دانلود مقاله عوامل موثر بر گزارش مشروط حسابرسی

بخشی از مقاله

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 1381، 1382 و 1383 اطلاعات 144 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.
01 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.
02 پیشینه¬ی تحقیق

تحقیق¬های تجربی در مورد اطلاعات مرتبط با گزارش حسابرسی و تاثیر متغیرهای مختلف بر آن از سال 1980 در آمریکا شروع شده است.
کیدا (1980) 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 (1982) 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 (1985) 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 (1985) 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 (1988) 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 (1991) 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 (1993) به این نتیجه رسید که متغیرهای مالی و بازار قدرت پیش بینی اظهارنظر مشروط را دارند.
لایتنن و لایتنن (1998)، 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 (1999) معتقدند، شرکتهایی که سود کمتری گزارش کرده، اظهارنظر مشروط دریافت کردند.
لینوکس (1999)، در تحقیق خود به این نتیجه رسید که گزارشهای حسابرسی در پیش بینی ورشکستگی شرکت¬ها مؤثر است.
کاسترلا و دیگران (2000)، در تحقیق خود نشان دادند که حسابرسان در سطح بالایی قادر به پیش بینی ورشکستگی شرکت¬ها نیستند.
نتایج تحقیق اسپاتیس (2003) 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 (2003) به این نتیجه رسیدند که اقلام صورتهای مالی توانایی پیش¬ بینی اظهارنظر مشروط را دارند. ایرلند (2003)، 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 (2006) 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.

1-02 اندازه¬ي شركت
افرادي مانند دوپوچ و ديگران (1987)، منرو و ته (1993)، بوچمن وكولين (1998)، ايرلند (2003)، اسپاتيس و ديگران (2003)، پاسيروس و ديگران (2006)، از جمع داراييهاي شرکت به عنوان معیاری برای محاسبه¬ي اندازه¬ي شركت استفاده کردند.
در تحقيق افرادي مانند بل و تيبور (1991)، دي چو و ديگران (1995)، كلينمن و آناندرجان (1999) و رينالد و فرانسيس (2001) از مبلغ فروش براي اندازه گيري اندازه¬ي شركت استفاده شده است.

لایتنن و لایتنن (1998) از فروش خالص، جمع داراییها و تعداد کارکنان به عنوان معیاری برای محاسبه¬ اندازه¬ی شرکت استفاده کردند. همچنين، در تحقيق گاجانيس و ديگران (2005)، از جمع داراييها، تعداد كاركنان شركت، حق الزحمه¬ی حسابرس و پاداش هيئت مديره براي تعيين اندازه¬ي شركت استفاده شده است.

پالمرز (1986) 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 (1991) و بيتي (1999) 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 (2005) 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 (2002)، نيز نشان دادند كه ارتباط معناداري بين اندازه¬ي واحد مورد رسيدگي و اظهار نظر مشروط حسابرسي وجود دارد.
لاسال و ديگران (1996) در تحقيق خود به این نتیجه رسیدند كه شركت-هاي بزرگ به احتمال زياد گزارش عدم اظهار نظر دريافت مي كنند.
موچلر (1986) و باريز (2005) نيز وجود ارتباط معنادار بين اندازه¬ی واحد مورد رسيدگي و اظهارنظر حسابرس را تاييد كردند. اما، هوديب و كوك (2005)، اسپاتين و ديگران (2003) بيان كردند كه بين اندازه و اظهارنظر حسابرس ارتباط معناداري وجود ندارد.
2-02 نسبت جاري
به اعتقاد بل و تيبور(1991) 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 (2001)، نیز در تحقیق خود نشان دادند که نسبت جاری برای توضیح ارزیابی تداوم فعالیت، متغیر مهمی است.
اسپاتيس (2003) معتقد است كاهش نقدينگي مي تواند احتمال دريافت اظهارنظر مشروط را افزايش دهد.
پاسيروس و ديگران (2006) 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 (1998) گز

ارش كردند كه بين روند نقدينگي شركت¬هاي فنلاندي داراي گزارش مشروط و گزارش مقبول، تقاوت زيادي وجود ندارد.
موچلر (1986)، منون و شوارتز (1987) و لنارد و ديگران (2001) 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 (2004) 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.

