تابلويي” ميگويند.
چارچوب كلي آماري داده‌هاي ترکيبي به صورت زير مي‌باشد:

به طوري كه در اين رابطه،متغير وابسته و در برگيرنده متغيرهاي توضيحي مي‌باشد. تعداد شرکت‌ها (مشاهدات نمونه‌اي) و بيانگر زمان است. اسكالر و داراي بعد كه در آن تعداد متغيرهاي توضيحي مي‌باشد. جزء خاص مقطع‌هاي زماني89 و اثرات باقي مانده90 است (بالتاجي91، 2005).
حال با توجه به مطالب بالا مدل اين پژوهش به گونه زير ارائه ميشود:
Earnings Managementit= + ( Product Market Competition)it+ Uit
مدل‌هاي رگرسيون دادههاي ترکيبي، با استفاده از روش اثرات تلفیقی92 و داده‌های تابلوئی به روش اثرات ثابت93 يا اثرات تصادفي94 برآورد مي‌شود. در روش اثرات مشترک فرض بر اين است كهها براي برش‌هاي مقطعي ثابت است (). مدل اثرات ثابت مدلي است که در آن عرض از مبدأ بين واحدها تغيير ميکند، به طوري که در اين مدل عرض از مبدأ هر واحد از واحد ديگر متفاوت است، اما عرض از مبدأ هر واحد طي زمان ثابت است. در روش اثرات تصادفي نيز، فرض مي‌شود تفاوت بين شرکت‌ها تصادفي بوده كه در اين صورت يك جزء تصادفي مانند به معادله اضافه مي‌گردد (همان، 2005). براي تشخيص روش تخمين مناسب بايد آزمون‌هاي مختلفي انجام داد.

آزمون F لیمر
به منظور گزینش یکی از روش‌های داده‌های تابلوئی یا داده‌های تلفیقی، از آزمون F لیمر استفاده شده است. آماره آزمون F لیمر تعیین می‌کند که آیا عرض از مبدأ جداگانه برای هر یک از مقاطع یا دوره‌ها وجود دارد یا خیر؟ در صورتی که بین مشاهدات، ناهمگنی یا تفاوت‌های فردی وجود داشته باشد، از روش داده‌های تابلوئی و در غیر این‌صورت، از روش داده‌های تلفیقی استفاده می‌شود. زیرا داده‌ها فقط روی هم انباشت شده‌اند و تفاوت بین آن‌ها لحاظ نشده است. در آزمون F لیمر، فرضیه صفر بیانگر یکسان بودن عرض از مبدأها (داده‌های تلفیقی) و فرضیه مقابل، نشان‌دهنده ناهمسانی عرض از مبدأها (داده‌های تابلوئی) است.

آزمون هاسمن
در صورتی که فرضیه صفر آزمون F لیمر پذیرفته نشود (روش داده‌های تابلوئی مرجح شناخته شود)، این پرسش مطرح می‌شود که مدل مورد بررسی، در قالب کدام یک از روش‌های اثرات ثابت یا اثرات تصادفی قابل برآورد است؟ بنابراین، برای انتخاب یکی از روش‌های اثرات ثابت و اثرات تصادفی، از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. در این آزمون، فرضیه صفر عبارت است از استقلال (نبود ارتباط بین) جزء اخلال مربوط به عرض از مبدأ و متغیرهای توضیحی (روش اثرات تصادفی). در حالی که، فرضیه مقابل حاکی از وجود همبستگی بین جزء اخلال مربوط به عرض از مبدأ و متغیرهای توضیحی است. در صورت پذیرفته شدن فرضیه صفر، از روش اثرات تصادفی و در غیر این صورت از روش اثرات ثابت استفاده می‌شود.

