Evaluating the Effectiveness of the Internal Audit System on Added Economic Value in the Steel Industry
Subject Areas : Commercial Management
Mohammadraza Abbasi Astamal
1
,
Khadijeh Farokh Pour
2
1 -
2 - M.A., Department of Accounting, Ahar Branch, Islamic Azad University, Ahar, Iran,
Keywords: Effectiveness of Internal Audit System, Added Economic Value, Steel Industry.,
Abstract :
The present Identifying and ranking factors influencing auditor selection using the logit model. This research is practical in terms of purpose and in terms of methodology, the correlation is of the causal type (after event). The statistical population of the research was the companies admitted to the Tehran Stock Exchange, the companies active in the steel industry have been selected as samples, and the number of 15 companies selected as a research sample in the 5-year period between 2018 and 2023 were examined. The method used to collect information is a library, and Stata software was used to test the research hypotheses. The results of the research show that effectiveness of the internal audit system has a direct impact on the added economic value in the steel industry. The number of internal audit staff has a direct impact on the added economic value in the steel industry. The tenure of the internal audit manager has a direct impact on the added economic value in the steel industry. The experience of the internal audit manager has a direct impact on the added economic value in the steel industry.
آداب، ابوالفضل، قاضی نوری، سید سپهر، قاضی نوری، سید سروش، شاهوردی، حمیدرضا و احمدپور، کیومرث. (1399). واکاوی زنجیره ارزش صنعت فولاد ایران با استفاده از تحلیل اقتصادی زنجیره ارزش و جریان مواد. پژوهش های مدیریت عمومی، 13(48)، 59-85.
پاکساز، محمدحسین، عبدلی و محمدرضا. (1400). ارائه مدل پیامدهای درونی اثربخشی حسابرسی داخلی براساس تحلیل مدل فراگیر تفسیرگرایانه. دانش حسابرسی، 21(1(پیاپی 82))، 142-178.
تائبی نقندری، امیرحسین، تائبی نقندری، علی و عباس زاده، مهری. (1396). تأثیر تعدیل گری اندازه ی شرکت بر رابطه ی بین حاکمیت شرکتی و عملکرد اقتصادی شرکت ها. دانش حسابداری، 8(1(پیاپی 28))، 155-182.
توتونچی محمدی، محمدجواد و عباسی استمال، محمدرضا. (1401). تاثیر برون سپاری و سایر ویژگی های واحد حسابرسی داخلی بر ریسک مالی با تاکید بر نقش توانایی مدیران. چهارمین همایش سالانه انجمن مالی ایران، اصفهان.
داداشی، ایمان، کردمنجیری، سجاد و برادران، مریم. (1397). تأثیر ساختار حسابرسی داخلی بر احتمال تقلب در صور تهای مالی شرکت¬های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابرسی، 18(70)، 159-178.
رضایی، فرزین، فیروزعلیزاده، اکرم و نورمحمدی، الهام. (1399). رابطه توانایی مدیریت با اجزاء مدیریت ریسک یکپارچه. پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی، 12(48)، 23-41.
غایبی، جلیل و ارکان، علی اکبر. (1398). بررسی رابطه بازده دارایی‌ها با ارزش افزوده اقتصادی در صنعت نساجی کشور. مجله پژوهش های معاصر در علوم و تحقیقات، 1(7)، 10-21.
محمدی، سجاد و صالحی، اله‌کرم. (1400). ویژگی‌های حسابرسی داخلی و رابطه آن با پذیرش و اجرای استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی. پیشرفت‌های حسابداری، 13(2)، 341-311.
منتی، وحید و چابکی، یاسین. (1402). تأثیر عملکرد حسابرسی داخلی بر استفاده واحدهای حسابرسی داخلی از تجزیه‌وتحلیل دادهها. پژوهشهای کاربردی در گزارشگری مالی، 12(1)، 7-40.
ویسی، پریسا. (1402). بررسی تاثیر حضور زنان در کمیته حسابرسی و هزینه های تحقیق و توسعه بر ارزش افزوده اقتصادی. نشریه چشم انداز حسابداری و مدیریت، 6(78)، 54-69.
Abdallah, A. A-N., & Ismail, A. K. (2017). Corporate governance practices, ownership structure, and corporate performance in the GCC countries. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 40, 98-115.
Bandar, A., Kuaiber, M., Almalik, O. (2021). The Impact of the Internal Audit System on Improving the Quality of Banking Services in Commercial Bank. PalArch's Journal of Archaeology of Egypt/ Egyptology, 18(1), 1009-1023.
Huang, P., Lu, Y., & Wee, M. (2020). Corporate governance analysts and firm value: Australian evidence. Pacific-Basin Finance Journal, 63, 101430.
Jarah, B. A. F., Al-Jarrah, M. A., Al-Zaqeba, M. A. A., & Al-Jarrah, M .F. M. (2022). The Role of Internal Audit to Reduce the Effects of Creative Accounting on the Reliability of Financial Statements in the Jordanian Islamic Banks. International Journal of Financial Studies, 10(3), 60.
Johl, S. K., Johl, S. K., Subramaniam, N. & Cooper, B. (2013). Internal audit function, board quality and financial reporting quality: evidence from Malaysia. Managerial Auditing Journal, 28(9).
Li, H., Dai, J., Gershberg, T., & Vasarhelyi, M. A. (2018). Understanding usage and value of audit analytics for internal auditors: An organizational approach. International Journal of Accounting Information Systems, 28, 59–76.
Lynch., C., & Ferasso, M. (2023). The influence of a company's inherent values on its sustainability: Evidence from a born-sustainable SME in the footwear industry. Cleaner and Responsible Consumption, 9, 100124.
Saidin, S. Z. (2010) .The Relationship between Internal and External Auditors of Local Authorities in England and Malaysia, Submitted to the University of Sheffield in Fulfillment of the Requirements for the Degree of Doctor of Philosophy The University Of Sheffield.
Shabani, N., Munir, A., Mohanty, S. P. (2022). A Study of Big Data Analytics in Internal Auditing. In: Arai, K. (Eds) Intelligent Systems and Applications. IntelliSys 2021. Lecture Notes in Networks and Systems, vol 295. Springer, Cham.
Weaver, S. C. (2001). Measuring Economic Value Added: A Survey of the Practices of EVA Proponents. Journal of Applied Finance, 11, 50-61.
ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد
خدیجه فرخ پور1، محمدرضا عباسی استمال2*
چکیده | |
نوع مقاله: مقاله پژوهشي
تاریخ دریافت: 17/11/1403 تاریخ پذیرش: 07/03/1404
| این پژوهش به بررسی ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد می‌پردازد. این پژوهش ازلحاظ هدف، کاربردی بوده و از بعد روش‌شناسی همبستگی از نوع علّی (پس رویدادی) میباشد. جامعه آماری پژوهش شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده و شرکتهای فعال در صنعت فولاد به‌عنوان نمونه انتخاب شده و تعداد 15 شرکت به‌عنوان نمونه پژوهش انتخاب‌شده در دوره زمانی 5 ساله بین سالهای 1398 تا 1402 مورد بررسی قرار گرفتند. روش مورد استفاده جهت گردآوری دادهها، کتابخانه‌ای بوده و برای آزمون فرضیههای پژوهش از نرم‌افزار استاتا استفاده شده است. نتایج حاصل از پژوهش نشان میدهد که اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد. تعداد کارکنان حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد. دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد. تجربه مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد.
|
کلیدواژهها | اثربخشی نظام حسابرسی داخلی، ارزش‌افزوده اقتصادی، صنعت فولاد |
ناشر: دانشگاه آزاد اسلامي واحد شهرقدس
* نویسنده مسئول: محمدرضا عباسی استمال ایمیل: mr.abbasi58@iau.ac.ir
1. کارشناسی ارشد، گروه حسابداری، واحد اهر، دانشگاه آزاد اسلامی، اهر، ایران
2. استادیار، گروه حسابداری، واحد ورزقان، دانشگاه آزاد اسلامی، ورزقان، ایران (نویسنده مسئول)
مقدمه
معیارهای سنتی ارزیابی عملکرد به دلیل در نظر نگرفتن هزینه سرمایه و نیز استفاده از دادههای حسابداری، در معرض انتقادات فراوانی میباشند. در طرف مقابل ارزش‌افزوده اقتصادی با لحاظ کردن هزینه فرصت و سود اقتصادی، معیاری بهتری در ارزیابی ارزش ایجاد شده در شرکت‌ها است (غائبی و ارکان، 1398). ارزش‌افزوده اقتصادی سبب می‌شود سود حسابداری به سود اقتصادی نزدیک‌تر شود و اندازه‌گیری ارزش ایجاد شده توسط شرکت برای سهامداران راحت شود. به نظر ویور1 (۲۰۰۱) ارزش‌افزوده اقتصادی حلقه مفقوده بازده سهامداران، بازده اقتصادی و بازده حسابداری است. از سوی دیگر، از اهمیت واحد حسابرسی داخلی، همین بس که بر اساس مدل حاکمیت شرکتی انجمن حسابرسان داخلی، از واحد حسابرسی داخلی اثربخش به‌عنوان یکی از چهار سنگ بنای حاکمیت شرکتی همراه با کمیته حسابرسی، مدیریت اجرایی و حسابرسان مستقل نام‌برده شده است (سعدین، 2010). استفاده از حسابرسان داخلی و کمیته حسابرسی از مهم‌ترین ابزارهایی بوده که طی سالهای اخیر مورد توجه قرار گرفته است. به همین دلیل موضوع حسابرسان داخلی شرکت‌ها و ساختارهای مرتبط با آن‌ها از عوامل مهمی بوده که بر گزارشگری مالی اثرگذار است. تعداد افراد حاضر در واحد حسابرسی، دوره تصدی آن‌ها به لحاظ تسلط به امور شرکت، تجربه کاری آن‌ها به لحاظ داشتن اطلاعات و جایگاه سازمانی در شرکت از مهم‌ترین عواملی بوده که میتواند بر کیفیت دادههای ارائه شده اثرگذار باشد. از نظر سازمانی، نقشی که برای حسابرسان داخلی در نظر گرفته شده، تلاش برای بهبود گزارشهای مالی است. به همین دلیل انتظار میرود گزارشهای مالی ارائه شده توسط شرکتهایی که دارای واحد حسابرسی داخلی با کیفیتی هستند نسبت به سایر شرکت‌ها از کیفیت مناسبتری برخوردار باشد (داداشی و همکاران، 1397). برخی پژوهشگران مانند ابوت و کارسلو به این نکته مهم اشاره داشته‌اند که برای دست‌یابی به نتایج مطلوب در یک شرکت، صرفِ وجود یک واحد حسابرسی داخلی کافی نبوده است بلکه میزان کیفیت واحد حسابرسی داخلی است که نقش حیاتی دارد (جوال و همکاران، 2013). صنعت فولاد به‌عنوان یکی از صنایع مادر کشور نقشی بسزا در اشتغال‌زایی و ارزآوری دارد و از صنایع زیربنایی توسعه کشور بشمار میرود. ایران در فاکتورهای مهم تولید فولاد مزیت دارد؛ بر اساس طرح جامع فولاد ایران، تمامی حلقه‌های زنجیره ارزش این صنعت می‌بایست به‌صورت متوازن توسعه یابند تا کشور از حیث تأمین مواد اولیه و میانی زنجیره خودکفا باشد (آداب و همکاران، 1399). پیچیدگی سازمانی و گسترش معاملات تجاری در اغلب کشورها موجب شده است که مدیران بنگاههای انتفاعی و غیرانتفاعی با توجه به مسئولیت خود و در راستای دست‌یابی به هدف‌های سازمانی و بمنظور اطمینان یافتن از هدایت بهینه تمامی منابع، واحدی به نام حسابرسی داخلی تشکیل دهند. دامنه فعالیت‌های حسابرسی داخلی به‌مراتب بیش‌ازپیش گسترش یافته است. از مهم‌ترین سازوکارهای ایفای مسئولیت پاسخگویی، کنترل‌های داخلی و به‌تبع آن حسابرسی داخلی است. حسابرسی داخلی در تدوین روش‌های کنترل داخلی اعم از مالی و غیرمالی، استقرار سیستم کنترل داخلی، بررسی و ارزیابی سیستم کنترل داخلی، ارائه پیشنهادهای سازنده برای بهبود این سیستم و ارزیابی اثربخشی و کارایی استفاده از منابع بنگاه، نقشی اساسی و کلیدی دارد و در این راستا، سیستم‌های مالی، مدیریتی و عملیاتی و هم‌چنین، رسیدگی‌های ویژه را در دامنه کار خود دارد؛ بنابراین، مقوله حسابرسی به‌عنوان زیربنای سامانه‌های مالی و اعتباری مقبولیت گسترده‌ای یافته است. به‌گونه‌ای که اعتباردهندگان و دارندگان منابع مالی خود، به یک اعتماد و اطمینان خاطر اولیه دست یابند. واحد حسابرسی داخلی شرکت و ویژگی‌های آن میتواند مقدمات بهبود ارزش‌افزوده اقتصادی را فراهم آورد. به نظر می‌رسد که ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد گامی مفيد در جهت تکميل ادبيات مربوط به اين موضوعات در محيط اقتصادی مربوط به بازار سرمايه ايران باشد و با توجه به اینکه نتایج آن برای سهامداران، سرمایه‌گذاران، مدیران و مؤسسات اعتباری و شرکت‌ها میتواند مفید باشد؛ لذا، ضرورت اجرای آن به‌روشنی قابل درک میباشد و میتواند راهگشا برای پژوهشهای آتی باشد. هم‌چنین، انجام این پژوهش باعث توسعه ادبیات و مبانی نظری پژوهش در این زمینه باشد؛ بنابراین، انجام پژوهش ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد لازم و ضروری به نظر می‌رسد. در این راستا و با توجه به مطالب بالا این پژوهش درصدد پاسخ به این سؤال است که ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد چگونه است؟
