فصلنامه علمي پژوهشي دانش حسابداري و حسابرسي مديريت سال چهارم / شماره 61/ زمستان 6931 تاثیر کارایی عملکرد حسابرسی داخلی و کمیته حسابرسی بر تجدید ارائه صورت های مالی صدریه کوکبی دانش آموخته کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه آزاد اسالمی واحد همدان sd.kokabi@yahoo.com حمید رضا کردلویی استادیار دانشگاه آزاد اسالمی واحد اسالمشهر و عضو پیوسته انجمن مهندسی مالی ایران )نویسنده مسئول( وحیدرضا میرابی دانشیار دانشگاه آزاداسالمی واحد تهران مرکز تاریخ دریافت: 38/71/1 تاریخ پذیرش: 38/77/13 چكیده هدف اصلی این پژوهش بررسی تاثیر کارایی عملکرد حسابرسی داخلی و کمیته حسابرسی بر تجدید ارائه صورته یا مالی شرکت های پذیرفته شده در بورس ارواق بهادار تهران می باشد. جامعه آماری پژوهش حاضر شرکته یا پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال های 7831 تا 7831 بوده که حجم نمونه با توجه به روش غربالگری و پس از حذف مشاهدات پرت برابر با 39 شرکت می باشد. در این پژوهش کارایی عملکرد حسابرسی داخلی و کمیته حسابرسی به عنوان متغیرهای مستقل در نظر گرفته شده تا تاثیر آنها بر تجدید ارائه صورت های مالی شرکت ها مورد بررسی قرار گیرد. در این پژوهش که از دادهه یا تلفیقی و پانل)تابلویی( با اثرات ثابت استفاده شده نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده های شرکت با استفاده از رگرسیون چند متغیره در سطح اطمینان %39 نشان می دهد کارایی عملکرد حسابرسی داخلی و کمیته حسابرسی بر تجدید ارائه صورت ه یا مالی شرکت ها تاثیر معکوس دارد. واژههاي کلیدي: کارایی عملکرد حسابرسی داخلی کارایی کمیته حسابرسی تجدید ارائه صورت های مالی. 72
فصلنامه علمي پژوهشي دانش حسابداري و حسابرسي مديريت انجمن حسابداري مديريت ايران 1- مقدمه یکی از مهمترین ویژگیهاای کیفای اطالعاات حساابداری اتکاپذیری آن است. طبا مفااهیم نظاری گزارشاگری ماالی اطالعاتی اتکاپذیر است که از اشتباه و تمایالت جانبدارانه خالی باشد. تحقیقاتی که پیشتر در ایران انجام گرفته است نشان می دهد که درصاد باايیی از شارکتهای ایرانای باه دلیال اصاال اشتباهات حسابداری صورتهای مالی را تجدید ارائه و رقمای را تحت عنوان تعدیالت سنواتی گزارش مای کنناد.ایان موضاو نشان می دهد که اطالعات حسابداری شرکتها از نظار ویژگای عاری از اشتباه بودن مورد تردید است )سروری مهار 7839 و کردستانی و همکاران 7833(. تعدیالت سنواتی و تجدید ارائه صورتهای ماالی دوره هاای قبال پیامادهای منفای متعاددی را باه هماراه دارد. یکای از پیامدهای منفی تعدیالت سنواتی اثر آن بر اعتبار حسابرساان است. هدف حسابرسان اعتباربخشی به صورتهای مالی اسات و زمانی که صورتهای مالی حسابرسی شده دوره های گذشته باه دلیل اشتباهات حسابداری قابل توجه بارها تجدید ارائاه شاود اعتماد جامعه نسبت به اظهارنظر حسابرسان کاهش مای یاباد. تحقیقات انجام شده در زمینه گزارشگری متقلبانه انگیزه های مختلفاای را باار ای چنااین اقااداماتی برشاامرده انااد. برخاای پژوهشگران با این فرض که تجدیاد ارائاه صاورتهای ماالی در انگیزه های مشترکی ریشه دارد استديل مای کنناد کاه ایان انگیزه ها می تواناد صاورت ظااهری بیاباد و در ویژگای هاا و اطالعات مالی و اقتصادی این شرکت ها تبلور یابد. )نیکبخت و رفیعی 7837(. حسابرسی داخلی به عناوان یا سیساتم کنتارل داخلای کم موثری است در پیشگیری از تقلب و اشتباه