مقاله عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی

توجه : به همراه فایل word این محصول فایل پاورپوینت (PowerPoint) و اسلاید های آن به صورت هدیه ارائه خواهد شد

  مقاله عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی دارای ۳۸ صفحه می باشد و دارای تنظیمات در microsoft word می باشد و آماده پرینت یا چاپ است

فایل ورد مقاله عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی  کاملا فرمت بندی و تنظیم شده در استاندارد دانشگاه  و مراکز دولتی می باشد.

توجه : در صورت  مشاهده  بهم ریختگی احتمالی در متون زیر ،دلیل ان کپی کردن این مطالب از داخل فایل ورد می باشد و در فایل اصلی مقاله عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی،به هیچ وجه بهم ریختگی وجود ندارد

---

بخشی از متن مقاله عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی :

عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی

چکیده
در این تحقیق از یک سو، تاثیر متغیرهای اندازه¬ی شرکت، نسبت جاری، نسبت بدهی به دارایی، نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی و از سوی دیگر، رابطه¬ی بین گزارش حسابرسی سال قبل و نوع موسسه¬ی حسابرسی با گزارش مشروط حسابرسی بررسی شده است. با بررسی گزارشهای حسابرسی مشروط و مقبول شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال¬های ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ اطلاعات ۱۴۴ شرکت به

صورت تصادفی طبقه¬یی گردآوری شده است. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده¬ها بر اساس رگرسیون لجستیک و آزمون استقلال کای دو حاکی از آن است که از بین متغیرهای مورد بررسی، نسبت جاری و نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثرند. همچنین، بین گزارش حسابرسی سال قبل و نوع موسسه¬ی حسابرسی با گزارش حسابرسی سال جاری رابطه¬ی معناداری وجود دارد.

واژه¬های کلیدی: گزارش مشروط حسابرسی، کیفیت حسابرسی، متغیرهای دو جمله¬یی، رگرسیون لجستیک.
۰۱ مقدمه
یکی از مواردی که برای برنامه¬ ریزی درست و به موقع می تواند مورد استفاده¬ی حسابرسان قرار گیرد، اطلاعات منعکس در صورتهای مالی و سایر منابع اطلاعاتی مرتبط است. در واقع، اطلاعات مزبور مورد استفاده¬ی گروه¬¬های مختلفی نظیر سرمایه گذاران، کارگزاران، مدیران، مشاوران مالی، تحلیلگران، اعتبار دهندگان و دولت قرار می گیرد. حسابرسان نیز در مواردی از جمله روش¬های تحلیلی، بررسی تداوم فعالیت و کشف تقلب از این اطلاعات استفاده می کنند. اما، با توجه به محتوای اطلاعاتی اقلام منعکس در صورتهای مالی می توان گفت که حسابرسان در مواردی نظیر برنامه ریزی حسابرسی و تعیین شاخص کنترل کیفیت، می توانند این اطلاعات را به کار گیرند.

حسابرسی از دیدگاه کاربران اطلاعات مالی به ویژه سهامداران، زمانی سودمند است که حسابرسان طی رسیدگی¬های 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 دارایی، نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی، گزارش حسابرسی سال قبل و نوع موسسه¬ی حسابرسی که انتظار می رود بر گزارش مشروط حسابرسی تاثیرگذار 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 می توان نتیجه گرفت که متغیر های مالی و غیر مالی فراوانی قادر به پیش بینی گزارش مشروط حسابرسی هستند. اینک بخشی از این متغیرها مورد بررسی قرار می¬گیرند.

۱-۰۲ اندازه¬ی شرکت
افرادی مانند دوپوچ و دیگران (۱۹۸۷)، منرو و ته (۱۹۹۳)، بوچمن وکولین (۱۹۹۸)، ایرلند (۲۰۰۳)، اسپاتیس و دیگران (۲۰۰۳)، پاسیروس و دیگران (۲۰۰۶)، از جمع داراییهای شرکت به عنوان معیاری برای محاسبه¬ی اندازه¬ی شرکت استفاده کردند.
در تحقیق افرادی مانند بل و تیبور (۱۹۹۱)، دی چو و دیگران (۱۹۹۵)، کلینمن و آناندرجان (۱۹۹۹) و رینالد و فرانسیس (۲۰۰۱) از مبلغ فروش برای اندازه گیری اندازه¬ی شرکت 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. همچنین، در تحقیق گاجانیس و دیگران (۲۰۰۵)، از جمع داراییها، تعداد کارکنان شرکت، حق الزحمه¬ی حسابرس و پاداش هیئت مدیره برای تعیین اندازه¬ی شرکت استفاده شده است.

پالمرز (۱۹۸۶) نشان داد هرچه اندازه¬ی شرکت بزرگتر می شود، تعداد قراردادهای نظارتی و حاکمیت شرکتی نیز افزایش پیدا می¬کند. بنابراین، حسابرسان در ارائه گزارش حسابرسی دقت بیشتری را اعمال می کنند. مک کیون (۱۹۹۱) و بیتی (۱۹۹۹) بیان کردند که صاحبکاران بزرگ¬تر از نفوذ خود درمورد تعیین سطح حق الزحمه¬ی حسابرسی سود می برند. در نتیجه، به احتمال کمتری گزارش تعدیل شده دریافت می کنند.
ایرلند، فاروجیا و بالدچینو (۲۰۰۵) نیز در تحقیقات خود نشان دادند که ارتباط معنی داری بین اندازه¬ی واحد مورد رسیدگی و نوع بند شرط¬های گزارش حسابرس وجود دارد.
کراسول و دیگران (۲۰۰۲)، نیز نشان دادند که ارتباط معناداری بین اندازه¬ی واحد مورد رسیدگی و اظهار نظر مشروط حسابرسی وجود دارد.
لاسال و دیگران (۱۹۹۶) در تحقیق خود به این نتیجه رسیدند که شرکت-های بزرگ به احتمال زیاد گزارش عدم اظهار نظر دریافت می کنند.
موچلر (۱۹۸۶) و باریز (۲۰۰۵) نیز وجود ارتباط معنادار بین اندازه¬ی واحد مورد رسیدگی و اظهارنظر حسابرس را تایید کردند. اما، هودیب و کوک (۲۰۰۵)، اسپاتین و دیگران (۲۰۰۳) بیان کردند که بین اندازه و اظهارنظر حسابرس ارتباط معناداری وجود ندارد.
۲-۰۲ نسبت جاری
به اعتقاد بل و تیبور(۱۹۹۱) نسبت جاری می تواند به عنوان شاخصی برای نشان دادن کمبود سرمایه در گردش در نظر گرفته شود و فرض بر این است که هر چه نسبت جاری بزرگ¬تر شود، شرکت برای باز پرداخت بدهی¬های کوتاه مدت، دارایی کافی در اختیار دارد.
لنارد و دیگران (۲۰۰۱)، نیز در تحقیق خود نشان دادند که نسبت جاری برای توضیح ارزیابی تداوم فعالیت، متغیر مهمی است.
اسپاتیس (۲۰۰۳) معتقد است کاهش نقدینگی می تواند احتمال دریافت اظهارنظر مشروط را افزایش دهد.
پاسیروس و دیگران (۲۰۰۶) بیان کردند که مطالعات تجربی انجام شده در انگلیس نشان می دهد که احتمال دریافت اظهارنظر مشروط در شرکت-های با نقدینگی کم در مقایسه با شرکت¬های با نقدینگی زیاد بیشتر است.
همچنین، لایتنن و لایتنن (۱۹۹۸) گز