مبانی نظری و پیشینه پژوهش
تجزیه‌وتحلیل داده، فرصت‌های بزرگی را در حوزه حسابرسی داخلی فراهم آورده است. با ظهور ابر دادهها، وظایف حسابرسی داخلی سازمانها، امکان استفاده از چنین دادههایی را بمنظور شناسایی ریسکها و شناخت کسبوکار دارند (منتی و چابکی، 1402). شعبانی و همکاران2 (2022) نشان دادند که تجزیه‌وتحلیل دادهها میتواند در مرحله برنامه‌ریزی به ارزیابی خطر، آزمون شبیه‌سازی دادهها و نمونه‌گیری آماری دادهها، اجرای عملیات به حسابرسی و پایش مستمر، شناسایی و کشف تقلب، تشخیص خطرهای پیش‌بینی شده و گزارشگری بکمی کردن خطرها، مدیریت بر مبنای استثنا در زمان واقعی، بررسی تحلیل علل ریشه‌ای در حسابرسی داخلی، به کار گرفته شود آن‌ها نشان دادند که تجزیه‌وتحلیل دادهها در حسابرسی داخلی میتواند منتج به افزایش کیفیت حسابرسی، اطمینان بخشی نسبت به ریسک، کشف تقلب، کمک به برنامه‌ریزی حسابرسی و هم‌چنین، کاهش هزینه حسابرسی شود که این مسئله به دنبال خود افزایش عملکرد مالی و اقتصادی را در پی دارد. تجزیه‌وتحلیل دادهها میتواند توانایی حسابرسی داخلی را در تشخیص تقلب و سوء رفتار افزایش دهد (لی و همکاران، 2018). حسابرسی داخلی به‌عنوان بخش مهمی از سیاست‌ها و راهبردهای بین‌المللی گزارشگری مالی تلقی می‌شود که میتواند به ایجاد ارزش برای ذینفعان منجر شود (محمدی و صالحی، 1400). توتونچی محمدی و عباسی استمال (2023) با بررسی تأثیر برون‌سپاری و سایر ویژگی‌های واحد حسابرسی داخلی بر ریسک مالی با تأکید بر نقش توانایی مدیران نشان دادند که برون‌سپاری و سایر ویژگی‌های واحد حسابرسی داخلی بر ریسک مالی تأثیر مستقیم دارد. هم‌چنین، توانایی مدیران بر ارتباط بین تعداد کارکنان حسابرسی داخلی و ریسک مالی تأثیر مستقیم دارد و نیز، توانایی مدیران بر ارتباط بین دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی و ریسک مالی تأثیر مستقیم دارد. لینچ و فراسو3 (2023) با بررسی تأثیر ارزش‌های ذاتی یک شرکت بر پایداری آن: شواهدی از شرکتهای پایدار متولد شده در صنعت کفش نشان دادند که با مقایسه نمایه‌های بنیان‌گذار و شرکت، ارزش‌های ذاتی بر پایداری شرکت تأثیر می‌گذارد تا پایدارتر باشد. منتی و چابکی (2023) با بررسی تأثیر عملکرد حسابرسی داخلی بر استفاده حسابرسان داخلی از تجزیه‌وتحلیل دادهها نشان دادند که بر اساس نظر مشارکت‌کنندگان در پژوهش، حضور خط گزارش اولیه حسابرس داخلی به کمیته حسابرسی، منجر به افزایش استفاده از تجزیه‌وتحلیل دادهها می‌شود. ویسی (2023) با بررسی تأثیر حضور زنان در کمیته حسابرسی و هزینه‌های پژوهش و توسعه بر ارزش‌افزوده اقتصادی نشان دادند که حضور زنان در کمیته حسابرسی بر ارزش‌افزوده اقتصادی تأثیر مثبت و معناداری دارد و هزینه‌های پژوهش و توسعه بر ارزش‌افزوده اقتصادی تأثیر مثبت و معناداری دارد. جرح و همکاران4 (2022) با بررسی نقش حسابرسي داخلي را در كاهش اثرهاي حسابداري خلاقانه و مبتكرانه بر قابليت اطمينان صورت‌های مالي در بانک‌های اسلامي كشور اردن نشان دادند که حسابرسي داخلي (شامل عينيت، استقلال، قابليت اتكا، مراقبت حرفه‌ای و بی‌طرفی) در محدود كردن اثرهاي حسابداري خلاق بر قابليت اطمينان صورت‌های مالي در بانک‌های اسلامي در كشور اردن تأثير دارد. محمدی و صالحی (2022) با بررسی ویژگی‌های واحد حسابرسی داخلی و تأثیر آن بر پذیرش و روش اجرای استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی نشان دادند که واحد حسابرسی داخلی میتواند نقشی مؤثر در پذیرش و نحوه‌ی اجرای استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی داشته باشد و توجه مدیران به حمایت و اهمیت این نقش معطوف می‌شود.
بندر و همکاران5 (2021) با بررسی تأثير سيستم حسابرسي داخلي بر بهبود كيفيت خدمات بانكي در بانک‌های تجاري نشان دادند که در بهبود كيفيت خدمات ارائه شده توسط بانك به مشتريان منعكس مي‌شود. پاکساز و عبدلی (2021) با ارائه مدل پیامدهای درونی اثربخشی حسابرسی داخلی بر اساس تحلیل مدل فراگیر تفسیر گرایانه نشان دادند که افزایش سطح بازده دارایی‌ها مهم‌ترین پیامد درونی حسابرسی داخلی اثربخش میباشد. غایبی و ارکان (2020) با بررسی رابطه بازده دارایی‌ها با ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت نساجی کشور نشان دادند که میان بازده دارایی‌ها با حاشیه ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت نساجی رابطه مستقیم برقرار است. هم‌چنین، جهت مشخص شدن ابعادی بیش‌تر از رابطه معیارهای سنتی مورد اشاره با معیار ارزش‌افزوده اقتصادی، ارتباط بازده دارایی‌ها نیز با نسبت سود عملیاتی پس از کسر مالیات به مبلغ هزینه سرمایه نیز بررسی شد. هانگ و همکاران6 (2020) به بررسی تأثیرات تحلیل گران حاکمیت شرکتی بر ارزش شرکت را در استرالیا نشان دادند که تحلیلگران حاکمیت شرکتی هیچ تأثیری قابل‌توجه بر ارزش شرکت در استرالیا ندارند. از نظر تئوری، تحلیلگران حاکمیت شرکتی از راه نظارت بر مدیریت، افزایش تولید و انتشار دادهها و افزایش شناخت سرمایه‌گذاران، ارزش شرکت را ایجاد می‌کنند. با این حال، آن‌ها این اثر را در استرالیا پیدا نکردند. با استفاده از افزایش بیرونی در پوشش توسط تحلیل گران حاکمیت شرکتی، آن‌ها متوجه شدند که برخلاف مورد شرکتهای انگلستان، تحلیل گران حاکمیت شرکتی هیچ تأثیری قابل‌توجه بر ارزش شرکت در استرالیا ندارند. عبدالله و اسماعیل7 (۲۰۱۷) رابطه شیوه‌های حاکمیت شرکتی، ساختار مالکیت و عملکرد شرکت را مورد بررسی قرار دادند آن‌ها دریافتند که رابطه مثبت بین کیفیت حاکمیت و عملکرد شرکت در سطوح پایین تمرکز مالکیت قوی‌تر است. جالب توجه است که رابطه بین حاکمیت و عملکرد شرکت تابع افزایش مالکیت پراکنده است و اینکه افزون بر ارزش حاکمیت خوب لزوماً در سطح بالایی از تمرکز مالکیت حفظ نشده است. ضمن اینکه، چنین رابطه به بالاترین سطح خود می‌رسد زمانی که دولت و یا شرکتهای محلی سهامداران عمده این شرکت هستند.