یا کشف آنها. حسابرسی داخلی و حسابرسی مستقل دارای نقشهای متفاوت اما مکمال یکدیگرناد. )حسااس یگاناه و همکااران 7831(. از سویی مطاب با آیین نامه نظام راهبری شرکتی مصوب سازمان بورس هیات مدیره موظف به تشکیل سه کمیتاه تخصصای باه شر زیر می باشد: )7( کمیته حسابرسی) 1 ( کمیتاه مادیریت ریس و) 8 ( کمیته جبران خدمات. کمیته حسابرسای مسائول اجرای نظارت بر کار حسابرساان داخلای و مساتقل پیشانهاد حسابرسان مستقل به مجمع عمومی صاحبان سهام باه منظاور انتصاب تعیین ح الزحمه و عزل حسابرسان مساتقل بررسای دفعات حسابرسای دریافات گازارش حسابرسای و نیاز کساب اطمینان از انجام اقدامات اصالحی باه موقاع و صاحیح توسا مدیریت برای کنترل ضاعفهاا و کاساتیهاا عادم تطااب باا سیاستها قوانین و مقررات و سایر مشکالت شناسایی شاده از سوی حسابرسان است)بی بشرویه 7831 (.در پی رسواییهای مالی اخیر اطمینان و اعتماد سرمایهگذاران به سیستم گزارش- گری مالی ضعیف شده و کیفیت گزارشگری مالی به عنوان ی عامل مهم در تعیین اعتبار و قابلیت اعتماد ارقام گزارش شاده پدیدار گشت)کرمی و عمرانی 7833(. ارائه صورتهای در سالهای اخیر تجدید مالی بین شرکتهای ایرانی بسیار رایج شده است به گونه ای که از تعدیالت سنواتی به عنوان یکی از عناصر نسبتا پایدار در گردش حساب سود زیان انباشته یاد مای شاود. ایان تعدیالت عمدتا به دلیل اصال اشتباهات دوره گذشاته اسات و موارد مربوط به تغییار روشهاای حساابدار ی کمتار مشااهده میشود. این موضو بر اتکاپذیری و توان اعتماد ارقام ارائه شاده در صورتهای مالی بویژه رقم سود تأثیر دارد. بنابراین هدف اصالی ایان پاژوهش بررسای تااثیر کاارایی عملکرد حسابرسی داخلی و کمیته حسابرسی بر تجدیاد ارائاه صورت های مالی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می باشد. 2- مبانی نظري و مروري بر پیشینه پژوهش کمیته های حسابرسی به عنوان یکی از ساز و کارهای مهم حاکمیت شارکتی کاه از طریا اطالعاات ماالی بار عملکارد اقتصادی شرکت ایفا میکند. نقاش اصالی کمیتاه حسابرسای شرکت ها نظارت بر فرآیند گزارشگری مالی شارکت و نظاارت بر کار حسابرسان داخلی و مساتقل اسات)تختائی و همکااران.)7831 تنها وظیفه ای کاه در بیشاتر کشاورها باه موجاب قاانون تجارت بر عهده کمیته حسابرسی نهاده شده و حتی در برخای موارد الزامی دانسته شده است مطالعه و بررسی صورتهای مالی حسابرسی شده قبل از تصویب هیئت مدیره شرکت است. مطالعات انجاام شاده در ایاران در ماورد کاارایی عملکارد حسابرسی داخلی و کمیته حسابرسی اندک اسات و در ماورد تاثیر آنها برتجدید ارائه صاورت هاای ماالی مطالعااتی صاورت نگرفته است. سجادی) 7838 ( در تحقیا خاود نشاان داد کاه شرکت های بزرگتر تعدیالت سنواتی کمتری دارند و بین عمار شرکت ها و تجدیدارائه صورتهای مالی رابطه معنی داری وجود ندارد. نتایج یافته های سروری مهر )7839( نشان می دهد که رقم تعدیالت سنواتی عمدتا نتیجه اصال اشتباه است و اغلاب شرکتها تغییار در بارآورد را باه اشاتباه در سرفصال تعادیالت سنواتی منعکس کارده اند.صافرزاده )7833( در تحقیا خاود نشان داد بین تجدید ارائه صورت های مالی با نسابت جاار ی نسبت سرمایه در گردش به کل داراییها کل بدهیها به داراییها سود انباشته به کل داراییها فروش به کل داراییها سود خالص به کل داراییها سود خا لص به فروش هزینه های عملیاتی باه سال چهارم / شماره شانزدهم/ زمستان 6931 72
