عوامل مؤثر بر هزینه سرمایه با تأكید بر كیفیت حسابرسی در شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران

فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی سال چهارم شماره 15 پاییز 1395 صفحات 135-158 عوامل مؤثر بر هزینه سرمایه با تأكید بر كیفیت حسابرسی در شركتهای 1 پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران مهدی صالحی Salehimahdi_ir@yahoo.com دانشيار گروه حسابداري دانشگاه فردوسي مشهد الله بیرامی laleh.beyrami@yahoo.com کارشناس ارشد دانشگاه آزاد اسالمي واحد بينالملل کيش البرز رحمان هشیار Rahman.hoshyar86@gmail.com کارشناس ارشد دانشگاه آزاد اسالمي واحد تهران جنوب شيراز وحید بیرامی v.beyrami@yahoo.com کارشناس ارشد دانشگاه آزاد اسالمي واحد هيدج البرز هزینه سرمایه حداقل نرخ بازدهی است كه شركت باید بهمنظور جلب رضایت سرمایهگذاران خود به آن دست یابد. هدف تحقیق حاضر بررسی تأثیر كیفیت حسابرسی با استفاده از سه معیار اندازه حسابرس تخصص حسابرس در صنعت و دوره تصدی حسابرس بر كاهش هزینه سرمایه میباشد. جامعه آماری تحقیق شامل شركتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بوده كه 69 شركت بهعنوان نمونه طی سالهای 1381 تا 1389 انتخاب و برای تجزیهوتحلیل اطالعات از مدلهای رگرسیونی چندگانه استفاده شده است. نتایج تحقیق بیانگر آن است كه اندازه حسابرس و تخصص حسابرس در صنعت باعث كاهش هزینه سرمایه نمیشود اما با افزایش دوره تصدی حسابرس هزینه سرمایه شركت نیز كاهش مییابد. واژههای كلیدی: هزینه سرمایه کيفيت حسابرسي اندازه حسابرس تخصص حسابرس در صنعت دوره تصدي حسابرس اندازه شرکت. طبقهبندی.M42 :JEL * تاریخ دریافت: 1394/9/30 تاریخ پذیرش: 1395/4/18

136 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 1. مقدمه امروزه شفافيت و کيفيت اطالعات مالي که پایه سایر استفادهکنندگان ميباشد تصميمگيري اقتصادي سرمایهگذاران بستانکاران و بسيار مهم و حياتي است )علوي طبري و همکاران 1388(. هزینه سرمایه یکي از مهمترین و کليديترین ابزارها در بسياري از تصميمگيريهاي مالي و مدیریتي استتت هزینه ستترمایه از عوامل متعددي متر ر ميشتتود. اهرم مالي )حزازي و جاللي 1386( ستتودآوري نوع فعاليت شتترکت )حزازي و جاللي 1386( نقدینگي ميزان افشتتا کيفيت حستتتابرستتتي لي و همکاران )2003( و اندازه شتتترکت )پناهيان و عربزاده 1387( از مهمترین این عوامل ميباشند. بهکارگيري هزینه سرمایه در ت صميمات سرمایهگذاري ا ستفاده از آن بهعنوان مبنایي براي ایزاد ستاتتار بهينه سترمایه استتفاده از آن در اجارههاي سترمایهاي و بهکارگيري در اندازهگيري شتاتصهاي عملکرد و اصتوا استتفاده از آن در تنزیل جریانهاي نقدي آتي براي تعيين ارزش همه از مواردي هستند که ميتواند در توصيف اهميت هزینه سرمایه بيان شود. شتتترکتهایي که هزینه ستتترمایه کمتري دارند راحتتر ميتوانند نرخ بازده درتواستتتتي ستتترمایهگذاران را فراهم ستتتازند. مبهز هزینه ستتترمایه هم براي شتتترکتها و هم براي افراد ستترمایهگذار قابل توجه ميباشتتد. هزینه ستترمایه نرخ تنزیلي استتت که کليه جریانهاي نقدي شرکت با آن تنزیل ميشود. هرچه این نرخ پایينتر باشد ارزش شرکت بااتر ميرود و موجب ميشود که سرمایهگذاران در آن شرکت سرمایهگذاري بيشتري داشته باشند که به موجب آن قيمت ستتهام شتترکت و روت ستتهامداران بااتر ميرود. بنابراین وضتتوا اهميت مبهز هزینه سرمایه در مباحز علمي روشن است. در این تهقيق به بررسي تر ير ویژگيهاي کيفيت حسابرسي مرتبط با حسابرس و مرتبط با صاحبکار بر هزینه سرمایه شرکت صاحبکار پرداتته ميشود. همچنين تر ير اندازه شرکت را بر رابطه بين کيفيت حسابرسي و هزینه سرمایه بررسي ميکنيم. جهت سنزش کيفيت حسابرسي بر دو ویژگي مرتبط با حسابرس شامل اندازه حسابرس و تخصص حسابرس در صنعت و یک ویژگي مرتبط با صاحبکار شامل دوره تداوم حسابرسي تمرکز ميکنيم و از هزینه حقوق صاحبان سهام بهعنوان نماینده ارزشهاي بازار این ویژگيهاي کيفي استفاده ميکنيم.

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 137 2. مروری بر تحقیقات گذشته 1-2. مروری بر تحقیقات خارجی کریستين کانگ توماس و کين یو )2007( به بررسي تر ير پاداش مازاد حسابرس بر هزینه سرمایه در سطح کشورهاي جهان براي دوره 1995 تا 2003 در 14 کشور پرداتتند. آنها ارتباط ميان حقالزحمه مازاد حسابرس و نرخ بازده مورد نياز ضمني بر هزینه سرمایه در بازارهاي جهاني را مورد بررسي قرار دادند. نتایج تهقيق آنها بيانگر این است که کشورهایي که در حفظ سرمایهگذاريهایشان قويتر عمل کردهاند نقش برجستهتري در تهيه صورتهاي مالي حسابرسي شده براي تصميمگيري سرمایهگذاران تود داشتهاند. از اینرو از هزینه سرمایه پایينتري نسبت به سایر کشورهایي که عملکرد ضعيفتري در این زمينه داشتهاند برتوردارند. در تهقيقي که توسط لي استوک تایلور و وونگ )2009( انزام شده است ارتباط ميان کيفيت حسابرسي ویژگيهاي حسابداري و هزینه سرمایه ميان 1067 شرکت براي دوره 1999 تا 2004 در بازار سهام استراليا مورد بررسي قرار گرفته است. آنها استدال ميکنند که کيفيت حسابرسي بهطور مستقيم و غير مستقيم بر هزینه سرمایه تر يرگذار است. نتایج بررسي آنها بيانگر این موضوع است که ا رات مستقيم کيفيت حسابرسي بر هزینه سرمایه با تر يرات شهرت حسابرس که منعکسکننده نقش بيمهاي و اطمينان بخشي است در ارتباط است. همچنين به این نتيزه رسيدهاند که کيفيت بااتر حسابرسي کاهش مستقيم هزینه سرمایه را در پي دارد. جکا کارجاانين )2010( در تهقيقي به بررسي ارتباط ميان کيفيت حسابرسي و هزینه بدهي سرمایه در شرکتهاي پذیرفتهشده در بازار سهام فنالند براي سالهاي 1999 تا 2006 پرداتتهاند. یا از بيش از نتایج تهقيق آنها نشان ميدهد که شرکتهایي که از 4 شرکت حسابرسي بزرگ 1 یک حسابرس استفاده کردهاند هزینه سرمایه پایينتري را نسبت به سایر شرکتهاي نمونه دارند. همچنين نتایج نشان ميدهد شرکتهایي که گزارش حسابرسيشان را تغيير دادهاند و این تغيير با کاهش کيفيت اقالم تعهدي همراه بوده است هزینه بدهي سرمایه بااتري را نشان ميدهند. شنگ ته چوآ و چيا هسيانگ چانگ )2010( در تهقيق تود با عنوان "چگونه دیدگاه حسابرس متخصص صنعت ميتواند هزینه سرمایه را کاهش بدهد" به بررسي نقش تخصص 1. Big4

