با تحقيقات موچلر (۱۹۸۶)، ايرلند (۲۰۰۴)، رينالدوفرانسيس (۲۰۰۱) و باريز (۲۰۰۵) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج بدست آمده در تحقيقات هوديب و كوك (۲۰۰۵)، اسپاتيس و ديگران (۲۰۰۳)، بل وتيبور (۱۹۹۱)، مونرو و ته (۱۹۹۳) و دوپوچ و ديگران (۱۹۸۷) مطابقت ندارد.

۲-۰۸ نتایج فرضیه¬ی دوم
شواهد حاصل از آزمون اين فرضيه، بيانگر اين موضوع است كه نسبت بدهي به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي تاثير ندارد. يافته¬هاي مربوط به اين فرضيه با تحقيقات لويتان و كونابلت (۱۹۸۵)، موچلر (۱۹۵۸)، مونرو و ته (۱۹۹۳)، اسپانيس و ديگران (۲۰۰۳) و فيرر (۲۰۰۴) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج بدست آمده در تحقيقات دوپوچ و ديگران (۱۹۸۷)، بل و تيبر (۱۹۹۱) و مك كيون و ديگران (۱۹۹۱) مطابقت ندارد.
۳-۰۸ نتایج فرضیه¬ی سوم
شواهد حاصل از آزمون اين فرضيه، بيانگر اين موضوع است كه نسبت جاري بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است. يافته¬هاي حاصل از آزمون اين فرضيه با تحقيقات موچلر (۱۹۸۶)، منون و شوارتز (۱۹۸۷)، لنارد و ديگران (۲۰۰۱)، بل وتيبور (۱۹۹۱)، اسپاتيس و ديگران (۲۰۰۳)، ايرلند (۲۰۰۴)، فيرر (۲۰۰۴) و گاجانيس و ديگران (۲۰۰۵) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج بدست آمده در تحقيقات موچلر (۱۹۸۵) و ليتنان و ليتنان (۱۹۹۸) مطابقت ندارد.
۴-۰۸ نتایج فرضیه¬ی چهارم
شواهد حاصل از آزمون اين فرضيه، بيانگر اين موضوع است كه نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است. نتايج حاصل از آزمون اين فرضيه با تحقيقات انجام شده توسط سيمونيك (۱۹۸۰)، بل وتيبور (۱۹۹۱)، اسپاتيس و ديگران (۲۰۰۳) و استايس (۱۹۹۱) مطابقت دارد. همچنين، يافته¬هاي حاصل از آزمون اين فرضيه با نتايج بدست آمده در تحقيقات دوپوچ و ديگران (۱۹۸۷) و مونرو و ته (۱۹۹۳) مطابقت ندارد.
۵-۰۸ نتایج فرضیه¬ی پنجم
يافته¬هاي حاصل از آزمون اين فرضيه، بيانگر اين موضوع است كه بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط حسابرسي ارتباط معناداري وجود دارد. نتايج حاصل از آزمون اين فرضيه با نتايج تحقيقات ايرلند (۲۰۰۴) و فاروجيا و بالدينو (۲۰۰۵) مطابقت دارد. همچنين، يافته¬هاي حاصل از آزمون اين فرضيه با نتايج بدست آمده در تحقيقات مونرو و ته (۱۹۹۳)، گاجانيس وديگران (۲۰۰۵) مطابقت ندارد.
۶-۰۸ نتایج فرضیه¬ی ششم
نتايج حاصل از آزمون اين فرضيه، بيانگر آن است كه بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط حسابرسي رابطه¬ي مثبت بسيار قوي وجود دارد. با تاييد اين فرضيه مي توان نتيجه گرفت كه يكي از عوامل اصلي انجام حسابرسي در ايران، الزام قانوني است. چون در بسياري از موارد با مطالعه¬ي گزارش¬هاي حسابرسي مي توان گفت، بيشتر شركت¬ها به گزارش حسابرسي توجه چنداني ندارند و بيشتر بندهاي گزارش¬هاي مشروط حسابرسي در طول چندين سال تكرار مي شود.