تاثیر کارائي عملکرد حسابرسي داخلي و کمیته حسابرسي بر... / صدريه کوکبي حمیدرضا کردلوئي و وحیدرضا میرابي فروش سود عملیاتی به فروش سود خالص به حقوق صااحبان سهام رابطه معناداری وجود دارد.یافته های تحقی نی بخت و رفیعی) 7837 ) نشان میدهند یافته هاای تحقیا آنهاا نشاان میدهد سودآوری اهرم مالی طول دوره تصدی مدیریت تغییر مدیریت تغییر حسابرس و اندازه موسسه حسابرسای بار وقاو تجدید ارائه صورتهای مالی موثر است. یافته های تحقی آقایی و همکاران )7831( نشان می دهاد کاه کیفیات ساود) اقاالم تعهدی ) بطور معناداری از دوره تحریف تا دوره بعد از تجدیاد ارائه افزایش یافته است. در تحقیقات خاارجی باارون و همکااران )1117( نشاان دادند که ریس حسابرسای و مخاارح حسابرسای در ماواردی بیشتر است که تجدید ارائه صورتهای مالی کاهنده سود انباشته است. تحقی گریفین )1111( نشان مای دهاد تعاداد تحلیال گران عالقاه مناد و پیگیار شارکت پاس از اعاالم تجدیدارائاه صورتهای مالی و افزایش غیر عادی فعالیات گاروه هاای دارای اطالعاات نهاانی)درون شارکتی( از چناد مااه پایش از اعاالم تجدیدارائاه صاورتهای ماا لای کااهش مای یاباد.پاالمورس و همکاران) 1119 ( نشان دادند که واکنش منفی بازار به تجدیاد ارائه صورتهای مالی در مواردی شدید تار اسات کاه باه تقلاب مربوط باشد موجب تغییر چندین حساب گردد ساود گازارش شده را کاهش دهد یا حسابرس یا مدیریت به آن مرتب باشند. استنلی و دی زورت )1111( نشان دادند که باین تجدیاد ارائه صورت های مالی با کیفیت حسابرسی) مادت حسابرسای هر شرکت توس حسابرس تخصص داشتن حسابرس در مورد صنعت شارکت( و حا الزحماه حسابرسای رابطاه معنااداری دارد.گراهام و همکاران )1113( نشان دادناد کاه تجدیاد ارائاه صورتهای مالی موجب افزایش نرخ بهره کوتاه تر شادن زماان سررسااید افاازایش احتمااال وثیقااه دار شاادن وام و اعمااال محدودیتهای بیشتر می شود. یافته های تحقی لی و همکاران )1171( نشان می دهد بین کیفیت حسابرسی با تجدیاد ارائاه صورت های مالی رابطه معکوس معناداری وجاود دارد. باارو و همکاران) 1178 ( نتایجه میگیرند که اندازه هیات مدیره درصد مدیران غیر موظف هیات مدیره و درصاد مالکیات ساهامداران نهادی تاثیر معکوس و متغیرهای اندازه شرکت تغییار فاروش تغییر جریانهای نقدی حاصل از عملیات تغییر نسابت بادهی نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام تاثیر مستقیم بر میزان تجدید ارائه صورت های مالی شرکتها دارند. 3- روش شناسی پژوهش ه یا )7 )1 )8 )9 )9 پژوهش حاضار باه دنباال بررسای تااثیر کاارایی عملکارد حسابرسی داخلی و کمیته حسابرسی بر تجدیاد ارائاه صاورت مالی شرکتهاای پذیرفتاه شاده در باورس اوراق بهاادار تهران است. بدین منظور کلیه شارکتهاای پذیرفتاه شاده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 7831 تا 7831 به عنوان جامعه آماری انتخاب شده است. روش نمونه گیری در تحقیا حاضر روش غربالگری با توجه به اعمال شرای زیر می باشد: به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه دوره مالی شرکت ها منتهی به 13 اسفند ماه باشد. در طی دوره مورد بررسی )7831-31( در بورس فعال باشند. در طی دوره مورد بررسی )7831-31( تغییر سال مالی نداشته باشد. جزء شرکتهای مالی و شرکتهای سرمایهگذاری یا شرکتهای واسطهگری مالی نباشد. اطالعات مورد نیاز در بخش تعریف متغیرها در دسترس باشد. بعد از اعمال قیود فوق تعداد 39 شرکت به عناوان حجام نمونه انتخاب شده است.