138 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 حسابرس در صنعت بر هزینه سرمایه در بازار سهام تایوان براي سالهاي 2004 تا 2009 پرداتتند. آنها اهميت تخصص حسابرس در صنعت را زماني که مکانيزمهاي نظارتي جایگزین وجود دارد مورد بررسي قرار دادند. نتایج تهقيق آنها نشان ميدهد که استفاده از یک حسابرس متخصص صنعت زماني که مکانيزمهاي نظارتي جایگزین همچون هيئت مدیره یا سرمایهگذاران نهادي وجود دارد تر ير نسبتا ضعيفي بر هزینه سرمایه دارد. 2-2. مروری بر تحقیقات داخل نصيرپور )1379( در پایاننامه تود با عنوان "بررسي تر ير اندازه شرکت بر هزینه سرمایه در شرکتهاي بورس اوراق بهادار تهران براي دوره 1378 الي 1378" با استفاده از دو روش آمار توصيفي و استنباطي تر ير اندازه شرکت را بر هزینه سرمایه در شرکتهاي بورس مورد بررسي قرار داد. یافتههاي تهقيق نشان ميدهد که هيچ رابطه معناداري بين اندازه شرکت و هزینه سرمایه آن در شرکتهاي بورس اوراق بهادار تهران وجود ندارد. رحيمي و کردستاني )1389( در تهقيقي با عنوان "بررسي رابطه بين کيفيت حسابرسي با هزینه سرمایه سهام عادي و مدیریت سود به بررسي ا ر کيفيت حسابرسي بر هزینه سرمایه و مدیریت سود" به بررسي اطالعات صورتهاي مالي و قيمتهاي سهام 101 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران طي دوره زماني 1378 تا 1386 پرداتتند. تهقيق آنها از شاته تهقيقات شبهتزربي و نوع پسرویدادي )با استفاده از اطالعات گذشته( است که بر اساس اطالعات واقعي بازار سهام و صورتهاي مالي شرکتهاي پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران انزام شده است. یافتههاي حاصل از آزمون فرضيهها رابطه بين کيفيت حسابرسي با هزینه سرمایه سهام عادي و مدیریت سود را تریيد نميکند. 3. فرضیههای تحقیق فرضيههاي این تهقيق که در جهت یافتن پاسخي منطقي براي پرسش تهقيق تدوین شدهاند به شرا زیر است: - - بين هزینه سرمایه و اندازه حسابرس رابطه منفي و معناداري وجود دارد. بين هزینه سرمایه و تخصص حسابرس در صنعت رابطه منفي و معناداري وجود دارد.

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 139 - - - - بين 4. روش تحقیق هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس رابطه منفي و معناداري وجود دارد. ارتباط بين اندازه حسابرس و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير ميپذیرد. ارتباط بين دوره تصدي حسابرس و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير ميپذیرد. ارتباط بين تخصص حسابرس در صنعت و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير ميپذیرد. از آنزایي که این پژوهش در پي یافتن رابطه معناداري بين دو گروه اطالعات در یک جامعه یعني کيفيت حسابرسي با هزینه سرمایه در جامعه شرکتهاي پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است در زمره پژوهشهاي همبستگي قرار دارد. از طرفي دیگر پژوهش حاضر از نوع پسرویدادي است یعني بر مبناي تززیهوتهليل اطالعات گذشته )صورتهاي مالي شرکتها( انزام ميگيرد و با توجه به اینکه ميتواند مورد استفاده طيف وسيعي از استفادهکنندگان اطالعات مالي قرار گيرد از نوع کاربردي است. 5. مدل و متغیرهای تحقیق متغير وابسته در این تهقيق هزینه سهام عادي ميباشد. هزینه سهام عادي هزینه وجوه ترمينشده از مهل فروش سهام است. هزینه سهام عادي موجود )یا سود انباشته( معموا نرخ بازدهي است که سرمایهگذاران از سهام عادي یک شرکت مطالبه ميکنند. در این تهقيق جهت اندازهگيري هزینه سهام عادي از مدل رشد گوردون استفاده شده است. روش اندازهگيري با استفاده از این مدل به شرا زیر است: k s = DPS + g P 0 g = ROE(1 d) ) 1( در مدل فوق: d = DPS EPS :EPS برابر است با سود هر سهم که از تقسيم سود تالص به تعداد سهام عادي به دست ميآید. :DPS برابر است با سود نقدي هر سهم که از تقسيم سود نقدي به تعداد سهام عادي بهدست ميآید.