3-02 نسبت بدهي به دارایی
منرو و ته (1993) 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 (1984) نشان داد نسبت بدهي به دارايي يك عامل مهم، در بررسي تداوم فعالیت شركت توسط حسابرسان است. لويتان و كنابلت (1985) نيز از نتايج تحقيق مزبور حمايت كردند.
گاجانيس و ديگران (2005)، بل و تيبور (1991) و كريشنان و كريشنان (1996) 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 (1991) و رينالد و فرانسيس (2001) نيز در تحقيق-هاي خود نشان دادند كه نسبت بدهي به دارايي متغير مهمي است. دوپوچ و ديگران (1987) نيز به چنين نتيجه¬یي رسيدند. در حالي¬كه نتایج تحقیق فيرر (2004) 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 (2003) معتقدند ارتباط معنا¬داري بين نسبت بدهي به دارايي و اظهارنظر مشروط حسابرس وجود ندارد.
اسپاتيس و ديگران (2002) 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 (1992) 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.
4-02 نسبت حسابهاي دريافتني به دارايي

دوپوچ و ديگران (1987)، استایس (1991)، مونرو و ته (1993) از نسبت حسابهاي دريافتني به جمع دارايي استفاده نمودند. همچنين، بل وتيبر (1991) از نسبت حسابهاي دريافتني به موجودي كالا براي بررسي حسابهاي دريافتني استفاده کردند.
مطالعات تجربي فراواني (هام و ديگران ، 1985؛ كروتزفلت و والاس ، 1986و ويلينگهام و رايت ، 1985) ريسك پذير بودن حسابهاي دريافتني و موجودي كالا را مورد بررسی قرار داده است.

سيمونيك 1980 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 (1991)، اسپانيس و ديگران (2003) 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 (1987) و منرو و ته (1993) بيان كردند كه اين ارتباط معنادار نيست.

5-02 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 ، 1988؛ بيتاي، 1989؛ دي فاند ،2000).
منر و ته (1993) 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 (1981) 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، 1986).
گال (1991) و باريز (2005) 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 (2003) 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 (2002) 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 (1998)، هوديب و كوك (2005)، 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 (2005) ارتباط معناداري بين نوع بندهاي شرط و نوع موسسه¬ی حسابرسي يافتند.
6-02 گزارش حسابرسي سال قبل

ايرلند (2003) 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 ، 2000).

منرو و ته (1993) و موچلر (1985) 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 (2001) 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، 2000).

03 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.
04 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 1381، 1382 و 1383 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 1380 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،40 شركت است. اما، چون با افزايش اندازه¬ي نمونه، اشتباه نمونه گيري كمتر شود، تعداد شركت¬هاي نمونه به 48 شركت افزايش يافت.
05 چگونگی آزمون فرضیه¬ها
برای آزمون فرضيه¬های تحقيق از روشهای آماری به شرح زیر استفاده شده است:
1- رگرسيون لجستيك

2- آزمون كاي دو
1-05 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، 1991 ؛ کلینمن و آناندرجان، 1999؛ مونرو و ته، 1993 ؛ ليتنان و ليتنان، 1998 ؛ اسپاتيس و ديگران، 2002 و 2003؛ ايرلند، 2004؛ فيرر، 2004) 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.
1-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.
2-05آزمون 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.
1-06 تخمين مدل با استفاده از داده¬هاي سال 1381
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 (1) شد.
Log ( ) = -1/0071 + 0/1597 ( Ln Assett ) -4376/2 ( CR ) +6271/1 ( D/A ) +6262/7 ( R/A ) مدل (1)
با توجه به شاخص¬هاي آماري محاسبه شده، آزمون داده¬ها در مرحله¬ي دوم¬ منجر به ارائه¬ي مدل (2) شد :
Log ( ) = - 2531/0- 4701/2( CR ) +6980/1 ( D/A ) + 6971/7 ( R/A ) مدل (2)