با توجه به ایان کاه ناو رابطاه ماورد آزمون در این تحقی از نو همبستگی است از تجزیه و تحلیل رگرسیون چناد متغیاره باه منظاور تعیاین میازان اثرگاذاری متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته استفاده می گردد. در این تحقی جهت آزمون فرضایه هاا از رگرسایون خطای چند متغیره زیر استفاده می شود: RESTATE=β 0 + β 1IAQ i, + β 2ACQ i, + β 3 NB i, + β 4 NEB i, + β 5 CFO i, + β 6 AUDIT i, + β 7 INV i, + β 8 SIZE i, + β 9 SGROWTH i, + β 10 LAGE i, + ε i, در مادل فاوق ( RESTATE تجدیاد ارائاه صاورتهای ماالی( متغیر وابسته این پژوهش بوده و برابراست با مبلغ کل تجدید ارائه صورت های مالی طی دوره تقسیم بار ارزش دفتاری دارایای هاای دوره شااارکت در دوره i IAQ باااه تبعیااات از تحقیااا کارور) 1179 ( کارایی عملکرد حسابرسای داخلای اسات کاه از طری دو معیار زیر قابل ارزیابی می باشد: میزان سابقه فعالیت واحد حسابرسی داخلای شارکت بار i حسب سال که از تفااوت ساال جااری و ساال تاسایس واحاد حسابرسی داخلی به دسات مای آیاد وتعاداد کارکناان واحاد حسابرسی داخلی تقسیم بر تعداد کل کارکناان شارکت ACQ کارایی عملکرد کمیته حسابرسی که از طری دو معیار زیر قابل ارزیابی می باشاد:تعداد اعضاای کمیتاه حسابرسای یاا درصاد اعضای غیر موظف کمیته حسابرسی NB تعداد اعضای هیاات سال چهارم / شماره شانزدهم/ زمستان 72 6931
فصلنامه علمي پژوهشي دانش حسابداري و حسابرسي مديريت انجمن حسابداري مديريت ايران مدیره NEB تعداد اعضای غیر موظف هیات مدیره و متغیرهای کنترل عبارتند از طی دوره i شرکت CFOوجه نقد ناشی از فعالیت ه یا AUDIT عملیا یت متغیر ساختگی است در صورتی که صورت های مالی توس سازمان حسابرسی حسابرسی شده باشد به آن عدد 7 و اگار توسا مسسساات حسابرسای ماورد رسیدگی قرار گرفته باشد عدد 1 تعل می گیارد INV نسابت موجودی کاي به جمع دارایی دوره هاا SIZE انادازه شارکت i ط یا که بصورت لگاریتم جمع دارایای هاا انادازه گیاری م یا شود SGROWTH عمر)سن( شرکت i طی دوره 4- فرضیه هاي پژوهش رشد فروش ساينه شرکت. وAGE در این پژوهش دو فرضیه اصلی به شر زیر مطر میشود: لگااریتم فرضیه اول: بین کارایی عملکرد حسابرسی داخلای و تجدیاد ارائه صورت های مالی رابطه معناداری وجود دارد. فرضیه دوم: باین کاارایی کمیتاه حسابرسای و تجدیاد ارائاه صورت های مالی رابطه معناداری وجود دارد. 5 -یافته هاي پژوهش آزمون پایایی متغیرها به منظور بررسای پایاایی از آزماون ایام پساران و شاین )7331( لین و لوین )7331( استفاده شد. نتایج این آزمون در جدول 7-9 نشان آمده است. با توجه به نتایج آزمون IPS چون مقادار بارای تماامی P متغیرهاکمتر از 1/19 است در نتیجاه متغیرهاای پاژوهش در طی دوره پژوهش در سطح پایا بودهاند. نتیجه نتایج آزمون نشان میدهد که میانگین و واریانس متغیرها در طول زماان و کوواریانس متغیرها بین سالها مختلاف ثابات باوده اسات. در نتیجه استفاده از ایان متغیرهاا در مادل باعاج بوجاود آمادن رگرسیون کاذب نمیشود. تعیین مدل مناسب براي تخمین مدل رگرسیون در اینجا بمنظور تعیین مدل مناسب )تلفیقی یا تابلویی باا اثرات ثابت یا تصادفی( برای آزمون فرضیات از آزمون های چاو و هاسمن استفاده شده است. الف( آزمون چاو نتایج مربوط به آزمون در جدول 8-9 نشان داده شده است. چاو در مورد مدل اول با توجه به سطح معناداری نتایج