فرضیههای پژوهش
فرضیه 1: اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
فرضیه 1-1: تعداد کارکنان حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
فرضیه 1-2: دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
فرضیه 1-3: تجربه مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
روش پژوهش
این پژوهش از لحاظ روش همبستگی و از لحاظ هدف کاربردی میباشد و از این جهت که از دادههای تاریخی برای این پژوهش استفاده می‌شود لذا از پژوهشهای پس رویدادی بشمار میرود هم‌چنین، از آنجا که این نوشتار به توصیف آنچه که هست یا توصیف شرایط موجود بدون دخل و تصرف (و نه به الزام و توصیه خاص) و با توجه به آنکه قضاوت‌های ارزشی در این پژوهش کم‌رنگ است، این پژوهش در زمره پژوهشهای توصیفی حسابداری بشمار میرود. جامعه آماری پژوهش، تمامی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنعت فولاد میباشد و شرکتهایی که دارای ویژگی‌ها و شرایط زیر میباشند به‌عنوان نمونه پژوهش در نظر گرفته شد:
1. طي سال‌هاي مورد مطالعه پژوهش 1398 تا 1402، نماد معاملاتي آن‌ها از تابلوي بورس خارج نشده باشد (فعالیت مستمر و پایدار در بازار سرمایه).
2. شرکتهای مورد مطالعه نبايستي سال مالي و فعالیت خود را طي دوره‌هاي مورد نظر تغيير داده باشند (همگن بودن سال مالی و فعالیت در طول دوره مطالعه).
3. در صنعت فولاد فعالیت داشته و دادههای مالی موردنیاز، در دسترس باشد.
4. شرکت مورد نظر طي دوره پژوهش فعاليت مستمر داشته و سهام آن مورد معامله قرار گرفته باشد و وقفه معاملاتي نداشته باشد.
این پژوهش از لحاظ روش گردآوری دادهها، به‌صورت کتابخانه‌ای صورت می‌گیرد. مبانی نظری از کتب و مجلات، مقالات، پایان‌نامه‌های تخصصی فارسی در زمینه مالی و حسابداری گردآوری‌شده است. در این پژوهش جهت گردآوری دادهها از بانک‌های اطلاعاتی، اسناد، سوابق و گزارشهای حسابرسی شرکت‌ها و صورت‌های مالی و سایر اسناد و مدارک و یادداشت‌های همراه برگرفته از آرشیو بورس اوراق بهادار تهران (سایت کدال) و نرم‌افزار ره‌آورد نوین استفاده خواهد شد. روش بررسي دادهها به‌صورت مقطعي و سال به سال (دادههای تابلویی) است. در اين پژوهش براي آزمون فرضيه‌‌ها از روش رگرسيون چند متغیره استفاده خواهد شد. بمنظور تحلیل دادههای به دست آمده از روش‌های آمار توصیفی و استنباطی استفاده شده است. بدین ترتیب که برای توصیف دادهها از جدول توزیع فراوانی و در سطح استنباطی برای آزمون فرضیههای پژوهش از آزمون اف لیمر، آزمون هاسمن، آزمون ناهمسانی واریانس، آزمون خودهمبستگی سریالی، آزمون هم جمعی و آزمون رگرسیون چند متغیره استفاده شد.
متغیر وابسته: ارزش‌افزوده اقتصادی
برای محاسبه ارزش‌افزوده اقتصادی که توسط استوارت8 (1991) معرفي شد، از فرمول زیر استفاده شده است:
EVA=(r-c)*capital
r = نرخ بازده سرمایه
c = نرخ هزینه سرمایه
معادل‌های سرمایه + بدهی‌های بهره دار + سایر اقلام سرمایه + سرمایه سهام عادی= CAPITAL
برای اندازه‌گیری ارزش‌افزوده اقتصادی لازم است ابتدا اجزای آن را تعریف کرد و سپس در فرمول جایگزین کرد.
نرخ بازده سرمایه R:
نرخ بازده سرمایه از فرمول روبه‌رو بدست می‌آید:
R = NOPAT/CAPITAL
براي محاسبه نرخ بازده سرمايه اقتصادي (r) می‌توان از دو رويكرد عملياتي و تأمين مالي استفاده کرد كه در اين پژوهش از رويكرد عملياتي استفاده شده است. لازم به يادآوري است كه استفاده از هر دو رويكرد به نتايج مشابهي خواهد شد. بر اين اساس، سود اقتصادي و سرمايه بكار گرفته شده به‌صورت زير محاسبه می‌شود.
تعدیلات+افزایش (کاهش) معادل‌های سرمایه + صرفه‌جویی‌های مالیاتی هزینه بهره – هزینه بهره + سود حسابداری = NOPAT
بمنظور محاسبه سود اقتصادي از گزارش سود و زیان واحدهاي تجاري رقم سود ويژه پس از كسر ماليات، استخراج و مبالغ مربوط به هزينه آموزش، هزينه پژوهش و توسعه، هزينه تبليغات مربوط به هر سال به آن اضافه می‌شود. هم‌چنين، در مورد مبالغ مربوط به حساب‌های بازخريد خدمت كاركنان، ذخيره مطالبات مشكوك الوصول، ذخيره كاهش ارزش موجودی‌ها، ذخيره كاهش ارزش سرمایه‌گذاری‌ها، تفاوت بين مانده نخست دوره و آخر دوره حساب‌ها محاسبه شده و سپس بمنظور محاسبه سود اقتصادي به رقم سود ويژه اضافه می‌شود.
متغیر مستقل: اثربخشی نظام حسابرسی داخلی
1) تعداد کارکنان حسابرسی داخلی (NUMSTAFF): برابر با تعداد کارکنان شاغل در واحد حسابرسی داخلی شرکت. دادههای این متغیر از سامانه اطلاعرسانی ناشران استخراج شده است.
2) دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی (TENURE): و برابر با تعداد سالهای که یک شخص به‌صورت متوالی به‌عنوان مدیر حسابرسی داخلی در یک شرکت فعالیت داشته باشد.
3) تجربه مدیر حسابرسی داخلی (EXPRINCE): و برابر با لگاریتم طبیعی تعداد سالهایی که مدیر حسابرسی داخلی شرکت در حوزه حسابرسی و مالی سابقه کار داشته باشد. دادههای این متغیر از سامانه اطلاعرسانی ناشران استخراج خواهد شد.
متغیرهای کنترلی
1) مالکیت نهادی (Instit): مالكيت نهادي، دربرگيرنده تعداد سهام عادي شركت است كه در اختيار سرمایه‌گذاران نهادي قرار دارد. براي محاسبه درصد مالكيت نهادي در هر شركت، تعداد سهام سهامداران بالایی 5 درصد بر كل تعداد سهام عادي شركت، در پايان دوره مالي تقسيم شده است.
2) فرصت‌های رشد (MTB): برابر است با نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری دارایی‌ها
3) اندازه شرکت (Size): از لگاریتم طبیعی دارایی‌ها اندازه‌گیری شده است.
4) بازده دارایی‌ها (ROA): از راه نسبت سود قبل از بهره و مالیات به کل دارایی‌ها اندازه‌گیری شده است.
5) رشد فروش (Sales): از راه نسبت تغییرات فروش به فروش سال قبل اندازه‌گیری شده است.