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 (1) و استفاده از آماره-ي والد انجام شد. نتايج آزمون فرضيه مزبور در جدول شماره¬ي (1) ارائه شده است. به دليل اين¬كه 8621 /0 P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح اطمینان 95 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 (2) ارائه شده است، نشان مي دهد كه 571/0P-VALUE = و 325/0= F است. به دليل اين¬كه P-VALUE بزرگ¬تر از 5% است، بنابراين، در سطح معناداري 95%، 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 (2) نشان مي دهد كه 593/0 P-VALUE = و 538/0-t = است. يعني در سطح معناداري 95%، فرضيه¬ي پذيرفته مي شود. به اين معني كه در سطح خطاي 5% 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 (1) و (2) شامل برخی از متغیرهای غیر معنادار هستند، این متغیرها از مدل حذف شده و مدل (3) بر مبنای روش رو به عقب، برای سال 1381 به صورت زیر ارایه شد :
Log ( ) = 4461/1 – 1206/3 ( CR ) + 6216/8 ( R/A ) مدل (3)
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 (2) و استفاده از آماره¬ي والد انجام شد. نتايج آزمون فرضيه مزبور در جدول شماره¬ي (1) ارائه شده است.
به دليل اين¬كه 5467/0 P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح معناداري 95 % 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 (2) نشان مي دهد كه 706/2F = و 107/0P-VALUE = است. به دليل اين¬كهP-VALUE بزرگ¬تر از 5% است، بنابراين، در سطح معناداري 95%، 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 (2) نشان مي دهد كه 520/1-t = و 142/0 P-VALUE = است. بنابراين، در سطح معناداري 95% ، 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 (3) 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 3 و 4 درجدول شماره¬ي (1) ارائه شده است.
جدول مزبور نشان می دهدکه درسطح اطمينان 95 درصد متغیرهای نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني معنادار هستند. زيرا P-VALUE محاسبه شده براي متغيرهاي مورد نظر به ترتيب معادل 0175/0 و 0130/0 است.

همچنين، براي تعیین معناداری مدل برآورد شده، از آزمون ضرایب مدل بر اساس آزمون کای دو استفاده شد. در جدول شماره¬ي (3) 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.
2-06 تخمين مدل با استفاده از داده¬هاي سال 1382

بررسي روابط علي و معلولي بين متغيرهاي مستقل و وابسته در سال 1382 منجر به ارايه¬ي مدل (4) شد :
Log ( ) = 4 -/7896 + 0/3544 ( Ln Assett ) - 1281/0 ( CR ) + 027/5 ( D/A ) +6262/7 ( R/A ) مدل (4)
با توجه به تاثير متغيرهاي مستقل بر متغير وابسته، آزمون داده¬ها در مرحله¬ي دوم منجر به ارایه¬ی مدل (5) شد:
Log ( ) = - 6481/4- 3934/0 ( CR ) +7012/4 ( D/A ) - 7255/1 ( R/A ) مدل (5)
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 1382 و بر اساس مدل (4) در جدول شماره¬ي (1) ارائه شده است. به دليل اين¬كه 6855/0 P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح اطمینان 95%، 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 (2) نشان مي دهد كه 434/0P-VALUE = و 623/0= F است. به دليل اين¬كه P-VALUE بزرگ¬تر از 5% است، می توان گفت در سطح اطمینان 95%، تفاوت بين واريانس متغير مستقل اندازه¬ي شركت براي حالت¬هاي صفر و يك معنادار نيست.
همچنین، نتايج بدست آمده در جدول شماره¬ي (2) نشان مي دهد كه 338/0 P-VALUE = و 971/0-t = است. بنابراین، در سطح اطمینان 95 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 (4) و (5) شامل برخی از متغیرهای غیر معنادار هستند، این متغیرها از مدل حذف شده و مدل (6) بر مبنای روش رو به عقب، برای سال 1382 به صورت زیر ارایه شد :
Log ( ) = 8305/2- + 9601/4 ( CR ) – 8590/1( R/A ) مدل (6)
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 1382 و بر اساس نتایج مدل (6) در جدول شماره¬ي (1) نشان می دهد ¬كه 1447/0 P-VALUE = بنابراین، مي توان گفت در سطح اطمینان 95 %، 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 (2) نشان مي دهد كه 023/0F = و 88/0P-VALUE = است. به دليل اين¬كه P-VALUE بزرگ¬تر از 5% است، بنابراين، در سطح اطمینان 95%، 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 (2) نشان مي دهد كه 315/1-t = و 126/0 P-VALUE = است. بنابراین، در سطح اطمینان 95%، 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 (6) 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 3 و 4 درجدول شماره¬ي (1) نشان می دهد که درسطح اطمينان 95 درصد متغیرهای نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني معنادار هستند. زيرا، P-VALUE محاسبه شده براي متغيرهاي مورد نظر به ترتيب معادل 0331/0 و 0391/0 است.