3-9-2- تحليل همبستگي در الگوهاي رگرسيون
تحليل همبستگي ابزاري است که براي تعيين ميزان ارتباط متغيرهاي مستقل و وابسته، استفاده مي‌شود. تحليل همبستگي، عموماً با استفاده از معيارهايي نظير ضريب همبستگي، ضريب تعيين و ضريب تعيين تعديل شده انجام ميشود (آذر و مومني، 1384). ضريب همبستگي ()، شدت و نوع رابطه بين متغيرهاي مستقل و وابسته را نشان ميدهد. ليکن، ضريب تعيين نسبت به ضريب همبستگي معيار گوياتري است (همان، 1384). ضريب تعيين معياري است كه قوت رابطه ميان متغير مستقل و متغير وابسته را تشريح مي‌كند. مقدار اين ضريب در واقع مشخص كننده آن است كه چند درصد از تغييرات متغير وابسته توسط متغير مستقل توضيح داده مي‌شود. مقدار از رابطه زير تعيين مي‌شود (پينديك و روبينفيلد، 1370):

كه در آن:
SSE : تغييرات جمله خطا كه توسط رگرسيون توضيح داده نمي‌شود.
SST: كل تغييرات در مقدار متغير وابسته.
با اين حال اغلب ترجيح داده مي‌شود كه از مقياس ديگري به نام ضريب تعيين تعديل شده95 براي بررسي نيكويي برازش96 مدل رگرسيون چند متغيره استفاده كنند. اين ضريب همان ضريب تعيين است كه در آن مقادير SST و SSE با درجات آزاديشان تعديل گرديده‌اند. اين ضريب در رگرسيون چند متغيره به صورت زير محاسبه مي‌شود (پينديك و روبينفيلد، 1370):

كه در آن n تعداد مشاهدات و k تعداد متغيرهاي مستقل است. در واقع هدف از به كارگيري تسهيل در مقايسه نيكويي برازش چندين معادله رگرسيون است كه از نظر تعداد متغيرهاي مستقل توضيحي متفاوتند.

3-9-3- آزمون معنادار بودن در الگوي رگرسيون
در رگرسيون چندگانه دو يا چند متغير مستقل وجود دارد و لازم است كه براي مشخص شدن معنادار بودن آنها دو آزمون انجام گيرد. ابتدا آزمون معنادار بودن معادله رگرسيون و در مرحله بعد آزمون معنادار بودن هر كدام از ضرايب متغيرهاي مستقل در معادله.

3-9-3-1- آزمون معنادار بودن معادله رگرسيون
در يك معادله رگرسيون چندگانه، چنانچه هيچگونه رابطه‌اي ميان متغير وابسته و متغيرهاي مستقل وجود نداشته باشد، مي‌بايست تمامي ضرايب متغيرهاي مستقل در معادله، مساوي صفر باشند. بدين ترتيب ما مي‌توانيم معنادار بودن معادله رگرسيون را آزمون كنيم. اين كار با استفاده از آماره F با فرض‌هاي زير صورت مي‌گيرد(عباسينژاد، 1380 و ذوالنور، 1374):
معادله رگرسيون معنادار نيست
معادله رگرسيون معنادار است
چنانچه در سطح اطمينان 95% (خطاي 5%= ي) آماره F محاسبه شده از معادله رگرسيون كوچكتر از مقدار F بدست آمده از جدول باشد فرض را نميتوان رد کرد و در غير اينصورترد مي‌شو
د. واضح است كه در صورت رد شدن ، معادله رگرسيون معنادار خواهد بود.

3-9-3-2- آزمون معنادار بودن ضرايب
بعد از آزمون معنادار بودن رگرسيون، بايستي معنادار بودن هر كدام از ضرايب آزمون گردد. هدف از انجام اين آزمون آن است كه مشخص شود آيا در سطح اطمينان مورد نظر ضريب محاسبه شده مخالف صفر است يا خير؟ فرضهاي اين آزمون به شرح زير است (ذوالنور، 1374):
ضريب جامعه صفر است.
ضريب جامعه مخالف صفر است.
براي آزمون اين فرضيات از آماره t استفاده مي‌شود. اگر در سطح اطمينان 95% (خطاي 5%=ا) آماره بدست آمده از آزمون كوچكتر از t بدست آمده از جدول با همان درجه آزادي باشد، فرض تاييد شده و در غير اين صورت رد مي‌شود. در اين آزمون عدم رد به مفهوم بي معنا بودن ضريب مورد نظر و رد به معني معنادار بودن ضريب مورد نظر است.