6) اهرم مالی (Lev): از نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها اندازه‌گیری شده است.
یافته‌های پژوهش
آمار توصيفي متغيرها
جدول 1 آمار توصيفی مربوط به متغيرهاي اين مدل را نشان میدهد که بيانگر پارامترهاي توصيفی براي هر متغير به‌صورت مجزا میباشد. اين پارامترها عمدتاً شامل دادههای مربوط به شاخصهاي مرکزي، نظير بيشينه، کمينه، ميانگين و هم‌چنين، دادههای مربوط به شاخصهاي پراکندگی نظير واريانس است. در اين جدول تعداد مشاهدات برای هر متغیر برابر 75 مشاهده است.
جدول 1. آمار توصيفي متغيرهاي پژوهش
نام متغیر | نماد | تعداد | میانگین | انحراف معیار | کمینه | بیشینه |
ارزش‌افزوده اقتصادی | EVA | 75 | 194/0 | 153/0 | 027/0 | 952/0 |
اثربخشی نظام حسابرسی داخلی | Factorl | 75 | 035/0- | 799/0 | 950/0- | 813/2 |
تعداد کارکنان حسابرسی داخلی | NUMSTAFF | 75 | 32/2 | 194/2 | 1 | 7 |
دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی | TENURE | 75 | 106/2 | 121/1 | 1 | 5 |
تجربه مدیر حسابرسی داخلی | EXPRINCE | 75 | 671/2 | 294/0 | 609/1 | 465/3 |
مالکیت نهادی | InstOwn | 75 | 581/0 | 181/0 | 267/0 | 938/0 |
فرصت‌های رشد | MTB | 75 | 245/3 | 829/1 | 155/1 | 227/11 |
اندازه شرکت | Size | 75 | 716/16 | 135/2 | 735/12 | 571/21 |
بازده دارایی‌ها | ROA | 75 | 262/0 | 134/0 | 033/0- | 607/0 |
رشد فروش | Growth | 75 | 6204/0 | 4008/0 | 254/0- | 608/1 |
اهرم مالی | LEV | 75 | 412/0 | 162/0 | 122/0 | 833/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
ميانگين متغير اهرم مالی برابر با 412/0 میباشد؛ که نشان میدهد بيش‌تر داده‌هاي مربوط به اين متغير حول اين نقطه تمرکز یافته‌اند. پارامترهاي پراکندگی، به‌طورکلی معياري براي تعيين ميزان پراکندگی دادهها از يكديگر يا ميزان پراکندگی آن‌ها نسبت به ميانگين است. از جمله مهمترين پارامترهاي پراکندگی انحراف معيار است. مقدار اين پارامتر براي متغير تعداد کارکنان حسابرسی داخلی برابر 194/2 و برای متغیر بازده دارایی‌ها برابر با 134/0 است که نشان میدهد در بين متغيرهاي پژوهش، تعداد کارکنان حسابرسی داخلی و بازده دارایی‌ها به ترتيب داراي بيش‌ترين و کم‌ترين ميزان پراکندگی میباشند.
آزمون F لیمر و آزمون هاسمن
آزمون F لیمر بیانگر این مطلب است که در سطح خطای 5 درصد مابین روش رگرسیون پانلی یا تابلویی (Panel) و تلفیقی (Pooling)، باید از روش رگرسیون تابلویی استفاده شود (001/0p<). بین مدلهای اثرات ثابت و اثرات تصادفی با استفاده از آزمون هاسمن مدل مناسب‌تر انتخاب شود. اگر سطح معناداری زیر 5 درصد باشد روش اثرات ثابت و اگر بالای 5 درصد باشد روش اثرات تصادفی ارجح است. نتایج آزمون اف لیمر و آزمون هاسمن در جدول 2 ارائه شده است:
جدول 2. نتایج حاصل از آزمون F لیمر و آزمون هاسمن
مدل | آزمون | آماره آزمون | احتمال | نتیجه |
|---|---|---|---|---|
نخست | F لیمر | 12/3 | 0014/0 | روش تابلویی |
هاسمن | 79/28 | 0002/0 | اثرات ثابت | |
دوم | F لیمر | 55/2 | 0071/0 | روش تابلویی |
هاسمن | 39/18 | 0103/0 | اثرات ثابت | |
سوم | F لیمر | 63/2 | 0057/0 | روش تابلویی |
هاسمن | 08/12 | 0979/0 | اثرات تصادفی | |
چهارم | F لیمر | 87/2 | 0029/0 | روش تابلویی |
هاسمن | 95/24 | 0008/0 | اثرات ثابت |
منبع: یافته‌های پژوهش
همان‌گونه که در جدول 2 منعکس شده، احتمال F لیمر تمامی مدلهای پژوهش کم‌تر از 5% میباشد. لذا براي تخمین تمامی مدل‌ها از روش تابلویی استفاده می‌شود و با توجه به اینکه احتمال آزمون هاسمن تمامی مدلهای پژوهش (به‌غیراز مدل سوم) کم‌تر از 5% میباشد لذا از مدل اثرات ثابت براي تخمین این مدل‌ها استفاده شده است.
آزمون ناهمسانی واریانس
وقتی خطاها ناهمسان باشند، انحراف معیار عرض از مبدأ بسیار بزرگ می‌شود. انحراف معیار ضرایب شیب نیز به شکل ناهمسانی بستگی دارد. نتایج آزمون ناهمسانی واریانس در جدول 3 ارائه شده است:
جدول 3. نتایج حاصل از آزمون ثابت بودن واریانس جزء خطا
مدل | آماره آزمون | احتمال | نتیجه |
نخست | 62/284 | 0000/0 | ناهمسانی واریانس جزء خطا |
دوم | 65/788 | 0000/0 | ناهمسانی واریانس جزء خطا |
سوم | 94/545 | 0000/0 | ناهمسانی واریانس جزء خطا |
چهارم | 31/509 | 0000/0 | ناهمسانی واریانس جزء خطا |
منبع: یافته‌های پژوهش
نتایج حاصل در جدول 3 نشان میدهد که سطح معنی‌داری آزمون والد تعدیل شده در مدلهای پژوهش کم‌تر از 5 درصد میباشد و بیانگر وجود ناهمسانی واریانس در جملات اخلال میباشد که این مشکل در تخمین نهایی مدل‌ها با اجرای دستور gls رفع شده است.
آزمون خودهمبستگی
یکی از فرض‌‌های اساسی در تخمین مدل رگرسیون به روش OLS عدم خودهمبستگی بین جملات خطا یا همبستگی سریالی است. نتایج آزمون خودهمبستگی سریالی در جدول 4 ارائه‌شده است:
جدول 4. نتایج حاصل از آزمون عدم وجود خودهمبستگی جزء خطا
مدل | آماره آزمون | احتمال | نتیجه |
نخست | 026/0 | 9896/0 | عدم وجود همبستگی جزء خطا |
دوم | 053/0 | 8211/0 | عدم وجود همبستگی جزء خطا |
سوم | 031/0 | 9894/0 | عدم وجود همبستگی جزء خطا |
چهارم | 021/0 | 8868/0 | عدم وجود همبستگی جزء خطا |
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به نتایج جدول 4 مشاهده می‌شود که سطح معناداری آزمون والدریج برای مدلهای پژوهش بیش‌تر از 5 درصد بوده و بیانگر وجود خودهمبستگی سریالی در مدل‌ها میباشد.