140 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 :ROE برابر است با بازده سهام عادي که از تقسيم سود تالص به متوسط حقوق صاحبان سهام بهدست ميآید. P: o برابر است با ارزش بازار سهام عادي در ابتداي دوره متغير مستقل در تهقيق حاضر کيفيت حسابرسي اندازهگيري ميشود. است که با معيارهایي بهشرا زیر اندازه حسابرس: در این تهقيق حسابرسان )مؤسسههاي حسابرسي( به دو گروه با اندازه بزرگ و اندازه کوچک تقسيمبندي شدهاند. به این صورت که سازمان حسابرسي بهدليل کارکنان زیاد و قدمت بيشتر بهعنوان حسابرس با اندازه بزرگ و سایر مؤسسات حسابرسي در زمره حسابرس کوچک )مؤسسات حسابرسي کوچک( قرار ميگيرد. دوره تصدي)تداوم( حسابرس: منظور از دوره تصدي تعداد دورههاي مالي است که حسابرس بهصورت متوالي بهعنوان حسابرس صاحبکار انتخاب شود. تداوم حسابرسي از سال I مهاسبه ميشود. بنابراین سال I بهعنوان سال پایه تلقي ميشود که اندازه دوره تصدي در این سال براي تمام شرکتها برابر با یک ميباشد. اگر حسابرس در سال بعد تغيير نکند این شمارش به 2 افزایش ميیابد و در سال سوم به 3 و همچنين براي سالهاي بعد. اما اگر حسابرس تغيير کند این شمارش به یک )فرناندو عبدالمزيد و الدر 2010(. برتواهد گشت. در این تهقيق سال 1381 بهعنوان سال پایه در نظر گرفته شده است تخصص حسابرس در صنعت: در این تهقيق تخصصگرایي را بر مبناي سهم بازار هر حسابرس از حسابرسيهاي انزام شده در هر صنعت تاص در طول یک سال معين بهدست ميآوریم. جمع فروش تمام شرکت هاي مورد حسابرسي هر مؤسسه حسابرسي تاص در صنعت تاص جمع فروش تمام شرکت ها در این صنعت = سهم بازار هر حسابرس حسابرساني بهعنوان متخصص صنعت در نظر گرفته ميشوند که سهم بازارشان )یعني معادله فوق( بيش از 20 درصد باشد. در صورتيکه این مقدار بيش از 20 درصد باشد این متغير مقدار یک و در غير این صورت مقدار صفر تواهد داشت )فرناندو عبدالمزيد و الدر 2010(. همچنين در این تهقيق اندازه شرکت سال صنعت نسبت بدهيها به دارایيها و ارزش دفتري به بازار بهعنوان متغيرهاي کنترل در نظر گرفته شدهاند.

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 141 نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري: این نسبت از تقسيم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت در پایان دوره مالي بر ارزش دفتري آن بهدست تواهد آمد. نرخ بدهيها به دارایيها )اهرم مالي(: از تقسيم کل بدهيها به کل دارایيهاي شرکت بهدست ميآید. )2( اندازه شرکت: در این تهقيق شرکتهاي نمونه را به 2 گروه شامل شرکتهاي کوچک و شرکتهاي بزرگ دستهبندي ميکنيم. براي این منظور شرکتها را بر اساس ارزش بازار حقوق صاحبان سهام چارکبندي ميکنيم. شرکتهاي موجود در چارک باا بهعنوان شرکتهاي بزرگ و شرکتهاي موجود در چارکهاي پایينتر بهعنوان شرکتهاي کوچک طبقهبندي شدهاند. براي آزمون فرضيههاي اول تا سوم تهقيق از مدل )1( استفاده ميکنيم. در این مدل: CoEC=a 0+a 1BETA+a 2LNLEV+a 3LNSIZE+a 4LNBM+a 5GRW+a 6AQ +a iyr+a jind+έ :COEC برابر است با هزینه حقوق صاحبان سهام مهاسبهشده با مدل گوردون :BETA برابر است با ریسک سيستماتيک شرکت. جهت اندازهگيري این متغير مدل شارپ با استفاده از دادههاي 36 ماه گذشته شرکت تخمينزده ميشود و ضریب بتاي برآورد شده بهعنوان معيار ریسک سيستماتيک در نظر گرفته ميشود. :LNLEV برابر است با لگاریتم طبيعي نرخ بدهي به دارایيها :LNSIZE برابر است با لگاریتم طبيعي ارزش بازار حقوق صاحبان سهام :LNBM برابر است با لگاریتم طبيعي ارزش بازار به دفتري :GRW برابر است با رشد ساانه سود هر سهم مهاسبهشده که از طریق تقسيم اتتالف سود هر سهم امسال با سال گذشته بر سود هر سهم سال گذشته بهدست ميآید. :AQ برابر است با ویژگيهاي کيفيت حسابرسي که شامل موارد زیر است: :Size اندازه حسابرس در صورتيکه حسابرس شرکت سازمان حسابرسي باشد عدد یک در غير این صورت عدد صفر ميگيرد.

142 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 :SPX تخصص حسابرس در صنعت اگر سهم بازار حسابرس بيش از 20 درصد باشد برابر با یک و در غير این صورت برابر با صفر است. :TENURE تداوم حسابرسي :YR متغير نمایانگر سال :IND متغير نمایانگر گروهبندي صنعتي شرکت صاحبکار ابتدا رگرسيون را براي کل نمونه اجرا ميکنيم. سپس تر ير اندازه شرکت را براي شرکتهاي کوچک و بزرگ بهطور جداگانه مززا ميکنيم. )3( در ادامه رگرسيون زیر را براي تمام نمونه با تمام سه متغير حسابرسي اجرا ميکنيم که ما را قادر ميسازد که وجود هر ا ر متقابلي در ميان سه متغير حسابرسي که باعز کمرنگشدن ا ر یکي یا تمام این متغيرها ميشود را آزمون کنيم. COEC=a 0+a 1BETA+a 2LNLEV+a 3LNSIZE+a 4 LNBM+a 5GRW+a 6BIGX+a 7SPX+a 8TENURE+a iyr+a jind+έ )4( براي آزمون فرضيههاي چهارم تا ششم تهقيق از مدل )3( استفاده ميکنيم. COEC=a 0+a 1BETA+a 2LNLEV+a 3LNbm+a 4 GRW+a 5DS*BIGX+a 6DL*BIGX+a 7DS*SPX+a 8DL*SPX+a 9DS*TENU RE+a 10DL*TENURE+έ =DS متغير مزازي نشاندهنده شرکتهاي کوچک. اگر شرکت کوچک باشند برابر با یک است و براي سایر شرکتها برابر با صفر ميباشد. =DL متغير مزازي نشاندهنده شرکتهاي بزرگ. اگر شرکت بزرگ باشد برابر با یک و - براي سایر شرکتها برابر با صفر است..6 جامعه مورد مطالعه و نمونه آماری جامعه آماري این پژوهش شامل شرکتهاي پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است. نمونه مورد استفاده در این تهقيق پس از اعمال مهدودیتهاي زیر انتخاب شد: اطالعات مالي شرکتهاي مورد آزمون در دوره زماني پژوهش در دسترس باشد.