يافته¬هاي حاصل از آزمون اين فرضيه با نتايج بدست آمده در تحقيقات مونرو و ته (۱۹۹۳)، رينالد و فرانسيس (۲۰۰۱)، سيترون و تافلر(۲۰۰۵) و ايرلند (۲۰۰۴) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج حاصل از تحقيق موچلر (۱۹۸۵) مطابقت ندارد.
۰۹ پيشنهادهايي براي كاربران نتايج تحقيق
قبل از ارائه¬ي پيشنهادها، لازم است اين نكته تذكر داده مي شود كه استفاده كنندگان از نتايج تحقيق بايد محدوديت¬هاي حاكم بر تحقيق را كه در قسمت بعدي ارائه مي شود، در نظر بگيرند.
الف- بر اساس نتايج تحقيق، مشاهده شد كه نسبت جاري بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است. بنابراين، لازم است كه بنگاه¬هاي اقتصادي اقدام¬هايي را براي حفظ اين نسبت در سطح معقول انجام دهند. همچنين، به مديران توصيه مي شود كه كنترل¬هاي ويژه¬يي روي اقلام تشكيل دهنده¬ي اين نسبت داشته باشند. زيرا، به دليل ماهيت سيال اقلام تشكيل دهنده¬ي آن، نسبت مزبور در معرض تقلب و اشتباه قرار مي گيرد.
ب- بر اساس نتايج تحقيق، مشاهده شد كه نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي بر گزارش مشروط حسابرسي موثر است. در واقع، تاثير نسبت مزبور بر گزارش مشروط حسابرسي نشات گرفته از دو موضوع است. اول اين¬كه، در بسياري از موارد حسابهاي دريافتني سنواتي در صورتهاي مالي وجود دارد. دوم، تعيين ذخيره مطالبات مشكوك الوصول مستلزم كاربرد قضاوت توسط حسابرس است. بنابراين، به مديران پيشنهاد مي شود كه ضمن تدوين سياست اعتباري منطقي، براي وصول حسابهاي دريافتني برنامه¬ي منظمي طراحي كنند و در برآورد ذخيره مطالبات مشكوك الوصول دقت لازم را اعمال كنند.
پ- كميته¬ي فني سازمان حسابرسي با انتشار استاندارد شماره¬ي ۳۰ (برنامه ريزي حسابرسي) رهنمودهايي در زمينه¬ي برنامه ريزي حسابرسي صورتهاي مالي ارائه كرده است. استفاده از نتايج چنين تحقيقاتي در مرحله¬ي برنامه ريزي موجب شناسايي تنگناهاي موجود در صورتهاي مالي مي شود و مي تواند به حسابرس در برنامه ريزي دقيق¬تر كمك كند. همچنين، در مرحله¬ي نهايي انجام حسابرسي مي توان با بكارگيري مدل برآورد شده، از نتايج بدست آمده اطمينان بيشتري حاصل كرد. لذا، نتايج اين تحقيق ممكن است به كميته¬ي¬ فني سازمان حسابرسي در تجديد نظر يا وضع استاندارهاي حسابرسي كمك كند.
ت- نتايج حاصل از اين تحقيق نشان داد كه كيفيت انجام حسابرسي در موسسات مختلف متفاوت است. بنابراين، به كميته¬ي حسابرسي يا هيئت مديره¬ي شركت¬ها پيشنهاد مي شود كه در انتخاب موسسه¬ي حسابرسي دقت لازم را به عمل آورند.
ث- به شركت¬هايي كه از خدمات حسابرسان مستقل استفاده نمي كنند، پيشنهاد مي شود كه با استفاده از چنين مدل¬هايي وضعيت صورتهاي مالي خود را مورد بررسي و ارزيابي قرار دهند.
۰۱۰ پيشنهادهايي برا تحقيقات آينده
در فرآيند تحقيق عوامل موثر ديگري شناسايي شد كه امكان بررسي آنها وجود نداشت. به محققان پيشنهاد مي شود كه اين عوامل را مورد بررسي قرار دهند. برخي از اين عوامل عبارتند از :
