ی رابطه خطی بین متغیرهای مستقل و وابسته از آزمون ضریب کلی رگرسیون استفاده شده است. در نهایت برای بررسی تاثیر متغیر مستقل بر متغیرهای وابسته از تحلیل رگرسیون استفاده شده است.
4-4 مدل اول تحقیق
4-4-1 بررسی خود همبستگی
به منظور آزمون عدم وجود خود همبستگی در مدل از آماره دوربین – واتسون استفاده می شود. این آماره که بر اساس یافته های جدول 4-4 عدد 1.693 می باشد. چنانچه این آماره ها در بازه 1.5 تا 2.5 قرار بگیرد H0 آزمون یعنی عدم وجود همبستگی بین باقیمانده پذیرفته می شود و در غیر اینصورت H0 رد می شود یعنی می توان پذیرفت که بین باقیمانده ها همبستگی وجود دارد. با توجه به آماره به دست آمده می توان بیان نمود که در مدل بیان شده عدم وجود همبستگی بین باقیمانده پذیرفته می شود.
4-4-2 آزمون معنی دار بودن روش اثرات ثابت
برای آزمون معنی دار بودن روش اثرات ثابت باید از دو آزمون آماره F و هاسمن105 استفاده نمود.
آزمون آماره F
جدول 4-2 : نتایج آزمون آماره F
شرح
مقدار آماره
درجه آزادی
احتمال
Cross-section F
54.542639
(176,706)
0.0000
آزمون هاسمن
جدول 4-3 : نتایج آزمون هاسمن
شرح
مقدار آماره
درجه آزادی
احتمال
Cross-section F
397.757124
2
0.0000
با توجه به نتایج دو آزمون انجام شده (F و هاسمن) در هر دو آزمون احتمال بدست آمده کمتر از 5 درصد بوده و بنابراین باید در مدل رگرسیونی مربوطه از روش اثرات ثابت استفاده شود.
4-4-3 آزمون فرضیه اول تحقیق
مدل اول تحقیق بصورت زیر می باشد:
〖Earn〗_(t+1)=α_0+α_1 〖CFO〗_t+α_2 〖ACC〗_t+ε_(t+1)
〖Earn〗_(t+1) :سود سال آتی
CFO_(t ):جریان وجوه نقد عملیاتی سال جاری
:〖ACC〗_t اقلام تعهدی سال جاری
با توجه به نتایج حاصل از آزمون مدل اصلی به شرح جدول (4-4) مشاهده می شود که مقدار P-Value مربوط به آماره F(prob (F-statistic)) که بیانگر معنی دار بودن کل رگرسیون می باشد، برابر 0000/0 بوده و حاکی ازآن است که مدل درسطح اطمینان 99 درصد معنادار می باشد. ضریب تعیین R2 تعدیل شده برابر 922/0 بوده و بیانگر این مطلب است که تقریباً 92% از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مدل قابل تبیین است.
جدول 4-4 نتایج آزمون رگرسیون ترکیبی مدل اول تحقیق
متغیر
ضریب
انحراف معیار
آماره T
PROB
نوع رابطه
سطح معنی داری
C
188200.4
581.3432
323.7338
0.0000
مثبت معنادار
99%
CFO
0.007105
0.003405
2.086495
0.0373
مثبت معنادار
95%
acc
0.005578
0.002744
2.033302
0.0418
مثبت معنادار
95%
ضریب تعیین
ضریب تعیین تعدیل شده
انحراف از میانگین رگرسیون
آماره ی F
احتمال آماره F
دوربین -واتسون
آماره ها
938/0
922/0
8/304825
007/60
0000/0
693/1
که: CFO: جریان نقدی عملیاتی، acc: اقلام تعهدی،
4-4-3-1 آزمون رگرسیون مربوط به فرضیه اول تحقیق
جریان وجوه نقد عملیاتی پایداری بیشتری از اقلام تعهدی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد.
H01 : جریان وجوه نقد عملیاتی پایداری بیشتری از اقلام تعهدی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران ندارد.
H01 :βi= 0
H11 : جریان وجوه نقد عملیاتی پایداری بیشتری از اقلام تعهدی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد.
H11 : βi≠ 0
کهβi ضرایب متغییرهای مستقل این رگرسیون چند متغییره می باشند.
در مدل فوق اگر ضریب جریان وجوه نقد(α_1)به صورت معناداری از ضریب اقلام تعهدی (α_2) بیشتر باشد(〖(α〗_2α_1، فرضیه اول تحقیق رد نخواهد شد.