آزماون نشان میدهد فرض H 0 )مدل تلفیقی( تایید نمیشود. باه بیان دیگر آثار فردی یا گروهی وجود دارد و بایاد از روش داده- های تابلویی)پانل( برای بر آورد مدل رگرسیونی تحقی استفاده شود که در ادامه برای تعیین نو مدل پانل )با اثارات تصاادفی یا اثرات ثابت( از آزمون هاسمن استفاده می شود. ب(آزمون هاسمن پس از مشخص شدن اینکه عرض از مبدأ برای ساالهاای مختلف یکساان نیسات بایاد روش اساتفاده در بارآورد مادل )اثرات ثابت یا تصادفی( تعیین گردد که بدین منظور از آزماون هاسمن استفاده می گردد. در آزمون هاسمن فرضیه H 0 های اثر تصادفی را در مقابل فرضیه مبنی بر ساازگاری تخماین H 1 تخمین های اثر تصادفی آزمون می نماید. F برای مدل رگرسیونی تحقی حاضر مبنای بار ناساازگاری IPS جدول 1-4- آزمون ایم پسران و شین )IPS( SIZE INV AUDIT CFO NEB NB IAQ2 IAQ1 متغیر RESTAE -183177 713313 793181 713717-733381 33738 783981-733187 13187 W-sa 1311138 131198 131113 1311737 1311137 13113 13117 131191 13187 p-value جدول 2-4- آزمون چاو مدل رگرسیونی احتمال نتیجه آزمون آماره F اول رد فرض صفر مدل پانل 1/1173 83/313 ** معنیداری در سطح 33 درصد جدول 3-4- آزمون هاسمن مدل رگرسیونی آماره احتمال نتیجه آزمون 2 1/1179 13/177 اول رد فرض صفر پانل با اثرات ثابت سال چهارم / شماره شانزدهم/ زمستان 6931 03
تاثیر کارائي عملکرد حسابرسي داخلي و کمیته حسابرسي بر... / صدريه کوکبي حمیدرضا کردلوئي و وحیدرضا میرابي نتایج مربوط به آزمون هاسمن برای مدل اول در جدول 9-8 نشان داده شده است. نتایج نشان داده که آمااره آزماون هاسمن برای مدل اول برابر با 13/177 بدست آمده اسات کاه در سطح اطمینان 33 درصد معنی دار می باشند که حااکی از تایید فرضیه H 1 می باشد لذا با توجه به آمون هاسمن برازش مدل رگرسیونی اول این پژوهش با اساتفاده از مادل دادههاای پانل به روش اثرات ثابت مناسب خواهد بود. آزمون نرمال بودن توزیع متغیرها برای بررسی نرمال باودن توزیاع متغیار وابساته از آزماون کولموگروف اسمیرنوف استفاده شده اسات. ایان آزماون بارای متغیرهای وابسته انجام شده است. جدول خروجی آزماون در نرمافزار K-S SPSS برای این متغیر به شر جدول 9-9 است. باا توجاه باه ایان جادول و آمااره Z کولماوگروف اسامیرنوف از آنجائیکه سطح معناداری برای تمامی متغیرها بیشاتر از 1/19 است فرضیه H 0 تایید شده لذا با اطمینان %39 می توان گفات متغیر های مزبور در مدل های فوق از توزیع نرمال برخوردارند. تجدید ارائه جدول 4-4 -آزمون کولموگروف اسمیرنوف نام متغیر صورتهای مالی RESTATE آزمون استقالل خطاها Zکولموگروف اسمیرنوف 1.3137 سطح معناداري 1.1817 نتیجه توزیع نرمال است آزماون دورباین واتساون همبساتگی ساریالی باین باقیماناده )خطا(های رگرسیون را بر مبنای فرض صفر آماری زیر آزماون مینماید: H0: بین خطاها خود همبستگی وجود ندارد. H: 1 بین خطاها خود همبستگی وجود دارد. آماره دوربین واتسون به هماراه مقاادیر بحرانای در ساطح خطای %7 به شر جدول 9-9 است. با توجه باه اینکاه مقادار آماره دوربین واتسون محاسبه شاده مادل رگرسایونی تحقیا حاضر از مقدار بحرانی در سطح خطای 0.01 بزرگتر اسات لاذا عدم همبستگی پیاپی یا سریالی باقی مانده هاا در مادل هاای رگرسیونی اول و دوم در سطح معنی داری 0.01 مورد تایید قرار می گیرد. مدل رگرسیونی اول ناهمسانی واریانس ها جدول 6-4 - آزمون استقالل خطاها مقادیر