ارش کردند که بین روند نقدینگی شرکت¬های فنلاندی دارای گزارش مشروط و گزارش مقبول، تقاوت زیادی وجود ندارد.
موچلر (۱۹۸۶)، منون و شوارتز (۱۹۸۷) و لنارد و دیگران (۲۰۰۱) معتقدند نسبت جاری می تواند معیار مناسبی برای نقدینگی شرکت باشد و نشان دادند که بین این نسبت و اظهارنظر مشروط حسابرسی رابطه¬ی مثبت معناداری وجود دارد.
فیرر (۲۰۰۴) بیان کرد که نسبت جاری معیار نقدینگی کوتاه مدت است و کاهش نسبت جاری نشان دهنده¬ی ناتوانی شرکت در تسویه تعهدات کوتاه مدت خود است.

۳-۰۲ نسبت بدهی به دارایی
منرو و ته (۱۹۹۳) معتقدند که نسبت بدهی به دارایی منعکس کننده¬ی اهرم شرکت و نشان دهنده¬ی توانایی آن در باز پرداخت بدهیهای بلند مدت است.
نتایج تحقیق موچلر (۱۹۸۴) نشان داد نسبت بدهی به دارایی یک عامل مهم، در بررسی تداوم فعالیت شرکت توسط حسابرسان است. لویتان و کنابلت (۱۹۸۵) نیز از نتایج تحقیق مزبور حمایت کردند.
گاجانیس و دیگران (۲۰۰۵)، بل و تیبور (۱۹۹۱) و کریشنان و کریشنان (۱۹۹۶) معتقدند، شرکت¬هایی که در باز پرداخت به موقع بدهیهای خود ناتوان هستند و میزان بدهی آنها زیاد است، به احتمال زیاد اظهارنظر مشروط حسابرسی دریافت می کنند. زیرا، حسابرسان درباره¬ی تداوم فعالیت آن مطمئن نیستند.
مک کیون و دیگران (۱۹۹۱) و رینالد و فرانسیس (۲۰۰۱) نیز در تحقیق-های خود نشان دادند که نسبت بدهی به دارایی متغیر مهمی است. دوپوچ و دیگران (۱۹۸۷) نیز به چنین نتیجه¬یی رسیدند. در حالی¬که نتایج تحقیق فیرر (۲۰۰۴) نشان داد که توانایی متغیر باز پرداخت بدهیهای بلند مدت در مقایسه با نسبت جاری و زیان سال جاری از توانایی کمتری برخوردار است.
اسپاتیس و دیگران (۲۰۰۳) معتقدند ارتباط معنا¬داری بین نسبت بدهی به دارایی و اظهارنظر مشروط حسابرس وجود ندارد.
اسپاتیس و دیگران (۲۰۰۲) بیان کردند، عواملی که گزارش مشروط حسابرسی را توضیح می دهند، متفاوت از عواملی هستند که در تعیین تحریف صورتهای مالی مفید هستند. همچنین، نسبت بدهی به دارایی در شناسایی تحریف صورتهای مالی متغیر مهمی است.
چن و چورچ (۱۹۹۲) نیز در تحقیق خود به این نتیجه رسیدند که در تصمیم¬های مربوط به اظهارنظر حسابرسی میزان بدهی متغیر مهمی است و قدرت توضیح تصمیم¬های حسابرسان را دارد.
۴-۰۲ نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی

دوپوچ و دیگران (۱۹۸۷)، استایس (۱۹۹۱)، مونرو و ته (۱۹۹۳) از نسبت حسابهای دریافتنی به جمع دارایی استفاده نمودند. همچنین، بل وتیبر (۱۹۹۱) از نسبت حسابهای دریافتنی به موجودی کالا برای بررسی حسابهای دریافتنی استفاده کردند.
مطالعات تجربی فراوانی (هام و دیگران ، ۱۹۸۵؛ کروتزفلت و والاس ، ۱۹۸۶و ویلینگهام و رایت ، ۱۹۸۵) ریسک پذیر بودن حسابهای دریافتنی و موجودی کالا را مورد بررسی قرار داده است.

سیمونیک ۱۹۸۰ نیز ضمن ارائه¬ی شواهدی مبنی بر ریسک پذیر بودن این دو حساب بیان کرد که احتمال رخداد خطا در صورتهای مالی به میزان این دو حساب از مجموع داراییهای شرکت مرتبط است.

بل و تیبور (۱۹۹۱)، اسپانیس و دیگران (۲۰۰۳) معتقدند که ارتباط معناداری بین حسابهای دریافتنی و اظهار نظر مشروط وجود دارد و حسابهای دریافتنی قدرت توضیح بند شرطهای گزارش مشروط را دارد. در حالی¬که، دوپوچ دیگران (۱۹۸۷) و منرو و ته (۱۹۹۳) بیان کردند که این ارتباط معنادار نیست.