3-9-4- آزمون ریشه واحد97 در داده‌های ترکیبی
به علت غیر ایستا بودن بیشتر متغیرهای اقتصادی، برآورد الگوهای اقتصادسنجی در سری‌های زمانی به کمک این متغیرها باعث بروز رگرسیون کاذب می‌شود. بنابراین، به کارگیری متغیرهای اقتصادی در الگوهای اقتصادسنجی به انجام آزمون پایایی منوط شد. اما بحث پایایی و هم‌جمعی متغیرها و آزمونهای مربوط، در حالتی که از داده‌های ترکیبی مقطعی-سری زمانی استفاده می‌شود، با حالتی که داده‌ها به صورت سری زمانی است، تفاوت عمده‌ای دارد. پارامترهای (گشتاورهای) مربوط به متغیرهای هر مدل اعم از مستقل و وابسته باید در طول زمان در یک مدل رگرسیونی از نوع سری زمانی ثابت باشد، که برای تعیین ایستایی (پایایی) متغیرهای مدل از آزمون ریشه واحد استفاده می‌شود (عباسی‌نژاد، 1380 و هریس98، 1995). آزمون‌های ریشه واحد داده‌های ترکیبی که در این پژوهش مورد استفاده قرار گرفته‌اند عبارتند از: آزمون‌های لوین99، لین100 و چو101 (2002)، ایم102، پسران103 و شین104 (1997)، دیکی فولر تعمیم یافته105 (1981)، فیلیپس-پرون106 (1998) و هاردی107 (2003). چنان‌چه آزمون‌های ریشه واحد، ناایستا بودن متغیرها را نشان دهد، باید از آزمون‌های هم‌جمعی داده‌های ترکیبی پدرونی108 و کائو109 استفاده کرد که این مورد در هیچ یک از متغیرهای این پژوهش مشاهده نشده است.
در این پژوهش، به منظور انجام آزمون‌های آماری مطرح شده از نرم‌افزارهایSPSS ویرایش 18، EViews ویرایش 7 و Stata ویرایش 9.1 برای تجزیه و تحلیل اطلاعات استفاده شده است.

3-10- خلاصه فصل
در این فصل ابتدا تعریفی از علم و پژوهش ارائه شد. در ادامه به تشریح روش پژوهش و گردآوری داده‌ها، فرضیه‌های پژوهش، متغیرهای پژوهش، جامعه و نمونه آماری پرداخته شد. سرانجام، در قسمت روش تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها به بیان تحلیل واریانس یک طرفه، رگرسیون چند متغیره، آزمون معنادار بودن معادله رگرسيون، آزمون معنادار بودن ضرایب، نبود خود همبستگی، داده‌های ترکیبی پویا و مدل گشتاورهای تعمیم‌یافته پرداخته شد. روش استفاده از دادها و آزمون ریشه واحد در داده‌های ترکیبی نیز در قسمت روش تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها بیان شد.

فصل چهارم
تجزیه و تحلیل داده‌ها

4-1- مقدمه
این پژوهش به بررسی رابطه بین رقابت در بازار محصول و مدیریت سود شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌پردازد. در فصل قبل، ابتدا تعریفی از پژوهش ارائه شد. در ادامه روش پژوهش، فرضیه‌های پژوهش، جامعه آماری، نمونه آماری و روش جمع‌آوری داده‌ها تشریح گردید. در اين فصل نیز به تجزيه و تحليل داده‌ها و تفسير نتايج حاصل از آزمون‌های آماری پرداخته خواهد شد.