۱- تاثير عواملي مانند مديريت، دعاوي حقوقي، دوره¬ي گردش موجودي كالا و نسبت كارايي را نيز مي توان بر گزارش مشروط حسابرسي مورد بررسي قرار داد.
۲- در اين تحقيق براي آزمون فرضيه¬ها از روش رگرسيون لوجستيك استفاده شد. روش¬هاي ديگري كه در اين زمينه وجود دارد شامل روش پروبيت، شبكه عصبي و تجزيه و تحليل چند عامله است، كه در مقايسه با روش مورد استفاده ممكن است نتايج دقيق¬تري ارائه كنند. بنابراين، پيشنهاد مي شود كه در تحقيقات مشابه تاثير متغيرهاي مالي و غيرمالي برگزارش مشروط حسابرسي با استفاده از روشهاي مزبور مورد بررسي قرار گيرد.
۳- تحقيق را مي توان براي دوره¬ي زماني بيشتري تكرار كرد تا نتايج دقيق¬تري حاصل شود.
۴- در تحقيقات ديگري به بررسي و مقايسه¬ي تاثيرمتغيرهاي مالي و غير مالي بر گزارش مشروط حسابرسي، در صنايع مختلف پرداخته شود.
۵- تاثير متغيرهاي مالي و غيرمالي بر بند شرط¬هاي موجود در گزارش حسابرسي
۰۱۱ محدوديت¬هاي تحقيق
هر تحقيقي داري يك سري محدوديت هايي است كه باعث مي شود نتايج آن با احتياط بيان شود. محقق نيز بايد محدوديت هاي تحقيق را به طور شفاف و دقيق بيان كند. بيان دقيق محدوديت ها منجر به استفاده ي هرچه بهتر از نتايج تحقيق و تلاش براي رفع آن توسط ديگر محققان مي شود.
مهم¬ترين محدوديت این تحقیق، ويژگي خاص پژوهش‌هاي نيمه تجربي است كه در حوزه¬ی علوم اجتماعي متداول است. به بیان ديگر، تأثير متغيرهاي ديگري كه كنترل آنها خارج از دسترس پژوهشگر است و امكان تأثيرگذاري آن¬ها بر نتايج پژوهش دور از ذهن نيست. اگر چه در اين پژوهش تلاش شد با انتخاب كاملاً تصادفي نمونه‌ از اثر اين گونه متغيرها كاسته شود، اما مانند پژوهش‌هاي حوزه¬ی علوم تجربي، شرايط آزمايشگاهي در اختيار پژوهشگر حسابداري قرار ندارد. در نتيجه، يافته‌هاي پژوهش بايد با در نظر گرفتن اين شرايط مورد استفاده قرار گيرد.
دومين محدوديت تحقيق مربوط به گردآوري داده¬هاي تحقيق است. همان-طور كه گفته شد، در اين تحقيق براي گردآوري داده¬ها از منابعي مانند نرم افزارهاي اطلاعاتي استفاده شد. در فرآيند گردآوري داده-ها ممكن است داده¬هاي مربوط به برخي از شركت¬هاي انتخاب شده به عنوان نمونه¬ي تصادفي، در بانك¬هاي اطلاعاتي موجود نباشد.
تحقيق حاضر با تمركز بيشتر بر مبالغ ريالي متغيرها انجام شده است. در بسياري از موارد ممكن است كه گزارش مشروط در نتيجه¬ي وجود مسائلي مانند عدم صداقت كاركنان كه بر عمليات آينده شركت هم اثر مي گذارد، صادر شود. همچنين، برخي از عوامل تاثيرگذار بر گزارش حسابرسي، مانند قضاوت حسابرس قابل اندازه¬گيري نيستند.
يكي ديگر از محدوديت هاي اين تحقيق عدم دسترسي به كاربرگ¬هاي حسابرسي است. زيرا، تعيين كيفيت واقعي انجام حسابرسي با مطالعه¬ و بررسي كاربرگ¬هاي حسابرسي ميسر مي شود.
جدول شماره¬ي (۱): نتایج کمی حاصل از برآورد مدل لاجستیک
سطح معناداری S.E(B) EXP(B) B آماره¬ي والد آماره
متغیر سال
۸۶۲۱/۰ ۹۱۹۶/۰ ۱۷۳۱/۱ ۱۵۹۷/۰ ۰۳۰۲/۰ اندازه¬ی شرکت