نتایج آزمون گام به گام معناداري كلي مدل، برای هر مدل برآورد شده سال 1382 در جدول شماره¬ي (3) 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.
3-06 تخمين مدل با استفاده از داده¬هاي سال 1383
بررسي روابط علت و معلولي بين متغيرهاي مستقل و وابسته در سال 1383 منجر به ارايه¬ي مدل (7-4) شد :
Log ( ) = 7-/5733 - 0/6578 ( Ln Assett (+ 4598/2 ( CR ) + 8106/11 ( D/A ) - 3505/1 ( R/A ) مدل (7)
با توجه به شاخص¬هاي آماري محاسبه شده، آزمون داده¬ها در مرحله¬ي دوم¬ منجر به ارائه¬ي مدل (8) شد :
Log ( ) = - 2245/7 - 5453/0 ( CR ) +0794/2 ( D/A ) + 6294/10 ( R/A ) مدل (8)
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 1383 و بر اساس مدل (7) در جدول شماره¬ي (1) ارائه شده است. به دليل اين¬كه 4494/0 P-VALUE = است، مي توان گفت در سطح اصمینان 95 %، 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 (2) نشان مي دهد كه 513/0P-VALUE = و 436/0= F است. به دليل اين¬كهP-VALUE بزرگ¬تر از 5 درصد است، بنابراين، در سطح اطمینان 95 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 (2) نشان مي دهد كه 618/0 P-VALUE = و 503/0-t = است. بنابراین، در سطح اطمینان 95%، 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 (7) و (8) شامل برخی از متغیرهای غیر معنادار هستند، این متغیرها از مدل حذف شده و مدل (9) بر مبنای روش رو به عقب، برای سال 1383 به صورت زیر ارایه شد :
Log ( ) = 1626/9- + 9652/1 ( CR ) + 6328/9( R/A ) مدل (9)
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 1383 و بر اساس مدل (9) در جدول شماره¬ي (1) ارائه شده است. به دليل اين¬كه 1582/0P-VALUE = است، در سطح اطمینان 95 %، 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 (2) نشان مي دهد كه 641/0F = و 428/0P-VALUE = است. به دليل اين¬كهP-VALUE بزرگ¬تر از 5 درصد است، بنابراين، در سطح اطمینان 95 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 (2) نشان مي دهد كه 448/1-t = و 120/0P-VALUE = است. بنابراین، در سطح اطمینان 95%، 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 (9) 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 3 و 4 درجدول شماره¬ي (1) نشان می دهدکه درسطح اطمينان 95%، متغیرهای نسبت جاري و نسبت حسابهاي دريافتني معنادار هستند. زيرا، P-VALUE محاسبه شده براي متغيرهاي مورد نظر به ترتيب معادل 0146/0 و 0225/0 است.
نتایج آزمون گام به گام معناداري كلي مدل، بر اساس هر مدل برآورد شده در جدول شماره¬ي (3) 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.
1-07 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 1381، 1382 و 1383 در جدول شماره¬ي (4) ارايه شده است.
نشان مي دهد كه در سطح اطمینان 95% فرضيه¬ي رد مي شود. زيرا، در سال¬هاي مورد بررسي P-Value كوچك¬تر از 5% 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 1381، 1382 و 1383 در جدول شماره¬ي (5) نشان مي دهد كه ميزان همبستگي بين نوع موسسه¬ي حسابرسي و گزارش مشروط براي سال¬هاي مورد بررسي به ترتيب 442/0- ، 495/0- و 398/0- است. همچنين، به دليل اين¬كه براي سال¬هاي مورد بررسي P-Value كوچك¬تر از 5% است، مي توان گفت كه ميزان همبستگي در سطح 95% معنادار است. همچنين، چون ضريب داراي علامت منفي است، رابطه¬ي بين متغيرهاي مزبور معكوس است.
2-07 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 1381-1383 در جدول شماره¬ي (4) نشان مي دهد كه در سطح معناداري 95% فرضيه¬ي رد مي شود. زيرا، P-Value كوچكتر از 5% 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 1381، 1382 و 1383 در جدول شماره¬ي (5) نشان مي دهد كه ميزان همبستگي بين گزارش حسابرسي سال قبل و گزارش مشروط براي سال¬هاي مورد بررسي به ترتيب 917/0، 545/0 و 551/0 است. به دليل اين¬كه P-Value كوچك¬تر از 5% است، مي توان گفت كه ميزان همبستگي در سطح اطمينان 95% 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.
08 بررسی یافته¬های تحقیق
1-08 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 (1986)، ايرلند (2004)، رينالدوفرانسيس (2001) و باريز (2005) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج بدست آمده در تحقيقات هوديب و كوك (2005)، اسپاتيس و ديگران (2003)، بل وتيبور (1991)، مونرو و ته (1993) و دوپوچ و ديگران (1987) مطابقت ندارد.