نتایج آزمون فرضیه نخست پژوهش
فرضیه 1: اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
جدول 5. نتایج مدل رگرسیونی فرضیه 1
متغیر | نماد | ضریب | خطاي استاندارد | آماره z | احتمال | هم خطی | ||
مقدار ثابت | C | 085/0- | 142/0 | 60/0- | 551/0 | --- | ||
اثربخشی نظام حسابرسی داخلی | Factorl | 092/0 | 023/0 | 02/4 | 000/0 | 18/1 | ||
مالکیت نهادی | InstOwn | 0607/0 | 085/0 | 71/0 | 480/0 | 08/1 | ||
فرصت‌های رشد | MTB | 008/0 | 008/0 | 97/0 | 333/0 | 27/1 | ||
اندازه شرکت | Size | 012/0 | 006/0 | 83/1 | 068/0 | 55/1 | ||
بازده دارایی‌ها | ROA | 067/0 | 148/0 | 46/0 | 649/0 | 98/1 | ||
رشد فروش | Growth | 018/0- | 039/0 | 48/0- | 629/0 | 35/1 | ||
اهرم مالی | LEV | 001/0 | 10/0 | 01/0 | 990/0 | 33/1 | ||
ضریب تعین | 3915/0 | |||||||
آماره والد | 33/36 | |||||||
احتمال (آماره والد) | 0000/0 | |||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
بمنظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل ارائه شده در جدول 5 بهره گرفته شده است. نتایج نشان میدهد که مقدار احتمال (سطح معنی‌داری) والد برابر 0000/0 بوده و چون این مقدار کم‌تر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود، یعنی مدل معنیدار است. مقدار آماره نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان میدهد، تقریباً 39% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهاي مستقل و کنترلی مدل، توضیح داده می‌شوند. آزمون هم خطی نشان میدهد عامل تورم واریانس در متغیرهای مدل وجود ندارد. در حالت کلی نتایج نشان میدهد که ضریب متغیر اثربخشی نظام حسابرسی داخلی برابر 092/0 و با توجه به سطح خطای مورد پذیرش 000/0 که کم‌تر از 5% است، معنیدار بوده و نشان میدهد اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد. با توجه به موارد فوق می‌توان در سطح اطمینان 95% فرضیه نخست پژوهش را تائید شده تلقی کرد.
نتایج آزمون فرضیه 1 پژوهش
فرضیه 1: تعداد کارکنان حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
جدول 6. مدل رگرسیونی فرضیه 1-1
متغیر | نماد | ضریب | خطاي استاندارد | آماره z | احتمال | هم خطی |
مقدار ثابت | C | 337/0 | 136/0 | 48/2 | 013/0 | --- |
تعداد کارکنان حسابرسی داخلی | NUMSTAFF | 038/0 | 008/0 | 55/4 | 000/0 | 80/1 |
مالکیت نهادی | InstOwn | 157/0 | 076/0 | 05/2 | 041/0 | 19/1 |
فرصت‌های رشد | MTB | 002/0 | 007/0 | 30/0 | 761/0 | 25/1 |
اندازه شرکت | Size | 016/0- | 005/0 | 05/3- | 002/0 | 08/2 |
بازده دارایی‌ها | ROA | 1201/0 | 163/0 | 73/0 | 463/0 | 98/1 |
رشد فروش | Growth | 0109/0- | 0402/0 | 27/0- | 786/0 | 35/1 |
اهرم مالی | LEV | 227/0- | 103/0 | 20/2- | 028/0 | 42/1 |
ضریب تعین | 3198/0 | |||||
آماره والد | 77/60 | |||||
احتمال (آماره والد) | 0000/0 | |||||
منبع: یافته‌های پژوهش
بمنظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل ارائه شده در جدول 6 بهره گرفته شده است. نتایج نشان میدهد که مقدار احتمال (سطح معنی‌داری) والد برابر 0000/0 بوده و چون این مقدار کم‌تر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود، یعنی مدل معنیدار است. نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان میدهد، تقریباً 31% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهاي مستقل و کنترلی مدل، توضیح داده می‌شوند. آزمون هم خطی نشان میدهد عامل تورم واریانس در متغیرهای مدل وجود ندارد. در حالت کلی نتایج نشان میدهد که ضریب متغیر تعداد کارکنان حسابرسی داخلی برابر 038/0 و با توجه به سطح خطای مورد پذیرش 000/0 که کم‌تر از 5% است، معنیدار بوده و نشان میدهد تعداد کارکنان حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد. با توجه به موارد فوق می‌توان در سطح اطمینان 95% فرضیه 1-1 پژوهش را تائید شده تلقی کرد.
نتایج آزمون فرضیه 2 پژوهش
فرضیه 2: دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
جدول 7. مدل رگرسیونی فرضیه 1-2
متغیر | نماد | ضریب | خطاي استاندارد | آماره z | احتمال | هم خطی | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
مقدار ثابت | C | 357/0 | 139/0 | 56/2 | 010/0 | --- | ||
دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی | TENURE | 037/0 | 008/0 | 44/4 | 000/0 | 23/1 | ||
مالکیت نهادی | InstOwn | 193/0 | 076/0 | 54/2 | 011/0 | 09/1 | ||
فرصت‌های رشد | MTB | 0003/0- | 007/0 | 05/0- | 960/0 | 30/1 | ||
اندازه شرکت | Size | 017/0- | 005/0 | 11/3- | 002/0 | 47/1 | ||
بازده دارایی‌ها | ROA | 101/0 | 167/0 | 61/0 | 544/0 | 98/1 | ||
رشد فروش | Growth | 011/0- | 041/0 | 28/0- | 783/0 | 36/1 | ||
اهرم مالی | LEV | 251/0- | 102/0 | 46/2- | 014/0 | 32/1 | ||
ضریب تعین | 3133/0 | |||||||
آماره والد | 22/55 | |||||||
احتمال (آماره والد) | 0000/0 | |||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
بمنظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل ارائه شده در جدول 7 بهره گرفته شده است. نتایج نشان میدهد که مقدار احتمال (سطح معنی‌داری) والد برابر 0000/0 بوده و چون این مقدار کم‌تر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود، یعنی مدل معنیدار است. نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان میدهد، تقریباً 31% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهاي مستقل و کنترلی مدل، توضیح داده می‌شوند. آزمون هم خطی نشان میدهد عامل تورم واریانس در متغیرهای مدل وجود ندارد. در حالت کلی نتایج نشان میدهد که ضریب متغیر دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی برابر 037/0 و با توجه به سطح خطای مورد پذیرش 000/0 که کم‌تر از 5% است، معنیدار بوده و نشان میدهد دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد. با توجه به موارد فوق نمی‌توان در سطح اطمینان 95% فرضیه 1-2 پژوهش را تائید شده تلقی کرد.
نتایج آزمون فرضیه 3 پژوهش
فرضیه 3: تجربه مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد.