۱۳۸۱

۵۴۶۷/۰ ۸۱۷۱/۲ ۴۶۲۸/۵ ۶۹۸۰/۱ ۳۶۳۳/۰ نسبت بدهی
۰۱۷۵/۰ ۳۱۳۳/۱ ۰۴۴۱/۰ ۱۲۰۶/۳- ۵/۶۴۵۷ نسبت جاری
۰۱۳۰/۰ ۴۶۹۷/۳ ۲۸۹۷/۵۵۵۰ ۶۲۱۶/۶ ۱۷۴۲/۶ نسبت حسابهاي دریافتنی
۰۳۰۹/۰ ۴۸۷۴/۱ ۴۴۶۱/۱ ۹۴۵۲/۰ ضریب ثابت
۶۸۵۵/۰ ۸۷۵۰/۰ ۴۲۵۳/۱ ۳۵۴۴/۰ ۰۱۶۴۰/۰ اندازه¬ی شرکت

۱۳۸۲
۱۴۴۷/۰ ۳۴۲۳/۲ ۰۸۳۸/۱۱۰ ۷۰۱۲/۴ ۰۲۸۴/۴ نسبت بدهی
۰۳۳۱/۰ ۳۲۸۱/۲ ۶۱۲۵/۱۴۲ ۹۶۰۱/۴ ۵۳۹۳/۴ نسبت جاری
۰۳۹۱/۰ ۴۵۵۹/۲ ۱۵۵۸/۰ ۸۵۹۰/۱- ۵۷۳۰/۰ نسبت حسابهاي دریافتنی
۰۰۶۶/۰ ۵۴۳۰/۱ ۸۳۰۵/۲- ۳۶۵۰/۳ ضریب ثابت
۴۴۹۴/۰ ۸۶۹۷/۰ ۵۱۸۰/۰ ۶۵۷۸/۰- ۵۷۲۱/۰ اندازه¬ی شرکت

۱۳۸۳
۱۵۸۲/۰ ۴۷۳۶/۱ ۹۹۹۷/۷ ۰۷۹۴/۲ ۹۹۱۳/۱ نسبت بدهی
۰۱۴۶/۰ ۴۴۷۵/۱ ۱۳۶۱/۷ ۹۶۵۲/۱ ۸۴۳۱/۱ نسبت جاری
۰۲۲۵/۰ ۲۲۲۹/۴ ۸۶۰/۱۵۲۵۶ ۶۳۲۸/۹ ۲۰۳۴/۵ نسبت حسابهاي دریافتی
۰۳۵۳/۰ ۳۵۳۱/۴ ۱۶۲۵/۹- ۴۳۰۴/۴ ضریب ثابت

جدول شماره¬ي (۲): آزمون برابري ميانگين و واريانس و براي اندازه¬ي شركت و نسبت بدهی
آزمون t براي برابري متغيرها آزمون برابري واريانس (آزمون F) آزمون

فرضيه سال
سطح معنا‌داري درجه¬ي آزادي آماره¬ي t سطح معنا‌داري آماره F
595/0 45 535/0- 571/0 325/0 برابري واريانس
۱۳۸۱

۵۹۳/۰ ۸۲۴/۴۲ ۵۳۸/۰- – – نابرابري واريانس
۳۳۰/۰ ۴۲ ۹۸۵/۰- ۴۳۴/۰ ۶۲۳/۰ برابري واريانس
۱۳۸۲
۳۳۸/۰ ۸۹۱/۳۵ ۹۷۱/۰- – – نابرابري واريانس
۶۲۳/۰ ۳۸ ۴۹۶/۰- ۵۱۳/۰ ۴۳۶/۰ برابري واريانس
۱۳۸۳
۶۱۸/۰ ۸۴۴/۳۶ ۵۰۳/۰- – – نابرابري واريانس
۱۲۸/۰ ۴۵ ۵۵۲/۱- ۱۰۷/۰ ۷۰۶/۲ برابري واريانس
۱۳۸۱
۱۴۲/۰ ۷۱۴/۲۲ ۵۲۰/۱- – – نابرابري واريانس
۱۲۶/۰ ۴۲ ۳۱۱/۱- ۸۸/۰ ۰۲۳/۰ برابري واريانس
۱۳۸۲
۱۲۶/۰ ۸۵۴/۴۱ ۳۱۵/۱- – – نابرابري واريانس
۱۱۸/۰ ۳۸ ۴۷۶/۱- ۴۲۸/۰ ۶۴۱/۰ برابري واريانس ۱۳۸۳
۱۲۰/۰ ۴۴۱/۳۴ ۴۴۸/۱- – – نابرابري واريانس

جدول شماره¬ي (۳): نتایج آزمون برازش مدل¬هاي برآورد شده