بحرانی )سطح خطا %1( Dl 1.375 Du 1.565 آماره دوربین واتسن 1.753 یکای از موضاوعات مهمای کاه در اقتصااد سانجی باه آن برخورد میکنیم موضو واریاانس ناهمساانی اسات. واریاانس ناهمسانی به این معناست که در تخمین مدل رگرسیون مقادیر جمالت خطا دارای واریانس هاای ناابرابر هساتند. باه منظاور بارآورد واریاانس ناهمساانی در ایان پاژوهش از آزماون وایات استفاده شده است. نتایج حاصل از این آزمون به صورت جدول 3-9 بیان می شود. نتایج نشان دهنده این است که آماره F مدلهای اول تاا چهاارم در ساطح خطاای 1319 معنای دار نیساتند در نتیجاه فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود ناهمسانی واریانس در بین داده های مدل در سطح خطای 1/19 تایید میشود. به همین دلیل می توان از مدل رگرسیونی OLS استفاده نماییم. جدول 6-4 - نتایج حاصل از ناهمسانی واریانس مدل رگرسیونی اول آماره وایت P-value 1/911 1/988 آزمون هم خطی متغیرهاي مستقل نتیجه آزمون عدم وجود ناهمسانی با توجه به جدول 1-9 میزان تاولرانس و عامال واریاانس برای تمامی متغیرهای مساتقل بیشاتر از 1/1 و عامال تاورم واریانس نیز بسیار نزدی به 7 است )از 9 خیلی کمتر اسات( در نتیجه فرضیه عدم وجود همخطی باین متغیرهاای مساتقل تایید میشود. پس از بررسای فاروض کالسای در قسامت بعاد نتاایج حاصل از برازش مدل های رگرسایونی پاژوهش و باه تباع آن فرضیه های پژوهش مورد بررسی و آزمون قرار می گیرد. RESTATE=β 0 + β 1IAQ i, + β 2ACQ i, + β 3 NB i, + β 4 NEB i, + β 5 CFO i, + β 6 AUDIT i, + β 7 INV i, + β 8 SIZE i, + β 9 SGROWTH i, + β 10 LAGE i, + ε i, طباا جاادول 3-9 مقاادار آماااره F )78/319( حاااکی از معناداری کل مدل رگرسایون مای باشاد. هماان طاور کاه در قسمت پایین جادول مشاخص شاده اسات ضاریب تعیاین و ضریب تعیین تعدیل شده مدل فوق به ترتیب عبارتند از 97/3 درصد و 99/3 درصد. بنابراین میتاوان نتیجاه گرفات کاه در 2 سال چهارم / شماره شانزدهم/ زمستان 03 6931
فصلنامه علمي پژوهشي دانش حسابداري و حسابرسي مديريت انجمن حسابداري مديريت ايران معادله رگرسیونی مزبور تنها حدود 99/3 درصاد از تغییارات تجدید ارائه صورتهای مالی شرکت های ماورد بررسای توسا متغیرهای مستقل و کنترل مزبور تبیین میشوند. جدول 7-4- آزمون همخطی بین متغیرهاي مستقل نام متغیر IAQ تولرانس 1/9319 عامل تورم واریانس نسبت موجودی کاي به جمع دارایی ها اندازه شرکت رشد فروش ساينه شرکت عمر)سن( شرکت نام متغیر ضریب تعیین ضریب مقدار ضریب متغیر آماره سطح معنی داري 1/1131 1/191 1/199 8/981 1/771 1/981 7/313 1/398 1/138 β 1 β 3 β 3 INV SIZE SGROWTH LAGE ضریب تعیین تعدیل شده 1/193 78/319 1/771 آماره F 1/313 β 10 1/973 1/993 معنیداری) P-Value ( آماره دوربین واتسون 1/1179 7/198 7/131 1/338 7/319 1/381 8/198 1/393 7/313 8/931 7/313 1/8993 1/9139 1/897 1/8138 1/8139 1/9819 1/1318 1/9183 NB NEB CFO AUDIT INV SIZE SGROWTH LAGE جدول 8-4 - نتایج حاصل از برازش معادله رگرسیون کارایی عملکرد حسابرسی داخلی کارایی عملکرد کمیته حسابرسی تعداد اعضای هیات مدیره درصد اعضای غیر موظف هیات مدیره وجه نقد ناشی از فعالیت های عملیاتی اندازه موسسه حسابرسی نام متغیر عدد ثابت ضریب مقدار ضریب متغیر آماره 1/313 7/113 β 0 سطح معنی داري آزمون فرضیه اول "بین کارایی عملکرد حسابرسی داخلی و تجدیاد ارائاه صاورت های مالی رابطه