4-2- مدل شاخص مدیریت سود
در پژوهش حاضر، مطابق با پژوهش دیتا و همکاران (2013)، از اقلام تعهدی اختیاری به عنوان شاخصی از مدیریت سود استفاده شده است. جدول شماره 4-1، آمار توصيفي متغير وابسته و متغيرهاي مستقل مدل شاخص مدیریت سود و جدول شماره 4-2، نتایج حاصل از آزمون پایایی (ایستایی) متغیرهای این مدل را نشان می‌دهد.
لازم به ذکر است که تعداد مشاهدات مورد بررسی برای برآورد مدل شاخص مدیریت سود 1016 مشاهده سال – شرکت از 127 شرکت طی سال‌های 1384 الی 1391 بوده و کلیه متغیرهای این مدل با استفاده از مجموع دارایی‌های دوره گذشته هم‌مقیاس شده است.

جدول 4-1: آمار توصيفي متغيرهای مدل شاخص مدیریت سود
متغيرهاي پژوهش
میانگین
میانه
بیشینه
کمینه
انحراف معیار
کل اقلام تعهدی
072/0
053/0
987/0
668/0
157/0
معکوس دارایی‌های دوره گذشته
001/0
001/0
001/0
000/0
001/0
تغییرات درآمدها پس از کسر تغییرات حساب‌های دریافتنی
085/0
061/0
460/1
677/1-
297/0
خالص دارایی‌های ثابت مشهود
284/0
243/0
892/0
000/0
194/0
بازده دارایی‌های دوره گذشته
199/0
175/0
922/0
185/0-
131/0
جدول 4-2: نتايج حاصل از آزمون ايستايي (پايايي) متغيرهاي مدل شاخص مدیریت سود
متغيرهاي پژوهش
لوين، لين و چو

آماره آزمون
معناداري
کل اقلام تعهدی
537/35-
000/0
معکوس دارایی‌های دوره گذشته
085/23-
000/0
تغییرات درآمدها پس از کسر تغییرات حساب‌های دریافتنی
964/41-
000/0
خالص دارایی‌های ثابت مشهود
278/35-
000/0
بازده دارایی‌های دوره گذشته
838/36-
000/0

بر اساس آزمون‌ ريشه واحد لوين، لين و چو (2002) چنانچه معناداري آماره آزمون کمتر از 05/0 باشد، متغيرهاي مدل در طي دوره پژوهش در سطح پايا هست
ند. اين بدان معني است که ميانگين و واريانس متغيرها در طول زمان و کوواريانس متغيرها بين سال‌هاي مختلف ثابت بوده است. همان‌طور كه در جدول شماره 4-2 ملاحظه مي‌شود، برای کليه متغيرهاي مدل شاخص مدیریت سود، سطح معناداري در آزمون‌ ريشه واحد لوين، لين و چو (2002) كوچك‌تر از 05/0 است كه نشان‌دهنده اين است كه متغيرها پايا هستند. در نتيجه، شرکت‌هاي مورد بررسي تغييرات ساختاري نداشته و استفاده از اين متغيرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسيون کاذب نمي‌شود.
در ادامه، براي برآورد مدل شاخص مدیریت سود، ابتدا، متغير وابسته يعني کل اقلام تعهدی به همراه متغيرهای مستقل معکوس دارایی‌های دوره گذشته، تغییرات درآمدها پس از کسر تغییرات حساب‌های دریافتنی، خالص دارایی‌های ثابت مشهود و بازده دارایی‌های دوره گذشته مورد بررسي قرار گرفته است. براي برآورد مدل، ابتدا به منظور گزينش يکي از روش‌هاي داده‌های تابلوئی و داده‌های تلفیقی (ادغام شده)، از آزمون قابلیت ادغام (آماره F لیمر) استفاده

نکته مهم : در این سایت فقط تکه هایی از این پایان نامه به صورت رندم درج شده که ممکن است موقع انتقال از فایل ورد به داخل سایت عکس ها درج نشوند یا فرمول ها و نمودارها و جداول و ... به هم ریخته درج شوند ولی در سایت منبع شما می توانید فایل کامل را با فرمت ورد و منابع و پیوست ها دنلود نمایید

: سایت منبع  40y.ir

دسته بندی : پایان نامه ها

دیدگاهتان را بنویسید