 

۵-۰۲ نوع موسسه¬ی حسابرسی
شواهد تئوریک و عملی زیادی وجود دارد که نشان می دهد موسسات حسابرسی بزرگ، حسابرسی¬هایی با کیفیت بالاتر ارایه می دهند (بال ورز و دیگران ، ۱۹۸۸؛ بیتای، ۱۹۸۹؛ دی فاند ،۲۰۰۰).
منر و ته (۱۹۹۳) معتقدند که توانایی حسابرس در شناسایی و تصمیم به گزارش ابهام¬های با اهمیت و مشکلات تداوم فعالیت شرکت¬ها به عنوان شاخصی برای کیفیت حسابرسی در نظر گرفته می شود. در بسیاری از موارد، کیفیت حسابرسی با استفاده از اندازه¬ی موسسات حسابرسی اندازه¬گیری می شود.
دی آنجلو (۱۹۸۱) بیان کرد که بیشتر تحقیق¬های انجام گرفته در زمینه¬ی کیفیت حسابرسی نشان می دهند که هم از نظر کاربران صورتهای مالی و هم از نظر شرکتهایی که حسابرس را انتخاب می کنند، کیفیت حسابرسی موسسات بزرگ و کوچک با هم تفاوت دارد.
موسسات حسابرسی بزرگ، اولاً شهرت زیادی دارند که باید در ارایه اظهارنظر حسابرسی حفظ شود. دوماً، برای کشف اشتباهات و تقلب¬ها به میزان بیشتری در کارکنان و منابع مورد نیاز برای این کار سرمایه گذاری کرده¬اند. بنابراین، در مقایسه با موسسات حسابرسی کوچک¬تر، به احتمال زیادی اظهارنظر تعدیل شده ارایه می دهند (موچلر، ۱۹۸۶).
گال (۱۹۹۱) و باریز (۲۰۰۵) به این نتیجه رسیدند که موسسات حسابرسی بزرگ¬تر در مقایسه با موسسات کوچک¬تر، توانایی بیشتری برای ایستادگی در برابر فشارهای مدیریت را دارند.
اسپاتیس (۲۰۰۳) در بررسی تعدیل گزارش حسابرسی برای شرکت¬های کوچک نشان داد احتمال اینکه یک شرکت گزارش حسابرسی تعدیل شده دریافت کند زمانی افزایش می یابد که موسسه حسابرسی بزرگ¬تری حسابرسی شرکت را بر عهده داشته باشد.
کراسول و دیگران (۲۰۰۲) معتقدند که موسسات حسابرسی کوچک، به احتمال زیاد گزارش خود را تعدیل می کنند. زیرا، ظرفیت موسسات بزرگ را برای کشف اشتباهات و تقلب¬ها ندارند و تعدیل کردن، یک استراتژی محافظه کارانه برای جبران این کمبود ظرفیت است. ام ¬بی و دیوید¬سون (۱۹۹۸)، هودیب و کوک (۲۰۰۵)، به این نتیجه رسیدند که موسسات حسابرسی با اندازه¬ی مختلف، هنگام تصمیم¬گیری در شرایط تضاد (بامدیریت)، اختلاف معناداری با یکدیگر ندارند. در حالی¬که، فاروجیا و بالدینو (۲۰۰۵) ارتباط معناداری بین نوع بندهای شرط و نوع موسسه¬ی حسابرسی یافتند.
۶-۰۲ گزارش حسابرسی سال قبل

ایرلند (۲۰۰۳) معتقد است در بیشتر مطالعات، گزارش حسابرسی سال قبل به عنوان متغیر مهمی شناخته شده است. احتمال دریافت گزارش تعدیل شده حسابرسی در شرکتهایی افزایش می یابد که در سال قبل نیز گزارش تعدیل شده دریافت کرده 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 بکارگیری متغیر توضیحی گزارش حسابرسی سال قبل می 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:
فرضیه¬ی اول: اندازه¬ی شرکت مورد رسیدگی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است.
فرضیه¬ی دوم: نسبت بدهی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است.
فرضیه¬ی سوم: نسبت جاری بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است.
فرضیه¬ی چهارم: نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است.
فرضیه¬ی پنجم: بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط حسابرسی رابطه وجود دارد.
فرضیه¬ی ششم: بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد.
۰۴ جامعه¬ی آماری، نمونه و حجم نمونه
جامعه¬ی آماری مورد مطالعه در این پژوهش شامل کلیه¬ی شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بین سالهای ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ است. همچنین، در تعیین جامعه¬ی آماری مورد نظر تعدیل¬هایی به شرح زیر انجام شده است:

الف- کلیه¬ی شرکت¬های مالی و سرمایه گذاری به دلیل این¬که ماهیت عملیاتشان از سایر شرکت¬ها متفاوت است، از جامعه¬ی آماری پژوهش حذف شده اند.

ب- شرکت¬هایی که در طی سال¬های مورد نظر گزارش حسابرسی مردود یا عدم اظهارنظر دریافت کرده بودند، از جامعه¬ی آماری 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 تعیین شرکت¬های قابل نمونه گیری، بر اساس جامعه¬ی آماری مزبور، یک نمونه¬ی مقدماتی تعیین شد. سپس، اطلاعات مورد نیاز برای تعیین نمونه در مدلی به شرح صفحه بعد قرار داده شد:

با توجه به رابطه¬ی مزبور تعداد شرکت¬های موجود در نمونه، بر اساس نمونه¬ی مقدماتی،۴۰ شرکت است. اما، چون با افزایش اندازه¬ی نمونه، اشتباه نمونه گیری کمتر شود، تعداد شرکت¬های نمونه به ۴۸ شرکت افزایش یافت.
۰۵ چگونگی آزمون فرضیه¬ها
برای آزمون فرضیه¬های تحقیق از روشهای آماری به شرح زیر استفاده شده است:
۱- رگرسیون لجستیک