معناداری وجود دارد." مطاب با جدول 3-9 سطح معنیداری )sig( متغیر کارایی عملکرد حسابرسی داخلی شرکت ها )1/197( کمتار از ساطح معنیداری در نظر گرفته شده در پاژوهش حاضار )%9( اسات همچنین قادرمطل آمااره بزرگتر از آماره است. لذا فرضیه مرباوط باه ایان متغیار) 1/811 ( بدست آمده از جدول باا هماان درجاه آزادی H 0 در سطح اطمینان %39 رد شاده و فرضایه اول تایید می گردد. آزمون فرضیه دوم " بین کارایی کمیته حسابرسی و تجدیاد ارائاه صاورت هاای مالی رابطه معناداری وجود دارد." مطاب با جدول 3-9 سطح معنیداری )sig( متغیر تعداد کارایی کمیته حسابرسی )1/183( کمتر از ساطح معنایداری در نظر گرفته شده در پاژوهش حاضار )%9( اسات همچناین قدرمطل آماره H 0 )1/133( مربوط به این متغیر بزرگتر از آمااره بدست آمده از جدول با همان درجه آزادی است. لاذا فرضایه گردد. در سطح اطمینان %39 رد شاده و فرضایه دوم تاییاد مای 1/111 1/197 1 /183 1 /189 1/173 1/177 1/897-1/811-1/133 1/399 1/318 8/717 7/717-1/931-1/383 7/313 1/991 7/877 1/337 β 1 β 1 β 8 β 9 β 9 β 3 IAQ ACQ NB NEB CFO AUDIT سال چهارم / شماره شانزدهم/ زمستان 6931 07
تاثیر کارائي عملکرد حسابرسي داخلي و کمیته حسابرسي بر... / صدريه کوکبي حمیدرضا کردلوئي و وحیدرضا میرابي 6- تحلیل موضوعی یافته هاي پژوهش حسابرسی داخلی یکی از ارکان سازمانهای امروزی بوده و کمیته های حسابرسی نیز به عنوان یکی از ساز و کارهای مهم حاکمیت شرکتی از طری اطاعات مالی بر عملکرد اقتصادی شرکت تاثیر میگذارند.از شاخص های سنجش عملکرد کمیته حسابرسی میزان مسئولیت های آنها وتناوب برگزاری جلسات توس اعضای کمیته میباشد. از سویی هدف گزارشگری مالی ارائه اطالعاتی تلخیص و طبقه بندی شده درباره وضعیت عملکرد و انعطاف پذیری مالی واحد تجاری است. شرکت ها هنگام اصال حسابداری کنند.نیکبخت باید و اشتباهات دوره های گذشته یا تغییر رویه های تجدید را ای مقایسه مالی صورتهای رفیعی) 7837 ( اثبات میکنند تجدید ارائه ارائه صورتهای مالی بر مربوط بودن و توان اتکای اطالعات صورتهای مالی اثر منفی دارد با این حال طی سال های اخیر در ایران تجدید ارائه صورتهای مالی در شرکت های پذیرفته شده در داشته زیادی رواح بورس است.اکثر تحقیقات خارجی نشان میدهد که بازار و سرمایه گذار به تجدید ارائه صورتهای مالی واکنش منفی نشان میدهد)بارون و همکاران 1117 اوو رز و همکاران 1111 گراهام و همکاران آزمون فرضیه اول ) 1/197 (متغیر گریفین کارایی 1111 پالمورس و 1113 لی و همکاران نشان داد این تحقی عملکرد حسابرسی همکاران 1119 نتیجه 1171(. سطح معنیداری شرکت ها داخلی کمتر از سطح معنیداری )%9( در نظر گرفته شده در پژوهش حاضر است همچنین قدرمطل متغیر) 1/811 ( بزرگتر از آماره آماره مربوط به این بدست آمده از جدول با همان درجه آزادی است. لذا با %39 سطح اطمینان میتوان گفت که بین کارایی عملکرد حسابرسی داخلی و تجدید ارائه صورتهای مالی رابطه معناداری وجود دارد. نتیجه آزمون فرضیه دو نیز نشان داد سطح معنیداری متغیر کارایی کمیته حسابرسی )1/183( کمتر از سطح معنیداری) %9 ( در نظر گرفته شده در پژوهش حاضر است همچنین قدرمطل آماره متغیر )1/811( بزرگتر از آماره مربوط به این بدست آمده از جدول با همان درجه آزادی است. بنابراین درسطح اطمینان %39 میتوان ادعا کرد بین کارایی عملکرد کمیته حسابرسی و تجدید ارائه صورتهای مالی رابطه معناداری وجود دارد. همچنین