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 143 - - شرکت از ابتداي سال 1381 تا 1389 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفتهشده و وقفه معامالتي بيش از 6 ماه نداشته باشد. شرکتها در فاصله زماني تهقيق تغيير دوره مالي نداشته باشند و سال مالي آنها منتهي به 29 اسفند باشد. - -.7 جزء شرکتهاي سرمایهگذاري و واسطهگري مالي نباشد. ارزش دفتري سهام شرکت منفي نباشد. با در نظر گرفتن شرایط فوق در تصوص انتخاب شرکتهاي نمونه تعداد 69 شرکت بهعنوان نمونه آماري از بين شرکتهاي موجود انتخاب شدند. نتایج حاصل از آزمون فرضیههای تحقیق براي اینکه بتوان مشخص نمود که آیا استفاده از روش دادههاي پانل در برآورد مدل مورد نظر کارامد تواهد بود یا نه از آزمون چاو یا F مقيد استفاده ميشود. در این آزمون فرضيه بيانگر یکسان بودن عرض از مبدأها بوده و در صورت رد آن استفاده از روش دادههاي پانل پذیرفتهشده و ميتوان از روش دادههاي پانل استفاده کرد. نتایج حاصل از این آزمون در جدول زیر ارائه شده است. جدول 1. نتایج آزمون چاو برای مدل p-value آزمون آماره مقدار آماره درجه آزادی 0/0000 )68/592( 3/517 F چاو مرتذ: نتایج تهقيق. با توجه به نتایج آزمون و P-Value آن )0/000( فرضيه رد شده و ميتوان از روش دادههاي پانل استفاده نمود. در سطح اطمينان 95 درصد همچنين بهمنظور اینکه مشخص گردد کدام روش )ا رات ابت و یا ا رات تصادفي( جهت برآورد مناسبتر است )تشخيص ابت یا تصادفي بودن تفاوتهاي واحدهاي مقطعي( از آزمون هاسمن استفاده ميشود. در این آزمون فرضيه بيانگر این است که ارتباطي بين جزء اتالل

144 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 مربوط به عرض از مبدأ و متغيرهاي توضيهي وجود ندارد و آنها از یکدیگر مستقل هستند. در آزمون هاسمن درصورتي که فرضيه رد شود از روش ا رات ابت و در صورتيکه فرضيه پذیرفته شود از روش ا رات تصادفي بهره گرفته ميشود. نتایج حاصل از این آزمون در جدول زیر ارائه شده است. آزمون هاسمن مرتذ: نتایج تهقيق. جدول 2. نتایج آزمون هاسمن برای مدل آماره مقدار آماره درجه آزادی p-value 0/0000 9 52/042 X2 با توجه به نتایج آزمون و P-Value آن )0/000( که کمتر از 0/05 ميباشد فرضيه سطح اطمينان 95 درصد رد و فرضيه روش ا رات ابت برآورد شود. H 1.8 برآورد مدل در پذیرفته ميشود. بنابراین ازم است مدل با استفاده از با توجه به نتایج حاصل از آزمونهاي چاو و هاسمن مدل فوق با استفاده از روش دادههاي پانل و بهصورت ا رات ابت برآورد ميشود. همچنين با توجه به اینکه در برآورد اوليه مدل مشکل ناهمساني واریانس ميان باقيماندهها وجود داشته براي رفع این مشکل از روش حداقل مربعات تعميمیافته استفاده شده است. نتایج برآورد مدل بهشرا جدول زیر است:

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 145 جدول 3. نتایج آزمون مدل با استفاده از روش اثرات ثابت متغیر ضریب آماره -P value t 0/4493 0/ 757084 0/ 942818 هزینه سرمایه 0/0002 3/ 712129 0/ 082013 ضریب بتا 0/0829 1/ 736926 0/ 143011 نسبت اهرم مالی 0/0000 0/ 129323 0/ 565681 اندازه شركت 0/0082-2/ 650934-0/ 176842 ارزش بازار به دفتری 0/0000 11/ 50334 0/ 355544 رشد 0/0025 3/ 036760 0/ 375489 اندازه حسابرس 1955. تخصص حسابرس در صنعت.130540-295933 - /1 مرتذ: نتایج تهقيق. 0/0494-1/ 969345-0/ 032115 تصدی حسابرس 0/0000-5/ 868852-0/ 094297 سال 0/1063-1/ 617160-0/ 014763 صنعت 53/90 ضریب تعیین مدل 12/234269 0/000 آماره F P- VALUE در بررسي معنادار بودن مدل با توجه به اینکه مقدار احتمال آماره F از 0/05 کوچکتر است )0/000( با اطمينان 95 درصد معنادار بودن کل مدل تریيد ميشود. ضریب تعيين مدل نيز گویاي آن است که 53/90 درصد از تغييرات در متغير وابسته توسط متغيرهاي مستقل وارد شده در مدل تبيين ميگردد. 1-8. بررسی فروض كالسیک رگرسیون خطی در بررسي مفروضات آماري مربوط به مدل نتایج آزمون جارک - برا حاکي از این است که باقيماندههاي حاصل از برآورد مدل تهقيق در سطح اطمينان 95 درصد از توزیع نرمال برتوردار هستند بهطوريکه احتمال مربوط به این آزمون بزرگتر از 0/05 ميباشد.

( 146 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 جدول 4. نتایج آزمونهای مربوط به مفروضات آماری مدل p- value F D p- value F p- value X 2 0/5616 0/ 3372 1/ 68 0 / 0000 7/ 3539 0/ 2160 3/ 064 مرتذ: نتایج تهقيق. در ارتباط با آزمون استقالل باقيماندهها نيز مقدار آماره دوربين-واتسن مابين 5/ و 2 1/5 ميباشد 1/68( از اینرو استقالل باقيماندهها پذیرفته ميشود. براي آزمون همساني واریانس باقيماندهها نيز از آماره بروش- پاگان استفاده شده است که نتایج آن به شرا زیر است: با توجه به نتایج این آزمون و P-Value آماره )0/000( F که پایينتر از 0/05 ميباشد فرضيه صفر مبني بر همساني واریانس باقيماندهها در سطح اطمينان 95 درصد رد شده و مدل داراي مشکل ناهمساني واریانس باقيماندهها است. در این ارتباط همانطور که اشاره شد در برآورد بهجاي روش حداقل مربعات معمولي از روش حداقل مربعات تعميمیافته بهره گرفته شده است. در بررسي تطاي تصریح مدل و تطي بودن مدل نيز نتایج آزمون رمزي حاکي از تطي بودن مدل بوده و نشان ميدهد مدل داراي تطاي تصریح نميباشد بهطوريکه سطح احتمال این آزمون بزرگتر از 5 درصد است. - نتيزه آزمون فرضيه اول هدف از آزمون فرضيه اول تهقيق بررسي رابطه هزینه سرمایه و اندازه حسابرس بوده و فرضيه آماري آن بهصورت زیر بيان ميشود: : بين هزینه سرمایه و اندازه حسابرس رابطه وجود ندارد. : H 1 بين هزینه سرمایه و اندازه حسابرس رابطه وجود دارد. H 0 : 6 0 )4( H1 : 6 0 با توجه نتایج ارائهشده در جدول برآورد مدل از آنزایي که احتمال آماره t براي ضریب متغير اندازه حسابرس کوچکتر از 0/05 ميباشد )0/0025( در نتيزه وجود رابطه معناداري ميان اندازه حسابرس و هزینه سرمایه در سطح اطمينان 95 درصد مورد تریيد قرار گرفته و فرضيه اول