2-08 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 (1985)، موچلر (1958)، مونرو و ته (1993)، اسپانيس و ديگران (2003) و فيرر (2004) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج بدست آمده در تحقيقات دوپوچ و ديگران (1987)، بل و تيبر (1991) و مك كيون و ديگران (1991) مطابقت ندارد.
3-08 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 (1986)، منون و شوارتز (1987)، لنارد و ديگران (2001)، بل وتيبور (1991)، اسپاتيس و ديگران (2003)، ايرلند (2004)، فيرر (2004) و گاجانيس و ديگران (2005) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج بدست آمده در تحقيقات موچلر (1985) و ليتنان و ليتنان (1998) مطابقت ندارد.
4-08 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 (1980)، بل وتيبور (1991)، اسپاتيس و ديگران (2003) و استايس (1991) مطابقت دارد. همچنين، يافته¬هاي حاصل از آزمون اين فرضيه با نتايج بدست آمده در تحقيقات دوپوچ و ديگران (1987) و مونرو و ته (1993) مطابقت ندارد.
5-08 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 (2004) و فاروجيا و بالدينو (2005) مطابقت دارد. همچنين، يافته¬هاي حاصل از آزمون اين فرضيه با نتايج بدست آمده در تحقيقات مونرو و ته (1993)، گاجانيس وديگران (2005) مطابقت ندارد.
6-08 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 (1993)، رينالد و فرانسيس (2001)، سيترون و تافلر(2005) و ايرلند (2004) مطابقت دارد. همچنين، با نتايج حاصل از تحقيق موچلر (1985) مطابقت ندارد.
09 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 30 (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.
010 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 :
1- 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.
2- 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.
3- تحقيق را مي توان براي دوره¬ي زماني بيشتري تكرار كرد تا نتايج دقيق¬تري حاصل شود.
4- در تحقيقات ديگري به بررسي و مقايسه¬ي تاثيرمتغيرهاي مالي و غير مالي بر گزارش مشروط حسابرسي، در صنايع مختلف پرداخته شود.
5- تاثير متغيرهاي مالي و غيرمالي بر بند شرط¬هاي موجود در گزارش حسابرسي
011 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 (1): نتایج کمی حاصل از برآورد مدل لاجستیک
سطح معناداری S.E(B) EXP(B) B آماره¬ي والد آماره
متغیر سال
8621/0 9196/0 1731/1 1597/0 0302/0 اندازه¬ی شرکت

1381

5467/0 8171/2 4628/5 6980/1 3633/0 نسبت بدهی
0175/0 3133/1 0441/0 1206/3- 5/6457 نسبت جاری
0130/0 4697/3 2897/5550 6216/6 1742/6 نسبت حسابهاي دریافتنی
0309/0 4874/1 4461/1 9452/0 ضریب ثابت
6855/0 8750/0 4253/1 3544/0 01640/0 اندازه¬ی شرکت

1382
1447/0 3423/2 0838/110 7012/4 0284/4 نسبت بدهی
0331/0 3281/2 6125/142 9601/4 5393/4 نسبت جاری
0391/0 4559/2 1558/0 8590/1- 5730/0 نسبت حسابهاي دریافتنی
0066/0 5430/1 8305/2- 3650/3 ضریب ثابت
4494/0 8697/0 5180/0 6578/0- 5721/0 اندازه¬ی شرکت

1383
1582/0 4736/1 9997/7 0794/2 9913/1 نسبت بدهی
0146/0 4475/1 1361/7 9652/1 8431/1 نسبت جاری
0225/0 2229/4 860/15256 6328/9 2034/5 نسبت حسابهاي دریافتی
0353/0 3531/4 1625/9- 4304/4 ضریب ثابت

جدول شماره¬ي (2): 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
1381

593/0 824/42 538/0- - - نابرابري واريانس
330/0 42 985/0- 434/0 623/0 برابري واريانس
1382
338/0 891/35 971/0- - - نابرابري واريانس
623/0 38 496/0- 513/0 436/0 برابري واريانس
1383
618/0 844/36 503/0- - - نابرابري واريانس
128/0 45 552/1- 107/0 706/2 برابري واريانس
1381
142/0 714/22 520/1- - - نابرابري واريانس
126/0 42 311/1- 88/0 023/0 برابري واريانس
1382
126/0 854/41 315/1- - - نابرابري واريانس
118/0 38 476/1- 428/0 641/0 برابري واريانس 1383
120/0 441/34 448/1- - - نابرابري واريانس

جدول شماره¬ي (3): نتایج آزمون برازش مدل¬هاي برآورد شده