۲- آزمون کای دو
۱-۰۵ رگرسیون لجستیک
در برخی از موارد متغیر وابسته دو جمله¬یی است. برای تخمین مدل¬های دارای این¬گونه متغیرهای وابسته، عموماً از سه روش مدل احتمال خطی، مدل لاجیت، مدل پروبیت استفاده می شود. با توجه به داده¬های تحقیق حاضر، امکان دست یابی به نتایج واقعی¬تر، جلوگیری از تورش نتایج، ارایه¬ی نتایج احتمالی، دسترسی به برنامه¬های کامپیوتری و تحقیقات مشابه (بل وتیبر، ۱۹۹۱ ؛ کلینمن و آناندرجان، ۱۹۹۹؛ مونرو و ته، ۱۹۹۳ ؛ لیتنان و لیتنان، ۱۹۹۸ ؛ اسپاتیس و دیگران، ۲۰۰۲ و ۲۰۰۳؛ ایرلند، ۲۰۰۴؛ فیرر، ۲۰۰۴) از مدل لوجیت برای تجزیه و تحلیل و تعیین چگونگی اثر گذاری متغیرهای کمی اندازه¬ی شرکت، نسبت جاری، نسبت بدهی به دارایی و نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی استفاده شده است. مدل ابتدایی رگرسیون لجستیک مورد استفاده در این تحقیق به شرح زیراست:
Log ( ) = + ( Ln Asset ) + ( CR ) + ( D/A ) + ( R/A )
که در آن :
P=1 ، اگر شرکت مورد نظر در سال جاری گزارش حسابرسی مشروط دریافت کرده باشد.
۱-P=0، اگر شرکت مورد نظر در سال جاری گزارش حسابرسی مقبول دریافت کرده باشد.
Ln asset : متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت که بر اساس لگاریتم طبیعی مجموع دارایی¬های شرکت محاسبه شده است.
CR: متغیر مستقل نسبت جاری است که از تقسیم میانگین دارایی¬های جاری بر میانگین بدهی¬های جاری به دست می آید.
D/A: متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی است که از تقسیم میانگین بدهی¬ها بر میانگین داراییها به دست می آید.
R/A: متغیر مستقل نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی است که از تقسیم میانگین حسابهای دریافتنی بر میانگین داراییها به دست می آید.
۲-۰۵آزمون کای دو
همچنین، در تحقیق حاضر دو متغیر مستقل نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش حسابرسی سال قبل به صورت کیفی اندازه گیری شده اند. بنابراین، برای تعیین رابطه¬ی بین متغیرهای مورد نظر و گزارش مشروط حسابرسی از آزمون استقلال کای دو یا جدول توافقی استفاده شده است. در واقع، هدف از این آزمون بررسی وجود استقلال بین دو متغیر غیرکمی است.
۱-۰۶ تخمین مدل با استفاده از داده¬های سال ۱۳۸۱
برای تخمین، مدل رگرسیون لجستیک براساس روش رو به عقب مورد استفاده قرار گرفته است. بدین منظور هر چهار متغیر مستقل وارد مدل شده اند. پس از تجزیه و تحلیل داد¬ها بر مبنای شاخص¬های آماری برای تعیین اثر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته معنا دار¬ ترین متغیرها حفظ شده اند. بررسی روابط علت و معلولی بین متغیرهای مستقل و وابسته منجر به ارایه¬ی 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¬های آماری محاسبه شده، آزمون داده¬ها در مرحله¬ی دوم¬ منجر به ارائه¬ی مدل (۲) شد :
Log ( ) = – 2531/0- 4701/2( CR ) +6980/1 ( D/A ) + 6971/7 ( R/A ) مدل (۲)

همان¬طور که مشاهده می کنید، با بررسی بیشتر، متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت از مد ل تحقیق حذف شد. حال درستی این فرضیه¬ آزمون می شود، تا مشخص شود که آیا واقعاً اندازه¬ی شرکت بر گزارش مشروط حسابرسی 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-ی والد انجام شد. نتایج آزمون فرضیه مزبور در جدول شماره¬ی (۱) ارائه شده است. به دلیل این¬که ۸۶۲۱ /۰ P-VALUE = است، می توان گفت در سطح اطمینان ۹۵ درصد، اندازه¬ی شرکت بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.

این نتیجه را می توان با استفاده از مقایسه¬ی میانگین دو گروه نیز بررسی کرد. برهمین اساس، صحت و سقم آن¬ در سطح خطای معینی تعیین می شود. برای بررسی آزمون میانگین دو جامعه لازم است ابتدا واریانس دو جامعه مورد بررسی قرار گیرد. به عبارت دیگر، آزمون واریانس¬ها مقدم بر آزمون میانگین¬هاست. بنابراین، برای آزمون برابری یا نا¬برابری واریانس، فرضیه زیر تدوین شد:

: واریانس لگاریتم طبیعی مجموع داراییها برای دو حالت صفر و یک برابر است.
: واریانس لگاریتم طبیعی مجموع داراییها برای دو حالت صفر و یک برابر نیست.

نتایج آزمون فرضیه مزبور که در جدول شماره¬ی (۲) ارائه شده است، نشان می دهد که ۵۷۱/0P-VALUE = و ۳۲۵/۰= F است. به دلیل این¬که P-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، بنابراین، در سطح معناداری ۹۵%، فرضیه¬ی پذیرفته می شود. به این معنی که تفاوت بین واریانس متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست. برای تکمیل این بررسی، فرضیه آزمون برابری میانگین به شرح صفحه بعد تدوین شد:

: میانگین لگاریتم طبیعی مجموع داراییها برای دو حالت صفر و یک برابر است.
: میانگین لگاریتم طبیعی مجموع داراییها برای دو حالت صفر و یک برابر نیست.
نتایج بدست آمده در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۵۹۳/۰ P-VALUE = و ۵۳۸/۰-t = است. یعنی در سطح معناداری ۹۵%، فرضیه¬ی پذیرفته می شود. به این معنی که در سطح خطای ۵% تفاوت بین میانگین متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست. بنابراین، نتایج این آزمون نیز نشان می دهد که متغیر مورد بررسی بر گزارش مشروط موثر نیست.

نظر به این¬که مدل¬های (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 که مشاهده می شود، متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی و اندازه¬ی شرکت به دلیل معنادار نشدن وارد مدل نهایی نخواهند شد.
آزمون فرضیه دوم بر اساس نتایج مدل (۲) و استفاده از آماره¬ی والد انجام شد. نتایج آزمون فرضیه مزبور در جدول شماره¬ی (۱) ارائه شده است.
به دلیل این¬که ۵۴۶۷/۰ P-VALUE = است، می توان گفت در سطح معناداری ۹۵ % نسبت بدهی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست. بر همین اساس، برای آزمون برابری یا نا برابری واریانس فرضیه زیر تدوین شد:
: واریانس نسبت بدهی به دارایی برای دو حالت صفر و یک برابر است.
: واریانس نسبت بدهی به دارایی برای دو حالت صفر و یک برابر نیست.
نتایج آزمون فرضیه مزبور در جدول مزبور ارائه شده است. نتایج بدست آمده در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۷۰۶/۲F = و ۱۰۷/0P-VALUE = است. به دلیل این¬کهP-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، بنابراین، در سطح معناداری ۹۵%، فرضیه¬ی پذیرفته می شود. به این معنی که در سطح معناداری مزبور تفاوت بین واریانس متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست. برهمین اساس، فرض آزمون برابری میانگین زیر تدوین شد:
: میانگین نسبت بدهی به دارایی برای دو حالت صفر و یک برابر است.
: میانگین نسبت بدهی به دارایی برای دو حالت صفر و یک برابر نیست.

