که برای شرکت j و در سال t، تمامی متغیرها مانند مقادیر توصیف شده در جدول ۱ ارائه شده اند.

جدول ۱

ارزش مطلق اقلام تعهدی غیرعادی که توسط |DA|شناخته می شود، پارامتر مذکور، برای مدیریت درآمدهای تصادفی می‌باشد.

اول، اقلام تعهدی غیرعادی مطلق اندازه گیری شده توسط بال و شیوارکومار^[۴۸] (۲۰۰۵) که با |DA1| نشان داده می شود و دوم اقلام تعهدی غیرعادی مطلق که توسط شیوه کوتاری و همکاران (۲۰۰۵) اندازه گرفته شده و با |DA2|نشان داده می شود.

DSTATE متغیر آزمایشی ماست که نشان دهنده موقعیت مکانی حسابرس در تحلیل اصلی زنگ و همکاران، می‌باشد. اگر دفتر تعاملی حسابرس در همان ایالتی که موکل قرار دارد واقع شده باشد، متغیر DSTATEبرابر ۱ و در غیر این صورت صفر خواهد بود. آنان مقیاس های جایگزین موقعیت محلی حسابرسی بر مبنای فاصله جغرافیایی واقعی میان حسابرسی و موکل را نیز به عنوان بخشی از تحلیل های حساسیتی خود در نظر گرفتند. چوی و همکاران در معادله۳، متغیرهای کنترلی بسیای را که بر میزان اقلام تعهدی غیرعادی تاثیرگذار هستند را گنجاندند. شواهد نشان می‌دهد که شرکت های بزرگ نسبت به شرکت های کوچکتر به گزارش اقلام تعهدی غیرعادی کمتری گرایش دارند. ‌بنابرین‏ آنان کنترل این تاثیر مربوط به موکلین، LNTAرا ‌در معادله ۳، گنجاندند(چوی و همکاران، ۲۰۱۲).

مطالعات مختلف نشان داده‌اند که حسابرسان و متخصصان این رشته به نسبت سایر حسابرسان و متخصصین در کنترل مدیریت فرصت درآمدها موثرتر هستند. ‌بنابرین‏ در بررسی فرضیه مان مهم است که تاثیر موقعیت محلی حسابرس را در تاثیر سایز شرکت حسابرسی و یا مهارت و تخصص حسابرس متمایز کنیم. برای رسیدن ‌به این هدف کیم و همکاران(۲۰۱۲) متغیرهای BIG4 و INDSPECرا در معادله ۳، وارد کردند. به دلیل آنکه مطالعه پیشین جانسون و همکاران (۲۰۰۵) و مایرز^[۴۹] و همکاران(۲۰۰۳) مدارکی ارائه می‌کنند که در شرکت هایی که هزینه های غیرحسابرسی بیشتری به حسابرسان خود می پردازند اقلام تعهدی غیرعادی بیشتر هستند در حالی که مطالعات بعدی توسط چانگ و کالاپور^[۵۰](۲۰۰۳) و آشبا و همکاران^[۵۱](۲۰۰۳) هیچ مدرک روشنی درباره رابطه مثبت میان هزینه های غیرحسابرسی واقلام تعهدی غیرعادی را یافت نکردند.زنگ و همکاران، برای تفکیک تاثیر موقعیت محلی حسابرسی بر کیفیت حسابرسی از تاثیر هزینه غیرحسابرسی، NASرا در معادله ۳ وارد کردند.

برای کنترل رشد شرکت BTM و CHGSALEرا در معادله گنجاندند در حالی که LOSSبرای کنترل اختلاف های بالقوه در مدیریت درآمدها میان سود و زیان شرکت گنجانده شده است. همچنین برای کنترل انحرافات مقطعی در تامین اعتبار مبادلات و تاثیر آن ها بر مدیریت درآمد، ISSUE را نیز وارد کردند. LEV نیز در نظر گرفته شد. زیرا شرکت های با نفوذتر ممکن است انگیزه های بیشتری برای مدیریت درآمدها به دلیل نگرانی خود ‌در مورد تعهدات بدهی داشته باشند.

اسناد نشان می‌دهند که برآورد اقلام تعهدی غیرعادی با بهره گرفتن از مدل جونز با مشتقات آن با جریان های پولی مرتبط می‌باشد.کوی و همکاران، برای کنترل این رابطه بالقوه CFOرا در معادله ۳ وارد کردند. همانند آشبا و همکاران^[۵۲](۲۰۰۳)و کیم و همکاران^[۵۳] (۲۰۰۳) برای بازگشت اقلام تعهدی در طی زمان، اقلام تعهدی معوقه را نیز گنجاندند. در نهایت متغیرهای ساختگی صنعت و سال را برای کنترل بی ثباتی های احتمالی در استانداردهای حسابداری و نظارت های موجود بر صنعت و در طی سالیان در معادله وارد کردند.