همانطور که از جدول 4-4 برمی آید ضریب متغیر جریان وجوه نقد (CFO) برابر با 0.007 و ضریب متغیر اقلام تعهدی (ACC) برابر با 0.005 می باشد. با توجه به آماره T وp-Value هر دو این متغیرها، نتایج نشانگر معنادار بودن این ضرایب در سطح خطای 5 درصد می باشد. همچنین ضریب جریان نقدی عملیاتی از ضریب اقلام تعهدی بزرگتر بوده است، این یافته ها نشان می دهد که جریان وجوه نقد عملیاتی پایداری بیشتری از اقلام تعهدی در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد و در نتیجه فرض H1 فرضیه تحقیق پذیرفته می شود.
4-5 مدل دوم تحقیق
4-5-1 بررسی خود همبستگی
به منظور آزمون عدم وجود خود همبستگی در مدل از آماره دوربین – واتسون استفاده می شود. این آماره که بر اساس یافته های جدول 4-7 عدد 2.422 می باشد. چنانچه این آماره ها در بازه 1.5 تا 2.5 قرار بگیرد H0 آزمون یعنی عدم وجود همبستگی بین باقیمانده پذیرفته می شود و در غیر اینصورت H0 رد می شود یعنی می توان پذیرفت که بین باقیمانده ها همبستگی وجود دارد. با توجه به آماره به دست آمده می توان بیان نمود که در مدل بیان شده عدم وجود همبستگی بین باقیمانده پذیرفته می شود.
4-5-2 آزمون معنی دار بودن روش اثرات ثابت
برای آزمون معنی دار بودن روش اثرات ثابت باید از دو آزمون آماره F و هاسمن106 استفاده نمود.
آزمون آماره F
جدول 4-5 : نتایج آزمون آماره F
شرح
مقدار آماره
درجه آزادی
احتمال
Cross-section F
3.343250
(176,705)
0.0000
آزمون هاسمن
جدول 4-6 : نتایج آزمون هاسمن
شرح
مقدار آماره
درجه آزادی
احتمال
Cross-section F
10.114792
3
0.0176
با توجه به نتایج دو آزمون انجام شده (F و هاسمن) در هر دو آزمون احتمال بدست آمده کمتر از 5 درصد بوده و بنابراین باید در مدل رگرسیونی مربوطه از روش اثرات ثابت استفاده شود.
4-5-3 آزمون فرضیه دوم تحقیق
برای آزمون فرضیات دوم و سوم نیز از سیستم معادلات همزمان زیر و آزمون نسبت راستنمایی میشکین (1983) استفاده می شود. در سیستم زیر، معادله اول را معادله پیش بینی و معادله دوم را معادله ارزشگذاری می نامند:
مدل:
〖Earn〗_(t+1)=α_0+α_1 〖CFO〗_t+α_2 〖ACC〗_t+ε_(t+1)معادله پیش بینی
〖AbRet〗_(t+1)=β(〖Earn〗_(t+1)-α_0^*-α_1^* 〖CFO〗_t-α_2^* 〖ACC〗_t )+ϵ_(t+1) معادله ارزش گذاری
که:
〖Abret〗_(t+1): بازده غیرعادی سال آتی
〖Earn〗_(t+1) :سود سال آتی
CFO_(t ):جریان وجوه نقد عملیاتی سال جاری
:〖ACC〗_t اقلام تعهدی سال جاری
با توجه به نتایج حاصل از آزمون مدل اصلی به شرح جدول (4-7) مشاهده می شود که مقدار P-Value مربوط به آماره F(prob (F-statistic)) که بیانگر معنی دار بودن کل رگرسیون می باشد، برابر 0000/0 بوده و حاکی ازآن است که مدل درسطح اطمینان 99 درصد معنادار می باشد. ضریب تعیین R2 تعدیل شده برابر 549/0 بوده و بیانگر این مطلب است که تقریباً 55% از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مدل قابل تبیین است.
جدول 4-7 نتایج آزمون رگرسیون ترکیبی مدل دوم تحقیق
متغیر
ضریب
انحراف معیار
آماره T
PROB
نوع رابطه
سطح معنی داری
C
24299.57
645.6384
37.63650
0.0000
مثبت معنادار
99%
〖Earn〗_(t+1)
0.054794
0.002892
18.94998
0.0000
مثبت معنادار
99%
α_1^* 〖CFO〗_t
1.246985
0.336279
3.708190
0.0002
مثبت معنادار
99%
α_2^* 〖ACC〗_t
0.286170
0.203056
1.409317
0.1592
بی معنا

ضریب تعیین
ضریب تعیین تعدیل شده
انحراف از میانگین رگرسیون
آماره ی F
احتمال آماره F
دوربین -واتسون
آماره ها
640/0
549/0
9/107315
023/7
0000/0
422/2
4-5-3-1 آزمون رگرسیون مربوط به فرضیه دوم تحقیق
در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، اقلام تعهدی بزرگنمایی می شود.
H01 : در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، اقلام تعهدی بزرگنمایی نمی شود.
H01 :βi= 0
H11 : در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، اقلام تعهدی بزرگنمایی می شود.