نتایج بدست آمده در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۵۲۰/۱-t = و ۱۴۲/۰ P-VALUE = است. بنابراین، در سطح معناداری ۹۵% ، فرضیه¬ی پذیرفته می شود. به این معنی که، تفاوت بین میانگین متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست. بنابراین، نتایج این آزمون نیز نشان می دهد که متغیر مورد بررسی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.

با توجه به مدل (۳) می توان گفت، متغیرهای مستقلی که در مدل نهایی تحقیق ارایه شدند، شامل نسبت جاری و نسبت حسابهای دریافتنی هستند. بر همین اساس، می توان گفت که از متغیرهای مورد بررسی، تنها متغیرهای مزبور بر گزارش مشروط حسابرسی موثر هستند.

اطلاعات آزمون و آماره¬های مدل نهایی تحقیق برای بررسی فرضیه¬های ۳ و ۴ درجدول شماره¬ی (۱) ارائه شده است.
جدول مزبور نشان می دهدکه درسطح اطمینان ۹۵ درصد متغیرهای نسبت جاری و نسبت حسابهای دریافتنی معنادار هستند. زیرا P-VALUE محاسبه شده برای متغیرهای مورد نظر به ترتیب معادل ۰۱۷۵/۰ و ۰۱۳۰/۰ است.

همچنین، برای تعیین معناداری مدل برآورد شده، از آزمون ضرایب مدل بر اساس آزمون کای دو استفاده شد. در جدول شماره¬ی (۳) نتایج آزمون گام به گام معناداری کلی مدل، بر اساس هر مدل برآوردی ارائه شده است.

جدول مزبور نشان می دهد که مدل برآورد شده در مرحله¬ی سوم، از سایر مدل¬های برآورد شده مناسب¬تر است. درواقع، دلیل حذف دو متغیر مستقل این است که حذف آنها منجر به کاهش کای دو می شود.
۲-۰۶ تخمین مدل با استفاده از داده¬های سال ۱۳۸۲

بررسی روابط علی و معلولی بین متغیرهای مستقل و وابسته در سال ۱۳۸۲ منجر به ارایه¬ی 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 تاثیر متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته، آزمون داده¬ها در مرحله¬ی 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 که مشاهده می شود با بررسی بیشتر، متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت از مد ل تحقیق حذف شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه¬ی اول برای سال ۱۳۸۲ و بر اساس مدل (۴) در جدول شماره¬ی (۱) ارائه شده است. به دلیل این¬که ۶۸۵۵/۰ P-VALUE = است، می توان گفت در سطح اطمینان ۹۵%، اندازه¬ی شرکت بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنین، نتایج آزمون برابری یا نا¬برابری واریانس و برابری میانگین برای داده¬های فرضیه¬ی اول در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۴۳۴/0P-VALUE = و ۶۲۳/۰= F است. به دلیل این¬که P-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، می توان گفت در سطح اطمینان ۹۵%، تفاوت بین واریانس متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست.
همچنین، نتایج بدست آمده در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۳۳۸/۰ P-VALUE = و ۹۷۱/۰-t = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵ درصد، می توان گفت که تفاوت بین میانگین متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست. بنابراین، نتایج این آزمون نیز نشان می دهد که متغیر مورد بررسی بر گزارش مشروط موثر نیست.
به دلیل این¬که مدل¬های (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 که مدل مزبور نشان می دهد، متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی نیز مانند اندازه¬ی شرکت وارد مدل نهایی نخواهد شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه¬ی دوم برای سال ۱۳۸۲ و بر اساس نتایج مدل (۶) در جدول شماره¬ی (۱) نشان می دهد ¬که ۱۴۴۷/۰ P-VALUE = بنابراین، می توان گفت در سطح اطمینان ۹۵ %، نسبت بدهی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنین، نتایج آزمون برابری یا نا¬برابری واریانس و برابری میانگین برای داده¬های فرضیه¬ی دوم در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۰۲۳/0F = و ۸۸/0P-VALUE = است. به دلیل این¬که P-VALUE بزرگ¬تر از ۵% است، بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت که تفاوت بین واریانس متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست.

همچنین، نتایج بدست آمده در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۳۱۵/۱-t = و ۱۲۶/۰ P-VALUE = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت که تفاوت بین میانگین متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست. بنابراین، نتایج این آزمون نیز نشان می دهد که متغیر مورد بررسی بر گزارش مشروط موثر نیست.
با توجه به مدل (۶) می توان گفت که متغیرهای مستقلی که در مدل نهایی تحقیق ارایه می شوند، شامل نسبت جاری و نسبت حسابهای دریافتنی هستند. بر همین اساس، می توان گفت که از متغیرهای مورد بررسی، تنها متغیرهای مزبور بر گزارش مشروط حسابرسی موثر هستند.

اطلاعات آزمون و آماره¬های مدل نهایی تحقیق برای بررسی فرضیه¬های ۳ و ۴ درجدول شماره¬ی (۱) نشان می دهد که درسطح اطمینان ۹۵ درصد متغیرهای نسبت جاری و نسبت حسابهای دریافتنی معنادار هستند. زیرا، P-VALUE محاسبه شده برای متغیرهای مورد نظر به ترتیب معادل ۰۳۳۱/۰ و ۰۳۹۱/۰ است.