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 147 تهقيق تریيد ميشود. مثبت بودن ضریب متغير اندازه حسابرس حاکي از وجود رابطه مستقيم ميان هزینه سرمایه و اندازه حسابرس است بهطوريکه با افزایش یک واحدي اندازه حسابرس هزینه سرمایه نيز معادل 0/3754 واحد افزایش ميیابد. - نتيزه آزمون فرضيه دوم هدف از آزمون فرضيه دوم تهقيق بررسي رابطه هزینه سرمایه و تصوصيات صنعت مورد حسابرسي بوده و فرضيه آماري آن بهصورت زیر بيان ميشود: H H 0 1 : بين هزینه سرمایه و تصوصيات صنعت مورد حسابرسي رابطه وجود ندارد. : بين هزینه سرمایه و تصوصيات صنعت مورد حسابرسي رابطه وجود دارد. : 0 7 : 0 7 H 1 )5( با توجه نتایج ارائهشده در جدول برآورد مدل از آنزایي احتمال آماره t براي ضریب متغير تصوصيات صنعت مورد حسابرسي بزرگتر از 0/05 ميباشد )0/1955( در نتيزه وجود رابطه معناداري ميان هزینه سرمایه و تصوصيات صنعت مورد حسابرسي در سطح اطمينان 95 درصد رد شده و فرضيه دوم تهقيق رد ميشود. - نتيزه آزمون فرضيه سوم هدف از آزمون فرضيه سوم تهقيق بررسي رابطه و فرضيه آماري آن بهصورت زیر بيان ميشود: بين هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس بوده : بين هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس رابطه وجود ندارد. : H 1 بين هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس رابطه وجود دارد. H H 0 1 : 0 8 : 0 8 )6(

148 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 با توجه نتایج ارائهشده در جدول برآورد مدل از آنزایي که احتمال آماره t براي ضریب متغير دوره تصدي حسابرس کوچکتر از 0/05 ميباشد )0/0494( در نتيزه وجود رابطه معناداري ميان دوره تصدي حسابرس و هزینه سرمایه در سطح اطمينان 95 درصد مورد تریيد قرار گرفته و فرضيه سوم تهقيق تریيد ميشود. منفي بودن ضریب متغير دوره تصدي حسابرس )TENURE( حاکي از وجود رابطه معکوس ميان هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس ميباشد بهطوريکه با افزایش یک واحدي دوره تصدي حسابرس هزینه سرمایه معادل 0/0321 واحد کاهش ميیابد. فر ضيههاي چهارم تا ش شم تهقيق نيز با ا ستفاده از مدل زیر به صورت دادههاي پانل مورد آزمون قرار ميگيرند. COEC=a 0+a 1BETA+a 2LNLEV+a 3LNbm+a 4 GRW +a 5DS*BIGX +a 6DL*BIGX +a 7DS*SPX+a 8DL*SPX+a 9DS*TENURE+a 10DL*TENURE+έ )7( براي اینکه بتوان مشخص نمود که آیا استفاده از روش دادههاي پانل در برآورد مدل مورد نظر کارامد تواهد بود یا نه از آزمون چاو یا F مقيد استفاده ميشود. در این آزمون فرضيه بيانگر یکسان بودن عرض از مبدأها بوده و در صورت رد آن استفاده از روش دادههاي پانل پذیرفتهشده و ميتوان از روش دادههاي پانل استفاده کرد. نتایج حاصل از این آزمون در جدول زیر ارائه شده است. p-value آزمون آماره جدول 5. نتایج آزمون چاو برای مدل مقدار آماره درجه آزادی 0/0000 )0/68598( 3/735633 F چاو مرتذ: نتایج تهقيق. با توجه به نتایج آزمون و P-Value آن فرضيه در سطح اطمينان 95 درصد رد شده و ميتوان از روش دادههاي پانل استفاده نمود. همچنين بهمنظور اینکه مشخص گردد کدام روش )ا رات ابت یا ا رات تصادفي( جهت برآورد مناسبتر است )تشخيص ابت یا تصادفي بودن تفاوتهاي واحدهاي مقطعي( از آزمون هاسمن استفاده ميشود. در این آزمون فرضيه بيانگر

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 149 این است که ارتباطي بين جزء اتالل مربوط به عرض از مبدأ و متغيرهاي توضيهي وجود ندارد و آنها از یکدیگر مستقل هستند. در آزمون هاسمن درصورتي که فرضيه ابت و درصورتي که فرضيه حاصل از این آزمون در جدول زیر ارائه شده است. آزمون هاسمن مرتذ: نتایج تهقيق. رد شود از روش ا رات پذیرفته شود از روش ا رات تصادفي بهره گرفته ميشود. نتایج جدول 6. نتایج آزمون هاسمن برای مدل آماره مقدار آماره درجه آزادی p-value 0/0000 12 42/032961 X 2 با توجه به اینکه نتایج آزمون و P-Value آن کمتر از 0/05 ميباشد فرضيه اطمينان 95 درصد رد شده و فرضيه روش ا رات ابت برآورد شود. H 1 در سطح پذیرفته ميشود. بنابراین ازم است مدل با استفاده از با توجه به نتایج حاصل از آزمونهاي چاو و هاسمن مدل فوق براي هر یک از سطوا شرکتهاي کوچک و بزرگ با استفاده از روش دادههاي پانل و بهصورت ا رات ابت برآورد ميشود. همچنين با توجه به اینکه در برآورد اوليه مدل مشکل ناهمساني واریانس ميان باقيماندهها وجود داشته براي رفع این مشکل از روش حداقل مربعات تعميم یافته استفاده شده است. نتایج برآورد مدل بهشرا جدول زیر است:

150 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 جدول 7. نتایج آزمون مدل با استفاده از روش اثرات ثابت متغیر وابسته: هزینه سرمایه رابطه -P value آماره t ضریب متغیر بي معنا /0 1643 1/ 392579 1/ 504946 هزینه سرمایه /0 مثبت 0002 3/ 743978 0/ 081251 ضریب بتا /0 بي معنا 2350 1/ 188853 0/ 087146 نسبت اهرم مالی /0 مثبت 0000 7/ 473620 0/ 535798 اندازه شركت /0 بي معنا 1014-1/ 640713-0/ 113369 ارزش بازار به دفتری /0 مثبت 0000 11/ 98115 0/ 367165 رشد /0 مثبت 0021 3/ اندازه حسابرس شركتهای كوچک 091499 0 / 763446 /0 مثبت 0078 2/ اندازه حسابرس شركتهای بزرگ 671387 0 / 470763 تخصص حسابرس در صنعت- شركتهای كوچک تخصص حسابرس در صنعت- شركتهای بزرگ /0 منفي 0420-1/ 947320-0/ 431284 /0 بي معنا 4070-0/ 829819-0/ 125606 /0 منفي 0006-3/ 558613-0/ تصدی حسابرس- شركتهای كوچک 092626 /0 بي معنا 5512 0/ 596285 0/ تصدی حسابرس- شركتهای بزرگ 012728 مرتذ: نتایج تهقيق. /0 منفي 0000-6/ 660046-0/ 097114 سال ضریب تعیین مدل 0/451022 9/278358 0/0000 آماره F P- VALUE در بررسي معنادار بودن مدل با توجه به اینکه مقدار احتمال آماره F از 0/05 کوچکتر است )0/000( با اطمينان 95 درصد معنادار بودن کل مدل تریيد ميشود. ضریب تعيين مدل نيز گویاي آن است که 45 درصد از تغييرات در متغير وابسته توسط متغيرهاي مستقل وارد شده در مدل تبيين ميگردد. - نتيزه آزمون فرضيه چهارم هدف از آزمون چهارم تهقيق بررسي تر ير اندازه شرکت بر رابطه هزینه سرمایه و اندازه حسابرس بوده و فرضيه آماري آن بهصورت زیر بيان ميشود: H 1 : ارتباط بين اندازه حسابرس و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير نميپذیرد. : ارتباط بين اندازه حسابرس و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير ميپذیرد.

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 151 براي اندازه حسابرس با توجه به نتایج آزمون والد و تریيد فرضيه صفر با توجه به مقدار p-value )0/3281( ميباشد. نتایج این آزمون نشان ميدهد که تفاوت معناداري ميان شرکتهاي بزرگ و کوچک وجود ندارد. - نتيزه آزمون فرضيه پنزم هدف از آزمون فرضيه پنزم تهقيق بررسي تر ير اندازه شرکت بر رابطه هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس بوده و فرضيه آماري آن بهصورت زیر بيان ميشود: H 1 : ارتباط بين هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس از اندازه شرکت تر ير نميپذیرد. : ارتباط بين دوره تصدي حسابرس و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير ميپذیرد. براي دوره تصدي با توجه به مقدار )0/0004( p-value در شرکتهاي کوچک رابطه معکوس و معنادار و در شرکتهاي بزرگ با توجه به مقدار )0/5512( p-value رابطه بيمعنا است. بنابراین ميان شرکتهاي کوچک و بزرگ تفاوت وجود دارد و نيازي به آزمون والد نميباشد. - نتيزه آزمون فرضيه ششم هدف از آزمون فرضيه ششم تهقيق بررسي تر ير اندازه شرکت بر رابطه هزینه سرمایه و تخصص حسابرس در صنعت بوده و فرضيه آماري آن بهصورت زیر بيان ميشود: H 1 : ارتباط بين تخصص حسابرس در صنعت و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير نميپذیرد. : ارتباط بين تخصص حسابرس در صنعت و هزینه سرمایه از اندازه شرکت تر ير ميپذیرد. براي تخصص حسابرس در صنعت در شرکتهاي کوچک با توجه به مقدار p-value )0/0420( رابطه معکوس و معنادار و در شرکتهاي بزرگ با توجه به مقدار )0/4070( p-value رابطه بيمعنا است. بنابراین تفاوت وجود داشته و نيازي به آزمون والد نميباشد. 9. نتیجهگیری جهت آزمون این فرضيه نخست یک مدل رگرسيوني با توجه به اطالعات جمعآوريشده در تمام شرکتهاي مورد مطالعه مورد بررسي قرار گرفت. با توجه به فرضيه انتظار ميرفت که مؤسسات حسابرسي بزرگ )سازمان حسابرسي( باعز کاهش هزینه سرمایه گردد بهاین معنا که

152 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 مؤسسات حسابرسي باکيفيتتر عکسالعملهاي بازار را در پي داشته و تر يري مثبت بر روي افزایش کيفيت اطالعات مالي شرکت گذاشته و موجب اطمينان بيشتر سرمایهگذاران شود و با توجه به مدل مهاسبه هزینه سرمایه باعز کاهش هزینه سرمایه شرکت گردد اما یافتههاي تهقيق حاکي از آن است که اندازه مؤسسه حسابرسي موجب افزایش هزینه سرمایه ميشود و فرضيه اول تهقيق رد ميشود. نتایج حاصل از آزمون فرضيه اول با نتایج تهقيق آذینفر و حساس یگانه )1389( مطابقت دارد و با نتایج تهقيق لي استوک تایلور و وونگ )2009( همخواني ندارد. تهقيقات پيشين وجود حقالزحمه اضافي براي مؤسسات حسابرسي متخصص در صنعت تاص را تریيد ميکنند )کراس ول و تيلور 1995(. همچنين وجود اقالم تعهدي اتتياري کمتر براي صاحبکاراني که حسابرسان متخصص صنعت دارند را تریيد ميکنند. انتظار ميرود حسابرسان متخصص صنعت با توجه به مهارتهاي تاص تود در صنعت باعز افزایش کيفيت اطالعات شوند. افزایش کيفيت اطالعات منزر به اعتماد بيشتر سرمایهگذاران نسبت به اطالعات صورتهاي مالي و همچنين هزینه سرمایه پایينتر براي شرکت ميشود. اینرو از انتظار ميرود تخصص حسابرس در صنعت باعز افزایش کيفيت اطالعات شود اما با توجه به نتایج حاصل از آزمون فرضيه تهقيق مبني بر تر ير تخصص حسابرس در صنعت بر هزینه سرمایه این فرضيه رد ميشود و بيانگر این موضوع است که تخصص حسابرس در صنعت مورد حسابرسي باعز کاهش هزینه سرمایه در شرکتهاي نمونه نميشود. نتایج حاصل از آزمون فرضيه دوم با نتایج تهقيق شنگ ته چوآ و چيا هسيانگ چانگ )2010( مطابق است و با نتایج تهقيق آنور راسموسن و سي )2008( و کریستين کانگ توماس و کين یو )2007( مخالف است. دوره تصدي بلندمدت به حسابرس این اجازه را ميدهد که حسابرس با تخصص ویژهاي که نسبت به کار صاحبکار تود پيدا ميکند کار حسابرسي را انزام دهد و این مورد حسابرس را قادر ميکند که یک حسابرسي با کيفيت باا را فراهم کند و موجب کاهش هزینه سرمایه شود. چنانچه مؤسسه حسابرسي تزربه انزام حسابرسي مؤسسه صاحبکار براي چندین سال را داشته باشد عالوه بر اینکه اعضاي تيم حسابرسي شناتت بيشتري نسبت بهکار صاحبکار تواهد داشت موجب