جدول 8. مدل رگرسیونی فرضیه 1-3
متغیر | نماد | ضریب | خطاي استاندارد | آماره z | احتمال | هم خطی | |
مقدار ثابت | C | 336/0 | 138/0 | 42/2 | 015/0 | --- | |
تجربه مدیر حسابرسی داخلی | EXPRINCE | 037/0 | 008/0 | 44/4 | 000/0 | 07/1 | |
مالکیت نهادی | InstOwn | 194/0 | 076/0 | 55/2 | 011/0 | 13/1 | |
فرصت‌های رشد | MTB | 002/0 | 007/0 | 27/0 | 788/0 | 27/1 | |
اندازه شرکت | Size | 016/0- | 005/0 | 95/2- | 003/0 | 35/1 | |
بازده دارایی‌ها | ROA | 078/0 | 168/0 | 53/0 | 597/0 | 98/1 | |
رشد فروش | Growth | 01/0- | 041/0 | 24/0- | 811/0 | 35/1 | |
اهرم مالی | LEV | 252/0- | 101/0 | 49/2- | 013/0 | 32/1 | |
ضریب تعین | 3139/0 | ||||||
آماره والد | 47/54 | ||||||
احتمال (آماره والد) | 0000/0 | ||||||
منبع: یافته‌های پژوهش
بمنظور آزمون این فرضیه از نتایج تخمین مدل ارائه شده در جدول 8 بهره گرفته شده است. نتایج نشان میدهد که مقدار احتمال (سطح معنی‌داری) والد برابر 0000/0 بوده و چون این مقدار کم‌تر از 05/0 است، فرض صفر در سطح اطمینان 95 درصد رد می‌شود، یعنی مدل معنیدار است. نتایج مربوط به ضریب تعیین نشان میدهد، تقریباً 31% تغییرات متغیر وابسته به‌وسیله متغیرهاي مستقل و کنترلی مدل، توضیح داده می‌شوند. آزمون هم خطی نشان میدهد عامل تورم واریانس در متغیرهای مدل وجود ندارد. در حالت کلی نتایج نشان میدهد که ضریب متغیر تجربه مدیر حسابرسی داخلی برابر 037/0 و با توجه به سطح خطای مورد پذیرش 000/0 که کم‌تر از 5% است، معنیدار بوده و نشان میدهد تجربه مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر مستقیم دارد. با توجه به موارد فوق نمی‌توان در سطح اطمینان 95% فرضیه 1-3 پژوهش را تائید شده تلقی کرد.
نتیجهگیری
این پژوهش به بررسی ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌پردازد. برای سنجش ارزش‌افزوده اقتصادی که توسط «استرن استوارت» در سال 1991 معرفي شد استفاده شد. برای اثربخشی نظام حسابرسی داخلی، از سه معیار تعداد کارکنان حسابرسی داخلی، دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی و تجربه مدیر حسابرسی داخلی استفاده شد. در این پژوهش، جامعه مورد بررسی شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی 5 ساله و از سال 1398 تا 1402 است. درواقع تمامی شرکتهای پذیرفته‌شده در بورس، به‌عنوان جامعه انتخاب و سپس با اعمال شرایط و محدودیت‌هایی، 15 شرکت واجد شرایط در صنعت فولاد به‌عنوان نمونه موردبررسی، در نظر گرفته شد. با توجه نتایج مدل نخست مشخص شد که متغیر اثربخشی نظام حسابرسی داخلی دارای سطح معناداری کم‌تر از 5 درصد بوده و ضریب آن عددی مثبت است بنابراین، می‌توان گفت اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود؛ یعنی با افزایش اثربخشی نظام حسابرسی داخلی، عملکرد اقتصادی افزایش می‌یابد. بدین معنی که در شرایطی که حسابرسی داخلی از اثربخشی لازم برخوردار باشد عملکرد اقتصادی شرکت مطلوب می‌شود. به لحاظ مقایسه این پژوهش با مطالعات توتونچی محمدی و عباسی استمال (2023) و تائبی نقندری و همکاران (2017) مطابق است، ولی مخالف با پژوهش هانگ و همکاران (2020) است. با توجه نتایج مدل دوم مشخص شد که متغیر تعداد کارکنان حسابرسی داخلی دارای سطح معناداری کم‌تر از 5 درصد بوده و ضریب آن عددی مثبت است بنابراین، می‌توان گفت تعداد کارکنان حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود؛ یعنی با افزایش تعداد کارکنان حسابرسی داخلی، عملکرد اقتصادی افزایش می‌یابد. بدین معنی که در شرایطی که در حسابرسی داخلی از نفرات بیش‌تری استفاده شود موجب بهبود عملکرد اقتصادی شرکت می‌شود. به لحاظ مقایسه این پژوهش با مطالعات توتونچی محمدی و عباسی استمال (2023) و تائبی نقندری و همکاران (2017) مطابق است. ولی مخالف با پژوهش هانگ و همکاران (2020) است. با توجه نتایج مدل سوم مشخص شد که متغیر دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی دارای سطح معناداری کم‌تر از 5 درصد بوده و ضریب آن عددی مثبت است بنابراین، می‌توان گفت دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود؛ یعنی با افزایش دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی، عملکرد اقتصادی افزایش می‌یابد. بدین معنی که در شرایطی که دوره تصدی مدیر حسابرسی داخلی بیش‌تر شود شناخت مدیر از شرکت بیش‌تر بوده و بهتر میتواند کمک شایانی در جهت بهبود عملکرد مالی و اقتصادی شرکت کند. به لحاظ مقایسه این پژوهش با مطالعات توتونچی محمدی و عباسی استمال (2023) و تائبی نقندری و همکاران (2017) مطابق است، ولی مخالف با پژوهش هانگ و همکاران (2020) است. با توجه نتایج مدل چهارم مشخص شد که متغیر تجربه مدیر حسابرسی داخلی دارای سطح معناداری کم‌تر از 5 درصد بوده و ضریب آن عددی مثبت است؛ بنابراین، می‌توان گفت تجربه مدیر حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد تأثیر دارد و این فرضیه در سطح اطمینان 95 درصد پذیرفته می‌شود؛ یعنی با افزایش تجربه مدیر حسابرسی داخلی، عملکرد اقتصادی افزایش می‌یابد. بدین معنی که در شرایطی که تجربه مدیر حسابرسی داخلی از تجربه لازم برخوردار باشد میتواند از تجربیات خود در جهت بهبود عملکرد اقتصادی شرکت بهره ببرد. به لحاظ مقایسه این پژوهش با مطالعات توتونچی محمدی و عباسی استمال (2023) و تائبی نقندری و همکاران (2017) مطابق است، ولی مخالف با پژوهش هانگ و همکاران (2020) است. دادهها نقش بسیار قوی در تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاری سهامداران و سرمایه‌گذاران ایفا می‌کند. بر این اساس هر اندازه که دامنه دادههای در دسترس، گسترده و از صحت و دقت بالایی برخوردار باشد موجبات تصمیم‌گیری بهتر و صحیح‌تری را برای هر سرمایه‌گذاران فراهم خواهد آورد. با توجه به ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد، به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌شود تا در موقع سرمایه‌گذاری در شرکت‌ها، اثربخشی نظام حسابرسی داخلی را مورد توجه قرار دهند و در تصمیمات خود در نظر بگیرند. تحلیلگران بازار سرمایه می‌توانند نتایج و آثار ارزیابی اثربخشی نظام حسابرسی داخلی بر ارزش‌افزوده اقتصادی در صنعت فولاد در بورس اوراق بهادار تهران را به‌صورت دقیق و جامع‌تری بررسی و درک کنند و از این راه بتوانند درباره ایجاد ارزش‌افزوده برای واحد اقتصادی را تحلیل کنند.