نتایج آزمون گام به گام معناداری کلی مدل، برای هر مدل برآورد شده سال ۱۳۸۲ در جدول شماره¬ی (۳) نشان می دهد که مدل برآورد شده در مرحله¬ی سوم، از سایر مدل¬های برآورد شده مناسب¬تر است. زیرا، مدل نهایی تحقیق دارای کمترین کای دو است.
۳-۰۶ تخمین مدل با استفاده از داده¬های سال ۱۳۸۳
بررسی روابط علت و معلولی بین متغیرهای مستقل و وابسته در سال ۱۳۸۳ منجر به ارایه¬ی 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¬های آماری محاسبه شده، آزمون داده¬ها در مرحله¬ی دوم¬ منجر به ارائه¬ی مدل (۸) شد :
Log ( ) = – 2245/7 – 5453/0 ( CR ) +0794/2 ( D/A ) + 6294/10 ( R/A ) مدل (۸)
همان¬طور که مشاهده می شود با بررسی بیشتر، متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت از مد ل تحقیق حذف شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه¬ی اول در سال ۱۳۸۳ و بر اساس مدل (۷) در جدول شماره¬ی (۱) ارائه شده است. به دلیل این¬که ۴۴۹۴/۰ P-VALUE = است، می توان گفت در سطح اصمینان ۹۵ %، اندازه¬ی شرکت بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنین، نتایج آزمون برابری یا نا¬برابری واریانس و برابری میانگین برای داده¬های فرضیه¬ی اول در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۵۱۳/0P-VALUE = و ۴۳۶/۰= F است. به دلیل این¬کهP-VALUE بزرگ¬تر از ۵ درصد است، بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵ درصد، می توان گفت که تفاوت بین واریانس متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست.
همچنین، نتایج بدست آمده در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۶۱۸/۰ P-VALUE = و ۵۰۳/۰-t = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت که تفاوت بین میانگین متغیر مستقل اندازه¬ی شرکت برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست. بنابراین، نتایج این آزمون نیز نشان می دهد که متغیر مورد بررسی بر گزارش مشروط موثر نیست.
به دلیل این¬که مدل¬های (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 که مدل مزبور نشان می دهد، متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی نیز مانند اندازه¬ی شرکت وارد مدل نهایی نخواهد شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه¬ی دوم برای سال ۱۳۸۳ و بر اساس مدل (۹) در جدول شماره¬ی (۱) ارائه شده است. به دلیل این¬که ۱۵۸۲/0P-VALUE = است، در سطح اطمینان ۹۵ %، می توان گفت که نسبت بدهی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست.
همچنین، نتایج آزمون برابری یا نا¬برابری واریانس و برابری میانگین برای داده¬های فرضیه¬ی اول در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۶۴۱/0F = و ۴۲۸/0P-VALUE = است. به دلیل این¬کهP-VALUE بزرگ¬تر از ۵ درصد است، بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵ درصد، می توان گفت که تفاوت بین واریانس متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست.
همچنین، نتایج بدست آمده در جدول شماره¬ی (۲) نشان می دهد که ۴۴۸/۱-t = و ۱۲۰/0P-VALUE = است. بنابراین، در سطح اطمینان ۹۵%، می توان گفت که تفاوت بین میانگین متغیر مستقل نسبت بدهی به دارایی برای حالت¬های صفر و یک معنادار نیست.
با توجه به مدل (۹) می توان گفت که متغیرهای مستقلی که در مدل نهایی تحقیق وارد شدند، شامل نسبت جاری و نسبت حسابهای دریافتنی هستند.
اطلاعات آزمون و آماره¬های مدل نهایی تحقیق برای بررسی فرضیه¬های ۳ و ۴ درجدول شماره¬ی (۱) نشان می دهدکه درسطح اطمینان ۹۵%، متغیرهای نسبت جاری و نسبت حسابهای دریافتنی معنادار هستند. زیرا، P-VALUE محاسبه شده برای متغیرهای مورد نظر به ترتیب معادل ۰۱۴۶/۰ و ۰۲۲۵/۰ است.
نتایج آزمون گام به گام معناداری کلی مدل، بر اساس هر مدل برآورد شده در جدول شماره¬ی (۳) نشان می دهد که مدل برآورد شده در مرحله¬ی سوم، از سایر مدل¬های برآورد شده مناسب¬تر است. زیرا، مدل نهایی تحقیق دارای کمترین کای دو است.
۱-۰۷ آزمون ارتباط بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط
با توجه به مباحث مطرح شده فرضیه¬ به شرح صفحه بعد تدوین شده است:
: بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط حسابرسی رابطه وجود ندارد.
: بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط حسابرسی رابطه وجود دارد.
بر اساس جدول توافقی، آزمون فرضیه به تفکیک سال¬های ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ در جدول شماره¬ی (۴) ارایه شده است.
نشان می دهد که در سطح اطمینان ۹۵% فرضیه¬ی رد می شود. زیرا، در سال¬های مورد بررسی P-Value کوچک¬تر از ۵% است. به این معنی که بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط حسابرسی رابطه وجود دارد. در بخش قبل مشاهده شد که بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط حسابرسی رابطه وجود دارد. در این قسمت میزان همبستگی و نوع ارتباط مورد بررسی قرار می گیرد. نتایج حاصل از آزمون همبستگی بین دو متغیر به تفکیک سال¬های ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ در جدول شماره¬ی (۵) نشان می دهد که میزان همبستگی بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط برای سال¬های مورد بررسی به ترتیب ۴۴۲/۰- ، ۴۹۵/۰- و ۳۹۸/۰- است. همچنین، به دلیل این¬که برای سال¬های مورد بررسی P-Value کوچک¬تر از ۵% است، می توان گفت که میزان همبستگی در سطح ۹۵% معنادار است. همچنین، چون ضریب دارای علامت منفی است، رابطه¬ی بین متغیرهای مزبور معکوس است.
۲-۰۷ آزمون ارتباط بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط
با توجه به مباحث مطرح شده فرضیه¬ی آماری زیر تدوین شده است:
: بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود ندارد.
: بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد.
بر اساس جدول توافقی، آزمون فرضیه به تفکیک سال¬های ۱۳۸۱-۱۳۸۳ در جدول شماره¬ی (۴) نشان می دهد که در سطح معناداری ۹۵% فرضیه¬ی رد می شود. زیرا، P-Value کوچکتر از ۵% است. به این معنی که بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد. در بخش قبل مشاهده شد که بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط رابطه وجود دارد. در این قسمت میزان همبستگی و نوع ارتباط مورد بررسی قرار می گیرد. نتایج حاصل از آزمون همبستگی بین دو متغیر به تفکیک سال¬های ۱۳۸۱، ۱۳۸۲ و ۱۳۸۳ در جدول شماره¬ی (۵) نشان می دهد که میزان همبستگی بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط برای سال¬های مورد بررسی به ترتیب ۹۱۷/۰، ۵۴۵/۰ و ۵۵۱/۰ است. به دلیل این¬که P-Value کوچک¬تر از ۵% است، می توان گفت که میزان همبستگی در سطح اطمینان ۹۵% معنادار است. به دلیل این¬که ضریب دارای علامت مثبت است، رابطه¬ی بین متغیرهای مزبور مستقیم است. همچین، با توجه به این¬که میزان همبستگی بالاست، می توان نتیجه گرفت که ارتباط بسیار قوی بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط وجود دارد.
۰۸ بررسی یافته¬های تحقیق
۱-۰۸ نتایج فرضیه¬ی اول
شواهد بدست آمده از آزمون این فرضیه، بیانگر این موضوع است که اندازه¬ی شرکت بر گزارش مشروط حسابرسی موثر نیست. یافته¬های مربوط به این فرضیه با تحقیقات موچلر (۱۹۸۶)، ایرلند (۲۰۰۴)، رینالدوفرانسیس (۲۰۰۱) و باریز (۲۰۰۵) مطابقت دارد. همچنین، با نتایج بدست آمده در تحقیقات هودیب و کوک (۲۰۰۵)، اسپاتیس و دیگران (۲۰۰۳)، بل وتیبور (۱۹۹۱)، مونرو و ته (۱۹۹۳) و دوپوچ و دیگران (۱۹۸۷) مطابقت ندارد.