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 153 تسریع در انزام عمليات حسابرسي کاهش هزینههاي حسابرسي و افزایش کيفيت حسابرسي ميگردد. وجود رابطه معناداري ميان دوره تصدي حسابرس و هزینه سرمایه در سطح اطمينان 95 درصد مورد تریيد قرار گرفته و فرضيه سوم تهقيق تریيد ميشود. منفي بودن ضریب متغير دوره تصدي حسابرس حاکي از وجود رابطه معکوس ميان هزینه سرمایه و دوره تصدي حسابرس است بهطوريکه با افزایش یک واحدي دوره تصدي حسابرس هزینه سرمایه معادل 0/0321 واحد کاهش ميیابد. نتایج حاصل از آزمون فرضيه سوم با نتایج تهقيق رحيمي و کردستاني )1389( مخالف است. تهقيقات نشان ميدهند که شرکتهاي بزرگتر مهيط اطالعاتي بهتري در مقایسه با شرکتهاي کوچکتر دارند. به این ترتيب انتظار ميرود که ا ر کيفيت حسابرسي براي شرکتهاي کوچکتر شدیدتر تواهد بود. این شرکتها ذاتا مهيطهاي اطالعاتي ضعيفتري دارند )فرناندو 2010(. با توجه به اینکه در شرکتهاي کوچک سرمایهگذاران تنها از طریق صورتهاي مالي ارائهشده توسط شرکت به ارزیابي عملکرد شرکت ميپردازند بنابراین انزام یک حسابرسي با کيفيت باا بيشتر مورد توجه آنها قرار تواهند گرفت. چون اجراي یک حسابرسي با کيفيت باا منزر به ارائه صورتهاي مالي و اطالعات مالي با کيفيت تواهد شد و بهدنبال آن انتظار ميرود که تر ير کيفيت حسابرسي بر هزینه سرمایه در شرکتهاي کوچک شدیدتر از شرکتهاي بزرگ باشد. با توجه نتایج ارائه شده در جدول برآورد مدل تفاوت تر ير ویژگيهاي کيفيت حسابرسي بر هزینه سرمایه در سطح شرکتهاي بزرگ و کوچک به شرا زیر است. براي اندازه حسابرس با توجه به نتایج آزمون والد و تریيد فرضيه صفر با توجه به مقدار p-value )0/3281( ميباشد. در این آزمون تفاوت معناداري ميان شرکتهاي بزرگ و کوچک وجود ندارد و احتمال آماره t براي ضریب متغير اندازه حسابرس در سطح شرکتهاي کوچک 0/0021 و در سطح شرکتهاي بزرگ 0/0078 ميباشد که نشاندهنده وجود رابطه معنادار ميان کيفيت حسابرسي و هزینه سرمایه در هر دو سطح شرکتهاي کوچک و بزرگ است و با توجه به مثبت بودن ضریب این رابطه مثبت ميباشد. بهاین معنا که موجب افزایش هزینه سرمایه در هر دو سطح شرکتهاي کوچک و بزرگ ميشود. با توجه به نتایج ارائهشده در جدول برآورد مدلها از آنزایي که در برآورد جداگانه براي هر یک از شرکتهاي کوچک و بزرگ احتمال آماره t براي ضریب متغير دوره تصدي حسابرس

154 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 در سطح شرکتهاي کوچک 0/0004 ميباشد در نتيزه وجود رابطه معناداري ميان دوره تصدي حسابرس و با هزینه سرمایه در سطح شرکتهاي کوچک وجود دارد و با توجه به ضریب -0/092626 این رابطه معکوس ميباشد بهاین معنا که با افزایش دوره تصدي در سطح شرکتهاي کوچک هزینه سرمایه نيز کاهش ميیابد. اما در سطح شرکتهاي بزرگ با توجه به مقدار احتمال آماره t براي ضریب متغير دوره تصدي حسابرس )0/5512( وجود رابطه بيمعنا است. همچنين با توجه به نتایج ارائهشده در جدول برآورد مدلها از آنزایي که در برآورد جداگانه براي هر یک از شرکتهاي کوچک و بزرگ احتمال آماره t براي ضریب متغير تخصص حسابرس در صنعت در سطح شرکتهاي کوچک )0/0520( ميباشد در نتيزه وجود رابطه معناداري ميان تخصص حسابرس در صنعت با هزینه سرمایه در سطح شرکتهاي کوچک وجود دارد و با توجه به ضریب 0/431284- این رابطه معکوس است بهاین معنا که با افزایش تخصص حسابرس در صنعت در سطح شرکتهاي کوچک هزینه سرمایه نيز کاهش ميیابد. اما در سطح شرکتهاي بزرگ با توجه به مقدار احتمال آماره t براي ضریب متغير تخصص حسابرس در صنعت )0/4070( وجود رابطه بيمعنا ميباشد. با توجه به نتایج حاصل از آزمون فرضيهها ا ر معيارهاي تخصص حسابرس در صنعت و دوره تصدي بر هزینه سرمایه در شرکتهاي کوچکتر در مقایسه با شرکتهاي بزرگتر متفاوت است و در شرکتهاي کوچک کيفيت حسابرسي موجب کاهش هزینه سرمایه شده و ميتوان چنين استدال کرد که سرمایهگذاران در شرکتهاي کوچک توجه بيشتري به کيفيت حسابرسي انزامشده براي شرکت دارند. 10. پیشنهادات مبتنی بر تحقیق نتایج حاصل از این پژوهش حاکي از عدم اطمينان سرمایهگذاران و اعتباردهندگان و تریداران بازار سرمایه در تصميمگيريهاي تود نسبت به ارتباط ميان حسابرس و شرکت مورد حسابرسي ميباشد چرا که کيفيت بااتر حسابرسي موجب کاهش هزینه سرمایه شرکت نميشود ميتوان به سازمان بورس اوراق بهادار تهران پيشنهاد کرد تا با اجراي مکانيزمهاي کارامد موجبات اطمينان سرمایهگذاران اعتباردهندگان و فعالين بازار سرمایه را از ارتباط ميان حسابرسان و شرکتهاي صاحبکار فراهم آورد تا سرمایهگذاران در تصميمگيريهاي تود در ترید سهام شرکتها به کيفيت مؤسسات حسابرسي از جمله بزرگ بودن مؤسسه حسابرسي و دوره تصدي حسابرسي