H11 : βi≠ 0
کهβi ضرایب متغییرهای مستقل این رگرسیون چند متغییره می باشند.
در فرضیه دوم انتظار داریم که ضریب اقلام تعهدی در معادله ارزشگذاری (α_2^*)به صورت معناداری از ضریب اقلام تعهدی در معادله پیش بینی(α_2)بیشتر باشد(α_2α_2^*).
همانطور که از جدول 4-7 برمی آید ضریب متغیر اقلام تعهدی در معادله ارزشگذاری (α_2^*) برابر با 0.286 و ضریب متغیر اقلام تعهدی در معادله پیش بینی(α_2) برابر با 0.005 می باشد. با توجه به آماره T وp-Value اقلام تعهدی در معادله پیش بینی، نتایج نشانگر معنادار بودن این ضریب در سطح خطای 5 درصد می باشد. همچنین ضریب اقلام تعهدی در معادله ارزشگذاری از ضریب اقلام تعهدی در معادله پیش بینی بزرگتر بوده است، این یافته ها نشان می دهد که در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، اقلام تعهدی بزرگنمایی می شود و در نتیجه فرض H1 فرضیه تحقیق پذیرفته می شود.
4-5-3-2 آزمون رگرسیون مربوط به فرضیه سوم تحقیق
در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، جریان وجوه نقد عملیاتی کوچک نمایی می شود
H01 : در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، جریان وجوه نقد عملیاتی کوچک نمایی نمی شود.
H01 :βi= 0
H11 : در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، جریان وجوه نقد عملیاتی کوچک نمایی می شود.
H11 : βi≠ 0
کهβi ضرایب متغییرهای مستقل این رگرسیون چند متغییره می باشند.
در فرضیه سوم نیز انتظار داریم که ضریب جریان وجوه نقد عملیاتی در معادله ارزشگذاری(α_1^*)به صورت معناداری از ضریب وجوه نقد عملیاتی در معادله پیش بینی(α_1)کمتر باشد(α_1^*α_1 (.
همانطور که از جدول 4-7 برمی آید ضریب متغیر جریان وجوه نقد عملیاتی در معادله ارزشگذاری (α_2^*) برابر با 1.246 و ضریب متغیر جریان وجوه نقد عملیاتی در معادله پیش بینی(α_2) برابر با 0.007 می باشد. با توجه به آماره T وp-Value هر دو متغیر، نتایج نشانگر معنادار بودن این ضرایب در سطح خطای 5 درصد می باشد. همچنین ضریب جریان وجوه نقد عملیاتی در معادله ارزشگذاری از ضریب جریان وجوه نقد عملیاتی در معادله پیش بینی بزرگتر بوده است، این یافته ها نشان می دهد که در پیش بینی سودهای آتی شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، جریان وجوه نقد عملیاتی کوچک نمایی نمی شود و در نتیجه فرض H0 فرضیه تحقیق پذیرفته می شود.
4-6 مدل سوم تحقیق
برای آزمون فرضیه های چهارم و پنجم تحقیق ابتدا لازم است تا ریسک ورشکستگی برای هر شرکت در هر سال محاسبه شود. برای محاسبه ریسک ورشکستگی، از مدل چاریتو و همکاران (2004) استفاده شده است. این مدل نیز در مطالعات العطار و همکاران (2008) و گارسیا لارا و همکاران (2009) مورد استفاده قرار گرفته است.
ریسک ورشکستگی:
〖FAILING〗_it=〖Ln(P⁄(1-P))〗_it=ω_0+ω_1 〖TLTA〗_it+ω_2 〖EBITTL〗_it+ω_3 〖CFOTL〗_it+ε_it(3-3)
که در آن:
FAILING: متغیر دو ارزشی است که برای شرکت های ورشکسته مقدار 1 و برای سایر شرکت ها مقدار صفر به خود می گیرد.
P: خطر ورشکستگی (BR)،
TLTA: نسبت کل بدهی ها بر کل دارایی ها،
EBITTL: نسبت سود عملیاتی بر کل بدهی ها و
CFOTL: نسبت جریان وجوه نقد عملیاتی بر کل بدهی ها است.
مدل فوق با استفاده از روش برآورد لوجستیک (روش لوجیت) برآورد می شود و ریسک ورشکستگی با استفاده از آن محاسبه می شود.
با توجه به نتایج حاصل از آزمون مدل اصلی به شرح جدول (4-8) مشاهده می شود که مقدار P-Value مربوط به آماره LR(prob (LR-statistic)) که بیانگر معنی دار بودن کل رگرسیون می باشد، برابر 0000/0 بوده و حاکی ازآن است

مطلب مرتبط :   منبع پایان نامه ارشد دربارهاکسیداسیون، تجزیه واریانس ، تجزیه واریانس
دسته‌ها: No category

دیدگاهتان را بنویسید