۲-۰۸ نتایج فرضیه¬ی دوم
شواهد حاصل از آزمون این فرضیه، بیانگر این موضوع است که نسبت بدهی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی تاثیر ندارد. یافته¬های مربوط به این فرضیه با تحقیقات لویتان و کونابلت (۱۹۸۵)، موچلر (۱۹۵۸)، مونرو و ته (۱۹۹۳)، اسپانیس و دیگران (۲۰۰۳) و فیرر (۲۰۰۴) مطابقت دارد. همچنین، با نتایج بدست آمده در تحقیقات دوپوچ و دیگران (۱۹۸۷)، بل و تیبر (۱۹۹۱) و مک کیون و دیگران (۱۹۹۱) مطابقت ندارد.
۳-۰۸ نتایج فرضیه¬ی سوم
شواهد حاصل از آزمون این فرضیه، بیانگر این موضوع است که نسبت جاری بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است. یافته¬های حاصل از آزمون این فرضیه با تحقیقات موچلر (۱۹۸۶)، منون و شوارتز (۱۹۸۷)، لنارد و دیگران (۲۰۰۱)، بل وتیبور (۱۹۹۱)، اسپاتیس و دیگران (۲۰۰۳)، ایرلند (۲۰۰۴)، فیرر (۲۰۰۴) و گاجانیس و دیگران (۲۰۰۵) مطابقت دارد. همچنین، با نتایج بدست آمده در تحقیقات موچلر (۱۹۸۵) و لیتنان و لیتنان (۱۹۹۸) مطابقت ندارد.
۴-۰۸ نتایج فرضیه¬ی چهارم
شواهد حاصل از آزمون این فرضیه، بیانگر این موضوع است که نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه با تحقیقات انجام شده توسط سیمونیک (۱۹۸۰)، بل وتیبور (۱۹۹۱)، اسپاتیس و دیگران (۲۰۰۳) و استایس (۱۹۹۱) مطابقت دارد. همچنین، یافته¬های حاصل از آزمون این فرضیه با نتایج بدست آمده در تحقیقات دوپوچ و دیگران (۱۹۸۷) و مونرو و ته (۱۹۹۳) مطابقت ندارد.
۵-۰۸ نتایج فرضیه¬ی پنجم
یافته¬های حاصل از آزمون این فرضیه، بیانگر این موضوع است که بین نوع موسسه¬ی حسابرسی و گزارش مشروط حسابرسی ارتباط معناداری وجود دارد. نتایج حاصل از آزمون این فرضیه با نتایج تحقیقات ایرلند (۲۰۰۴) و فاروجیا و بالدینو (۲۰۰۵) مطابقت دارد. همچنین، یافته¬های حاصل از آزمون این فرضیه با نتایج بدست آمده در تحقیقات مونرو و ته (۱۹۹۳)، گاجانیس ودیگران (۲۰۰۵) مطابقت ندارد.
۶-۰۸ نتایج فرضیه¬ی ششم
نتایج حاصل از آزمون این فرضیه، بیانگر آن است که بین گزارش حسابرسی سال قبل و گزارش مشروط حسابرسی رابطه¬ی مثبت بسیار قوی وجود دارد. با تایید این فرضیه می توان نتیجه گرفت که یکی از عوامل اصلی انجام حسابرسی در ایران، الزام قانونی است. چون در بسیاری از موارد با مطالعه¬ی گزارش¬های حسابرسی می توان گفت، بیشتر شرکت¬ها به گزارش حسابرسی توجه چندانی ندارند و بیشتر بندهای گزارش¬های مشروط حسابرسی در طول چندین سال تکرار می شود.
یافته¬های حاصل از آزمون این فرضیه با نتایج بدست آمده در تحقیقات مونرو و ته (۱۹۹۳)، رینالد و فرانسیس (۲۰۰۱)، سیترون و تافلر(۲۰۰۵) و ایرلند (۲۰۰۴) مطابقت دارد. همچنین، با نتایج حاصل از تحقیق موچلر (۱۹۸۵) مطابقت ندارد.
۰۹ پیشنهادهایی برای کاربران نتایج تحقیق
قبل از ارائه¬ی پیشنهادها، لازم است این نکته تذکر داده می شود که استفاده کنندگان از نتایج تحقیق باید محدودیت¬های حاکم بر تحقیق را که در قسمت بعدی ارائه می شود، در نظر بگیرند.
الف- بر اساس نتایج تحقیق، مشاهده شد که نسبت جاری بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است. بنابراین، لازم است که بنگاه¬های اقتصادی اقدام¬هایی را برای حفظ این نسبت در سطح معقول انجام دهند. همچنین، به مدیران توصیه می شود که کنترل¬های ویژه¬یی روی اقلام تشکیل دهنده¬ی این نسبت داشته باشند. زیرا، به دلیل ماهیت سیال اقلام تشکیل دهنده¬ی آن، نسبت مزبور در معرض تقلب و اشتباه قرار می گیرد.
ب- بر اساس نتایج تحقیق، مشاهده شد که نسبت حسابهای دریافتنی به دارایی بر گزارش مشروط حسابرسی موثر است. در واقع، تاثیر نسبت مزبور بر گزارش مشروط حسابرسی نشات گرفته از دو موضوع است. اول این¬که، در بسیاری از موارد حسابهای دریافتنی سنواتی در صورتهای مالی وجود دارد. دوم، تعیین ذخیره مطالبات مشکوک الوصول مستلزم کاربرد قضاوت توسط حسابرس است. بنابراین، به مدیران پیشنهاد می شود که ضمن تدوین سیاست اعتباری منطقی، برای وصول حسابهای دریافتنی برنامه¬ی منظمی طراحی کنند و در برآورد ذخیره مطالبات مشکوک الوصول دقت لازم را اعمال کنند.
پ- کمیته¬ی فنی سازمان حسابرسی با انتشار استاندارد شماره¬ی ۳۰ (برنامه ریزی حسابرسی) رهنمودهایی در زمینه¬ی برنامه ریزی حسابرسی صورتهای مالی ارائه کرده است. استفاده از نتایج چنین تحقیقاتی در مرحله¬ی برنامه ریزی موجب شناسایی تنگناهای موجود در صورتهای مالی می شود و می تواند به حسابرس در برنامه ریزی دقیق¬تر کمک کند. همچنین، در مرحله¬ی نهایی انجام حسابرسی می توان با بکارگیری مدل برآورد شده، از نتایج بدست آمده اطمینان بیشتری حاصل کرد. لذا، نتایج این تحقیق ممکن است به کمیته¬ی¬ فنی سازمان حسابرسی در تجدید نظر یا وضع استاندارهای حسابرسی کمک کند.