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 155 توجه نمایند تا رفته رفته زمينههاي کارایي بازار سرمایه را فراهم آورد تا شاید از این طریق بتوان با شفافسازي روند اطالعات در بازار سرمایه و از بين بردن رانت اطالعاتي بازاري کارا و ا ربخش ایزاد نموده و فعاان اقتصادي در این بازار را براي چرتاندن هرچه بهتر چرتههاي اقتصادي و هدایت صهيح سرمایهها و روتهاي ملي بهسوي توليد و اشتغال که منزر به رشد و توسعه اقتصادي تواهد شد تشویق و حمایت نمایند. همچنين بهنظر ميرسد استفاده از سازمان حسابرسي بهعنوان مؤسسه حسابرسي بزرگ بهعنوان جایگزین کيفيت حسابرسي مشابه تهقيقات تارجي صهيح بهنظر نميرسد. بنابراین بهمنظور فراهم کردن زمينه ارزیابي ا ربخشي حسابرسي پيشنهاد ميشود نسبت به افشاي نتایج کنترل کيفي مؤسسات حسابرسي و نيز ردهبندي رسمي مؤسسات حسابرسي اقدامات ازم بهعمل آید. 11. پیشنهاداتی برای تحقیقات آینده - بررسي عوامل تر يرگذار بر عدم اطمينان سرمایهگذاران و اعتبار دهندگان بر ارتباط ميان حسابرس و شرکت صاحبکار - بررسي کيفيت حسابرسي در شرکتهاي درمانده مالي - بررسي رابطه بين کيفيت حسابرسي با استقالل حسابرسي - بررسي رابطه کيفيت حسابرسي با مواردي همچون هزینههاي استقراض اهرم مالي نظام راهبردي شرکت و استفاده از فناوري اطالعات - بررسي رابطه بين دیگر معيارهاي کيفيت حسابرسي از جمله حقالزحمه حسابرس با هزینه سرمایه

156 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15 منابع پناهيان حسين و ميثم عربزاده )1387( "بررسي و شناسایي مدلهاي هزینه سرمایه و عوامل مؤ ر بر هزینه سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران" فصلنامه بصيرت شماره 40 صص 79-97. قفي علي و مزيد معتمدي فاضل )1390( "رابطه ميان کيفيت حسابرسي و کارایي سرمایهگذاري در شرکتهاي با امکانات سرمایهگذاري باا" مزله پژوهشهاي حسابداري مالي شماره 1-14. 14 حزازي رضوان و فاطمه جاللي )1386( "بررسي عوامل مؤ ر بر هزینه سرمایه در شرکتهاي پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پژوهشنامه علوم انساني و اجتماعي" علوم اقتصادي سال 7 شماره 24. حساسیگانه یهيي و کاوه آذینفر )1389( کيفيت بين رابطه بررسيهاي حسابداري و حسابرسي شماره 61 صص 85-98. اندازه و حسابرسي مؤسسه حسابرسي حساسیگانه یهيي و علي جعفري )1386( "کيفيت حسابرسي مروري بر ادبيات و تهقيقات" مزله اقتصادي بورس شماره 66 صص 38-45. رسائيان امير و وحيد حسيني )1387( "رابطه کيفيت اقالم تعهدي و هزینه سرمایه در حسابداري و حسابرسي شماره 53 صص 67-82. ایران" بررسيهاي علوي طبري سيد حسين تليفه سلطان سيد احمد و ندا شهبندیان )1388( "کيفيت حسابرسي و پيشبيني سود" تهقيقات حسابداري شماره 3. کردستاني غالمرضا و مصطفي رحيمي )1389( "بررسي رابطه بين کيفيت حسابرسي با هزینه سرمایه سهام عادي و مدیریت سود" فصلنامه مطالعات حسابداري شماره 26 صص 71-92. کردستاني غالمرضا و ضياءالدین مزدي )1386( "بررسي رابطه بين ویژگيهاي کيفي سود و هزینه سرمایه سهام عادي" بررسيهاي حسابداري و حسابرسي شماره 48 صص 85-104. کردستاني غالمرضا و مصطفي رحيمي )1389( "بررسي رابطه بين کيفيت حسابرسي با هزینه سرمایه سهام عادي و مدیریت سود" فصلنامه مطالعات حسابداري شماره 26 صص 71-92. کریمزاده امير عباس )1383( بررسي رابطه تهليلي بين ریسک سيستماتيک و هزینه سرمایه شرکتهاي پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران پایاننامه کارشناسي ارشد دانشگاه شهيد بهشتي دانشکده مدیریت و حسابداري. ناظمياردکاني مهدي )1389( مزله حسابرس شماره 49 صص 142-147. "تخصص حسابرس در صنعت معياري براي اندازهگيري کيفيت حسابرسي" نصيرپور مهمد )1379( بررسي تر ير اندازه شرکت بر هزینه سرمایه شرکتهاي پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران پایاننامه کارشناسيارشد دانشگاه شهيد بهشتي دانشکده علوم اداري گروه حسابداري. Ahmed, S.; Rasmussen, J. & Senyo Tse (2008), "Audit Quality, Alternative Monitoring Mechanisms, and Cost of Capital: An Empirical Analysis", http://ssrn.com/abstract=1124082.

عوامل مؤثر بر هزينه سرمايه با تأكید بر كیفیت حسابرسی 157 Caramanis, C. & C. Lennox, (2007), "Audit Effort and Earnings Management", Journal of Accounting and Economics, Vol. 45, PP. 116-138. Craswell, A., Francis, J. R. & S.Taylor (1995), "Auditor Brand Name Reputations and Industry Specializations", Journal of Accounting and Economics, Vol. 20, P. 297. DeAngelo, L. E. (1981), "Auditor Size and Audit Quality", Journal of Accounting and Economics, Vol. 3, PP. 183-199. Ferguson, A.; Francis, J. & D. Stokes (2006), "What Matters in Audit Pricing: Industry Specialisation or Overall Market Leadership", Accounting and Finance, Vol. 46, No. 1, PP. 97-106. Fernando, G. D.; Abdel-Meguid, A. M. & R. J. Elder. (2010), "Audit Quality Attributes, Client Size and Cost of Equity Capital", Review of Accounting and Finance, Vol. 9 No. 4, PP. 363-381. Jeffrey A. Pittman & Steve Fortin (2004), "Auditor Choice and the Cost of Debt Capital for Newly Public Firms", Journal of Accounting and Economics, Vol. 37, Issue 1, PP. 113 136. Lee, P.; D. Stokes; S. Taylor & T. Walter (2003), "The Association between Audit Quality, Accounting Disclosures and Firm-Specific Risk: Evidence from Initial Public Offerings", Journal of Accounting and Public Policy, September 22, Vol. 5, PP. 377-400 Li, Y. & D. Stokes, (2008), "Audit Quality and Cost of Equity Capital", 2nd Workshop of Audit Quality, EIASM. Ole-K. Hope; Kang, T.; Thomas, C. W. & Y. K. Yoo. (2007), "Impact of Excess Auditor Remuneration on Cost of Equity Capital Around the World", Journal of Accounting and Economics. Sheng-Te Chou & Chia-Hsiang Chang (2010), "Whether an Auditor Imagination of Industry Specialist Reduces the Cost of Capital? Empirical from Taiwan". Eastern Finland, http://ssrn.com/abstract=1482939. Yang, Li; Stokes; D.; Taylor, S. & L. Wong (2009), "Audit Quality T Earning Quality and the Cost of Equity Capital", Department of Accounting and Finance, P O Box197, Caulfield East 3145.

158 فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی شماره 15