نتایج حاصل از برازس مدل رگزسیون نشان داد معادله رگرسیونی مزبور تنها حدود صورتهای مالی شرکت 99/3 درصد از تغییرات تجدید ارائه های مورد بررسی توس مستقل و کنترل مزبور تبیین میکنند. متغیرهای 7- نتیجه گیري و بحث نتایج آزمون فرضیه اول و دوم به ترتیب نشان داد که بین کارایی عملکرد حسابرسی داخلی و تجدید ارائه صورت های مالی و بین کارایی عملکرد کمیته حسابرسی و تجدید ارائه صورت های مالی رابطه معناداری وجود دارد. این نتایج با نتایج تحقیقات لی و همکاران) 1171 ( ينگ و همکاران) 1171 ( خدادادی و تاکر) 7837 ( فرزین و پیری) 7831 ( ناهمسو است. با توجه به نتایج فرضیه اول مبنی بر تاثیر کارایی عملکرد واحد حسابرسی داخلی بر تجدید ارائه صورت های مالی به مسئوين واحد مورد رسیدگی به ویژه به کمیته حسابرسی شرکت ها پیشنهاد می گردد به منظور کاهش تجدید ارائه صورت های مالی سعی نموده کارایی عملکرد واحد حسابرسی داخلی را در استفاده از تعداد نیروهای متخصص بیشتری در واحد حسابرسی داخلی نمایند. با توجه به نتایج فرضیه دوم مبنی تاثیر کارایی کمیته حسابرسی بر تجدید ارائه صورت های مالی به سهامداران و مجامع عمومی شرکت ها پیشنهاد می گردد سعی در انتخاب افرادی به عنوان کمیته نموده که سمت اجرایی در شرکت نداشته باشند تا از این طری همراه با افزایش استقالل کمیته حسابرسی موجبات افزایش کیفیت گزارشگری مالی نیز افزایش یابد. به منظور انجام پژوهشهای آتی در ارتباط با این پژوهش بررسی تأثیر متغیرهای همچون کیفیت حسابرسی شفافیت گزارشگری مالی بر تجدید ارائه صورت های مالی شرکت بررسی موضو مورد نظر به تفکی صنایع بررسی مقایسهای براساس اندازه شرکتها نیز پیشنهاد میشود. فهرست منابع کرمی غالمرضا و حامد عمرانی )7833( تاثیر چرخه عمر شرکت بر میزان مربوط بودن معیارهای ریس وعملکرد" پژوهش های حسابداری مالی ش 1. حساس حاکمیت رسمی. یگانه شرکتی یحیی و و کیفیت باغومیان رافی )7839( گزارشگری حسابدار مالی" حساس یگانه یحیی و قنبری فرحناز ( 7833 (. "بررسی تاثیر مکانیزم های حاکمیت شرکتی بر عملکرد شرکت" پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه الزهراء. وکیلی فرد حمیدرضا جعفری علیرضا و شهال ترکانی )7833( "بررسی میزان رعایت استاندارد حسابداری ایران مقررات بورس و قانون تجارت در شرکت های پذیرفته شده سال چهارم / شماره شانزدهم/ زمستان 00 6931
فصلنامه علمي پژوهشي دانش حسابداري و حسابرسي مديريت انجمن حسابداري مديريت ايران در بورس اوراق بهادار تهران" فصلنامه حسابداری مالی شماره 1. Barh, M., Cram, D. P., & Nelson, K., (2001). Accruals and hepredicion of Fuure Cash Flows.TheAccouning Review, 76, 25-58. Bailey, A.D., Gramling, A.A. and Ramamoori, S. (Eds) (2003), Research Opporuniies in Inernal Audiing, The Insiue of Inernal Audiors, Alamone Springs, FL. Brown, D., Mendenhall, S. and Khamer, J. (2003), Business ehics programs: is inernal audi playing a proacive role?, Inernal Audiing, Vol. 18 No. 4, pp. 28-32. Cook, and Wincle (1976) Audiing, Philosophy and Technique, pp. 136. Ibrahim El-Sayed Ebaid, (2011) Corporae governance pracices and audior s clien McNamee, D. (1992), Resolving problems in ehics and managemen, Managerial Audiing Journal, Vol. 7 No. 2, pp. 3-11. سال چهارم / شماره شانزدهم/ زمستان 6931 03