تاثیر موقعیت محل حسابرس بر قیمت گذاری حسابرسی

کیم و همکاران (۲۰۱۲)، برای بررسی مقوله ی در نظر گرفتن تاثیر موقعیت محلی حسابرسی بر قیمت گذاری حسابرسی، رگرسیون زیر را که هزینه های حسابرسی را به موقعیت مکانی حسابرس و سایر متغیرهای کنترلی که برای تاثیر بر قیمت حسابرسی شناخته شده هستند را مرتبط می‌سازد را ارائه کردند.

که برای شرکت موکل j و در سال t ، تمامی متغیرهای جدول ۱ تعیین شده اند. متغیر آزمایشی آنان، DSTATE,، مشابه همانی است که در بخش قبل توضیح داده شد. متغیر وابسته FEE,به عنوان لگاریتم طبیعی هزینه های پرداخت شده به حسابرسان در هزار دلار سنجیده می شود. برای متغیر FEEآنان ۳ شاخص جایگزین هزینه را در نظر می گیریم. (۱) هزینه های حسابرسی که همان هزینه هایی است که برای حسابرسی صورت های مالی پرداخت شده و با AFEE;نشان داده می شود. (۲) هزینه های غیرحسابرسی که همان هزینه های پرداختی به حسابرسان برای خدمات غیرحسابرسی آن ها می‌باشد که با NAFEE;نشان داده می شود. (۳) هزینه نهایی که همان مبلغ هزینه های حسابرسی و غیرحسابرسی است و با TFEEنشان داده می شود(کیم و همکاران، ۲۰۱۲).

تمامی متغیرهای کنترلی در پایان سال مالی اندازه گیری می شود مگر اینکه غیر از ان ذکر شده باشد. چوی و همکاران (۲۰۱۲)، برای دستیابی به تاثیرات سایز شرکت حسابرس یا معروفیت و مهارت تخصصی او به ترتیب بر قیمت گذاری حسابرسی، و INDSPECرا در معادله گنجاندند.

بر مبنای مدارک ذکر شده در تحقیق پیشین، انتظار ضریب مثبت در تمامی متغیرهای نشان دهنده سایز شرکت موکل، دورنمای صنعت و پیچیدگی موکل می‌باشند. غالباً حسابرسان در ابتدای کار خود هزینه کمی مطالبه می‌کنند که در متون به «ضربه کوتاه» خوانده می شود. زنگ و همکاران، از یک عنوان ساختگی برای تغییرات حسابرس، AC,، برای کنترل تاثیر ضربه کوتاه بر قیمت گذاری حسابرسی استفاده کردند.

زنگ و همکاران(۲۰۱۲)، برای کنترل ریسک مربوط به موکل که باید از طرف حسابرس متحمل شود LOSS,، LEVو ROA,را نیز گنجاندند. به دلیل آنکه حسابرسان برای موکلین پر ریسک هزینه بالاتری طلب می‌کنند، در نتیجه ضریب LOSSو LEVمثبت می شود. برای دست یافتن به تاثیر پتانسیل رشد شرکت موکل بر هزینه های حسابرسی ISSUEو BTMرا در معادله۴ وارد کردند. شرکت های در حال رشد اغلب بیشتر در فعالیت های مالی خارجی نظیر پیشنهاد سرمایه و اوراق بهادار درگیر می‌شوند. تقاضا برای خدمات حسابرسی و خدمات غیرحسابرسی در شرکت های با رشد بالا بیشتر از شرکت های با رشد کم می‌باشد. در نتیجه انتظار یک ضریب مثبت برای ISSUE (BTM) به وجود خواهد آمد(زنگ و همکاران، ۲۰۱۲).

در نتیجه، مدیریت فرصت های درآمد نیز ممکن است بر قیمت گذاری حسابرسی تاثیرگذار باشد. همچنین، ممکن است حسابرسان برای تعیین مدیریت درآمدها توسط موکلین دارای مقادیر بالاتر اقلام تعهدی غیرعادی، وقت و تلاش بیشتری را حذف کنند که در مقابل باعث می شود حسابرسان هزینه بیشتری از این موکلین مطالبه نمایند. اگرچه ممکن است که میزان اقلام تعهدی غیرعادی از هزینه های پرداخت شده به حسابرسان نیز تاثیر پذیرد.

سوابق پژوهش

از آنجا که فروپاشی شرکت انرون و پس از آن فروپاشی آرتور اندرسن تنظیم کننده ها، قانون گذاران، محققین آکادمیک، و مطبوعات پرطرفدار، توجه زیادی را به عوامل مؤثر و تعیین کننده رابطه ممیز- مشتری و تأثیر آن ها بر روی کیفیت ممیزی، نموده اند. تأکید این سوابق بر روی عواملی می‌باشد که نقش مهمی در توسعه رابطه ممیز- مشتری ایفا می‌کنند: نزدیکی و مجاورت جغرافیایی بین ممیز و مشتری، یا محلی بودن ممیز. (چوی و همکاران، ۲۰۱۲)این مسئله را بررسی کردند که آیا فاصله جغرافیایی بین ممیز و مشتری، نقشی را در تعیین کیفیت ممیزی ایفا می کند یا خیر؟