ت- نتایج حاصل از این تحقیق نشان داد که کیفیت انجام حسابرسی در موسسات مختلف متفاوت است. بنابراین، به کمیته¬ی حسابرسی یا هیئت مدیره¬ی شرکت¬ها پیشنهاد می شود که در انتخاب موسسه¬ی حسابرسی دقت لازم را به عمل آورند.
ث- به شرکت¬هایی که از خدمات حسابرسان مستقل استفاده نمی کنند، پیشنهاد می شود که با استفاده از چنین مدل¬هایی وضعیت صورتهای مالی خود را مورد بررسی و ارزیابی قرار دهند.
۰۱۰ پیشنهادهایی برا تحقیقات آینده
در فرآیند تحقیق عوامل موثر دیگری شناسایی شد که امکان بررسی آنها وجود نداشت. به محققان پیشنهاد می شود که این عوامل را مورد بررسی قرار دهند. برخی از این عوامل عبارتند از :
۱- تاثیر عواملی مانند مدیریت، دعاوی حقوقی، دوره¬ی گردش موجودی کالا و نسبت کارایی را نیز می توان بر گزارش مشروط حسابرسی مورد بررسی قرار داد.
۲- در این تحقیق برای آزمون فرضیه¬ها از روش رگرسیون لوجستیک استفاده شد. روش¬های دیگری که در این زمینه وجود دارد شامل روش پروبیت، شبکه عصبی و تجزیه و تحلیل چند عامله است، که در مقایسه با روش مورد استفاده ممکن است نتایج دقیق¬تری ارائه کنند. بنابراین، پیشنهاد می شود که در تحقیقات مشابه تاثیر متغیرهای مالی و غیرمالی برگزارش مشروط حسابرسی با استفاده از روشهای مزبور مورد بررسی قرار گیرد.
۳- تحقیق را می توان برای دوره¬ی زمانی بیشتری تکرار کرد تا نتایج دقیق¬تری حاصل شود.
۴- در تحقیقات دیگری به بررسی و مقایسه¬ی تاثیرمتغیرهای مالی و غیر مالی بر گزارش مشروط حسابرسی، در صنایع مختلف پرداخته شود.
۵- تاثیر متغیرهای مالی و غیرمالی بر بند شرط¬های موجود در گزارش حسابرسی
۰۱۱ محدودیت¬های تحقیق
هر تحقیقی داری یک سری محدودیت هایی است که باعث می شود نتایج آن با احتیاط بیان شود. محقق نیز باید محدودیت های تحقیق را به طور شفاف و دقیق بیان کند. بیان دقیق محدودیت ها منجر به استفاده ی هرچه بهتر از نتایج تحقیق و تلاش برای رفع آن توسط دیگر محققان می شود.
مهم¬ترین محدودیت این تحقیق، ویژگی خاص پژوهش‌های نیمه تجربی است که در حوزه¬ی علوم اجتماعی متداول است. به بیان دیگر، تأثیر متغیرهای دیگری که کنترل آنها خارج از دسترس پژوهشگر است و امکان تأثیرگذاری آن¬ها بر نتایج پژوهش دور از ذهن نیست. اگر چه در این پژوهش تلاش شد با انتخاب کاملاً تصادفی نمونه‌ از اثر این گونه متغیرها کاسته شود، اما مانند پژوهش‌های حوزه¬ی علوم تجربی، شرایط آزمایشگاهی در اختیار پژوهشگر حسابداری قرار ندارد. در نتیجه، یافته‌های پژوهش باید با در نظر گرفتن این شرایط مورد استفاده قرار گیرد.
دومین محدودیت تحقیق مربوط به گردآوری داده¬های تحقیق است. همان-طور که گفته شد، در این تحقیق برای گردآوری داده¬ها از منابعی مانند نرم افزارهای اطلاعاتی استفاده شد. در فرآیند گردآوری داده-ها ممکن است داده¬های مربوط به برخی از شرکت¬های انتخاب شده به عنوان نمونه¬ی تصادفی، در بانک¬های اطلاعاتی موجود نباشد.
تحقیق حاضر با تمرکز بیشتر بر مبالغ ریالی متغیرها انجام شده است. در بسیاری از موارد ممکن است که گزارش مشروط در نتیجه¬ی وجود مسائلی مانند عدم صداقت کارکنان که بر عملیات آینده شرکت هم اثر می گذارد، صادر شود. همچنین، برخی از عوامل تاثیرگذار بر گزارش حسابرسی، مانند قضاوت حسابرس قابل اندازه¬گیری نیستند.
یکی دیگر از محدودیت های این تحقیق عدم دسترسی به کاربرگ¬های حسابرسی است. زیرا، تعیین کیفیت واقعی انجام حسابرسی با مطالعه¬ و بررسی کاربرگ¬های حسابرسی میسر می شود.
جدول شماره¬ی (۱): نتایج کمی حاصل از برآورد مدل لاجستیک
سطح معناداری S.E(B) EXP(B) B آماره¬ی 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 حسابهای 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 حسابهای 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 حسابهای دریافتی
۰۳۵۳/۰ ۳۵۳۱/۴ ۱۶۲۵/۹- ۴۳۰۴/۴ ضریب ثابت

جدول شماره¬ی (۲): آزمون برابری میانگین و واریانس و برای اندازه¬ی شرکت و نسبت بدهی
آزمون t برای برابری متغیرها آزمون برابری واریانس (آزمون F) آزمون

فرضیه سال
سطح معنا‌داری درجه¬ی آزادی آماره¬ی t سطح معنا‌داری آماره F
۵۹۵/۰ ۴۵ ۵۳۵/۰- ۵۷۱/۰ ۳۲۵/۰ برابری واریانس
۱۳۸۱

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

جدول شماره¬ی (۳): نتایج آزمون برازش مدل¬های برآورد شده