منابع
آداب، ابوالفضل.، قاضی نوری، سید سپهر.، قاضی نوری، سید سروش.، شاهوردی، حمیدرضا.، و احمدپور، کیومرث. (1399). واکاوی زنجیره ارزش صنعت فولاد ایران با استفاده از تحلیل اقتصادی زنجیره ارزش و جریان مواد. پژوهش های مدیریت عمومی، 13(48)، 59-85.
پاکساز، محمدحسین.، و عبدلی، محمدرضا. (1400). ارائه مدل پیامدهای درونی اثربخشی حسابرسی داخلی براساس تحلیل مدل فراگیر تفسیرگرایانه. دانش حسابرسی، 21(1(پیاپی 82))، 142-178.
تائبی نقندری، امیرحسین.، تائبی نقندری، علی.، و عباس زاده، مهری. (1396). تأثیر تعدیل گری اندازه ی شرکت بر رابطه ی بین حاکمیت شرکتی و عملکرد اقتصادی شرکت ها. دانش حسابداری، 8(1(پیاپی 28))، 155-182.
توتونچی محمدی، محمدجواد.، و عباسی استمال، محمدرضا. (1401). تاثیر برون سپاری و سایر ویژگی های واحد حسابرسی داخلی بر ریسک مالی با تاکید بر نقش توانایی مدیران. چهارمین همایش سالانه انجمن مالی ایران، اصفهان.
داداشی، ایمان.، کردمنجیری، سجاد.، و برادران، مریم. (1397). تأثیر ساختار حسابرسی داخلی بر احتمال تقلب در صور تهای مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. دانش حسابرسی، 18(70)، 159-178.
رضایی، فرزین.، فیروزعلیزاده، اکرم.، و نورمحمدی، الهام. (1399). رابطه توانایی مدیریت با اجزاء مدیریت ریسک یکپارچه. پژوهشهای حسابداری مالی و حسابرسی، 12(48)، 23-41.
غایبی، جلیل.، و ارکان، علی اکبر. (1398). بررسی رابطه بازده دارایی‌ها با ارزش افزوده اقتصادی در صنعت نساجی کشور. مجله پژوهش های معاصر در علوم و تحقیقات، 1(7)، 10-21.
محمدی، سجاد.، و صالحی، اله‌کرم. (1400). ویژگی‌های حسابرسی داخلی و رابطه آن با پذیرش و اجرای استانداردهای بین‌المللی گزارشگری مالی. پیشرفت‌های حسابداری، 13(2)، 341-311.
منتی، وحید.، و چابکی، یاسین. (1402). تأثیر عملکرد حسابرسی داخلی بر استفاده واحدهای حسابرسی داخلی از تجزیه‌وتحلیل دادهها. پژوهشهای کاربردی در گزارشگری مالی، 12(1)، 7-40.
ویسی، پریسا. (1402). بررسی تاثیر حضور زنان در کمیته حسابرسی و هزینه های تحقیق و توسعه بر ارزش افزوده اقتصادی. نشریه چشم انداز حسابداری و مدیریت، 6(78)، 54-69.
Abdallah, A. A-N., & Ismail, A. K. (2017). Corporate governance practices, ownership structure, and corporate performance in the GCC countries. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 40, 98-115.
Bandar, A., Kuaiber, M., Almalik, O. (2021). The Impact of the Internal Audit System on Improving the Quality of Banking Services in Commercial Bank. PalArch's Journal of Archaeology of Egypt/ Egyptology, 18(1), 1009-1023.
Huang, P., Lu, Y., & Wee, M. (2020). Corporate governance analysts and firm value: Australian evidence. Pacific-Basin Finance Journal, 63, 101430.
Jarah, B. A. F., Al-Jarrah, M. A., Al-Zaqeba, M. A. A., & Al-Jarrah, M .F. M. (2022). The Role of Internal Audit to Reduce the Effects of Creative Accounting on the Reliability of Financial Statements in the Jordanian Islamic Banks. International Journal of Financial Studies, 10(3), 60.
Johl, S. K., Johl, S. K., Subramaniam, N. & Cooper, B. (2013). Internal audit function, board quality and financial reporting quality: evidence from Malaysia. Managerial Auditing Journal, 28(9).
Li, H., Dai, J., Gershberg, T., & Vasarhelyi, M. A. (2018). Understanding usage and value of audit analytics for internal auditors: An organizational approach. International Journal of Accounting Information Systems, 28, 59–76.
Lynch. C., & Ferasso, M. (2023). The influence of a company's inherent values on its sustainability: Evidence from a born-sustainable SME in the footwear industry. Cleaner and Responsible Consumption, 9, 100124.
Saidin, S. Z. (2010) .The Relationship between Internal and External Auditors of Local Authorities in England and Malaysia, Submitted to the University of Sheffield in Fulfillment of the Requirements for the Degree of Doctor of Philosophy The University Of Sheffield.
Shabani, N., Munir, A., Mohanty, S. P. (2022). A Study of Big Data Analytics in Internal Auditing. In: Arai, K. (Eds) Intelligent Systems and Applications. IntelliSys 2021. Lecture Notes in Networks and Systems, vol 295. Springer, Cham.
Weaver, S. C. (2001). Measuring Economic Value Added: A Survey of the Practices of EVA Proponents. Journal of Applied Finance, 11, 50-61.
[1] . Weaver
[2] . Shabani et al
[3] . Lynch & Ferasso
[4] . Jarah et al
[5] . Bandar et al
[6] . Huang et al
[7] . Abdallah & Ismail
[8] . Stewart
Evaluating the Effectiveness of the Internal Audit System on Added Economic Value in the Steel Industry
Khadijeh Farokh pour 1, Mohammadreza Abbasi Astamal 2*
Abstract | Article Info |
The present Identifying and ranking factors influencing auditor selection using the logit model. This research is practical in terms of purpose and in terms of methodology, the correlation is of the causal type (after event). The statistical population of the research was the companies admitted to the Tehran Stock Exchange, the companies active in the steel industry have been selected as samples, and the number of 15 companies selected as a research sample in the 5-year period between 2018 and 2023 were examined. The method used to collect information is a library, and Stata software was used to test the research hypotheses. The results of the research show that effectiveness of the internal audit system has a direct impact on the added economic value in the steel industry. The number of internal audit staff has a direct impact on the added economic value in the steel industry. The tenure of the internal audit manager has a direct impact on the added economic value in the steel industry. The experience of the internal audit manager has a direct impact on the added economic value in the steel industry. | Article type: Research Article
|
Effectiveness of Internal Audit System, Added Economic Value, Steel Industry | Keywords |
Publisher: Islamic Azad University Qods Branch
Corresponding Author: Mohammadreza Abbasi Astamal
Email: mr.abbasi58@iau.ac.ir
1. MSc., Department of Accounting, Ah.C., Islamic Azad University, Ahar, Iran.
2.Assistant Professor, Department of Accounting, Va.C., Islamic Azad University, Varzaghan, Iran. (Corresponding Author)
دانش بازاریابی و علم اطلاعات/ دانشگاه آزاد اسلامي واحد شهرقدس/ سال دوم / شماره چهارم/ زمستان ۱۴۰2
