تحقیق درباره اثرات ثابت

دانلود پایان نامه ارشد

جدول فوق، نتيجه اين آزمون بيانگر اين مطلب است که مقاطع مورد بررسي ناهمگن و داراي تفاوت هاي فردي بوده و استفاده از روش داده هاي تابلويي (پانل ديتا) مناسب تر است. بنابراين چون نتايج آزمون فوق مبني بر به کارگيري داده‏ها به صورت داده هاي پانلي است، مي بايست براي تخمين مدل رگرسيون از يکي از مدل هاي اثرات ثابت (FEM) يا اثرات تصادفي (REM) استفاده شود. براي انتخاب يکي از اين دو مدل، از آزمون هاسمن به شرح جدول (4-3) استفاده مي کنيم.
جدول (4-3): آزمون هاسمن براي انتخاب الگوي اثرات ثابت در برابر الگوي اثرات تصادفي
مدل
= α1(1/Ait-1)+α2(ΔREVit/Ait-1)+α3(PPEit/Ait-1) + Ɛi
نوع آزمون
آماره خي دو
درجه آزادي
احتمال آماره آزمون
P-value
نتيجه آزمون
هاسمن
86/0
3
83/0
H0 پذيرفته مي شود

جدول (4-3) نتايج آزمون هاسمن جهت انتخاب الگوي مناسب را نشان مي دهد. فرض صفر آزمون هاسمن مبني بر مناسب بودن مدل اثرات تصادفي براي تخمين مدل هاي رگرسيوني داده هاي تابلويي است. از آنجا که احتمال آماره آزمون هاسمن بيشتر از 05/0 شد، بنابراين دليل کافي براي رد فرض صفر اين آزمون نداريم و بايد براي تخمين پارامترهاي معادله رگرسيون چند متغيره اقلام تعهدي اختياري از مدل اثرات تصادفي استفاده کنيم.
جدول (4-4) مقدار ضرايب رگرسيوني خطي الگوي تصادفي را با متغيرهاي اقلام تعهدي نشان مي‏دهد.

جدول (4-4): خلاصه مدل رگرسيوني الگوي اثرات تصادفي متغيرهاي اقلام تعهدي
شاخص هاي آماري
متغيرها
ضرايب
آماره t
احتمال آماره t
P-value
1/At-1
4070000000
389/3
0008/0

REV-RREC
046/0
907/3
0001/0
PPE/At-1
119/0-
2/3-
0015/0
ضريب تعيين R2
ضريب تعيين تعديل شده R2
آماره دوربين- واتسون
احتمال آماره F
386/0
377/0
943/1
000/0

با توجه به احتمال آماره F و آماره t که نشان مي دهد مدل در حالت کلي در سطح اطمينان 99 درصد معني‏دار مي باشد و با توجه به جدول و ستون ضرايب مشاهده مي شود که علامت ضرايب مربوط به معکوس جمع دارايي هاي شرکت (1/At-1) و نسبت اختلاف تغير درخالص درآمد شرکت و تغيير در خالص حساب ها و اسناد دريافتي به جمع دارايي هاي شرکت{( (REV – RREC ) / At-1} مثبت و معنادار مي باشد اما رابطه چندگانه خطي بين اقلام تعهدي با نسبت ميزان اموال، ماشين آلات، تجهيزات شرکت به جمع دارايي هاي شرکت{PPE / At-1} يک رابطه منفي و معنادار از لحاظ آماري مي باشد.
اکنون با توجه به جدول فوق ضرايب مربوط به پارامترهاي خاص شرکت، يعني 1وو2وو3 را بدست آورديم که مقادير آنها به ترتيب عبارت است از 4070000000، 046/0 و 119/0- . لذا معادله نهايي محاسبه اقلام تعهدي غير اختياري را مي توان به شکل زير نمايش داد:
NDA = 4070000000 × [1 / At-1] + 046/0 [( REV – RREC) / At-1] + (119/0-) [PPE / At-1]
به عنوان مثال اقلام تعهدي غير اختياري براي شرکت آبسال در سال 1386 بصورت زير مي باشد:
NDA(آبسال/1386) = 4070000000× (117529×10-7) + 046/0 × (047326712/0- ) + (119/0-) ×19540192/0 = 020646413/0-
لازم به ذکر است که در مدل مذکور، براي استاندارد کردن و موزون شدن پارامترها به منظور کاهش نوسانات، از جمع کل دارايي هاي شرکت در ابتداي هر دوره استفاده شده است و با تقسيم جمع کل دارايي‏ها به طرفين معادلات، مشکل ناهمساني واريانس باقيمانده‏ها بين متغيرها برطرف شده است و در صورتي که اقلام تعهدي غير اختياري (NDA) از جمع کل اقلام تعهدي (TA) کسر گردد، اقلام تعهدي اختياري (DA) که جزء باقيمانده معادله رگرسيوني فوق است حاصل خواهد شد. بنابراين اقلام تعهدي اختياري با استفاده از مدل تعديل شده جونز، به صورت زير محاسبه مي‏شود:
DAt = TAt/At-1 – NDAt
بنابراين اقلام تعهدي اختياري براي شرکت آبسال در سال 1386 برابر است با
DA(آبسال/1386) = 005955382/0 – (020646413/0-) = 026601795/0
بعد از برازش مدل رگرسيوني بايد کفايت مدل را مورد بررسي قرار دارد. در شکل (4-1) ملاحظه مي‏شود که نمودار پراکنش باقيمانده ها در مقابل مقادير پيش‏بيني روند خاصي را نشان نمي دهد و همچنين رسم باقيمانده ها در مقابل زمان نشان مي دهد که باقيمانده ها در طول زمان همبستگي خاصي را نشان نمي‏دهند. شکل (4-1) بافت‏نماي مربوط به باقيمانده ها را همراه با منحني نرمال نشان مي دهد. با توجه به اين بافت‏نما مي توان گفت باقيمانده هاي مدل رگرسيوني تقريبا نرمال مي باشند و ناهمساني واريانس بين جزء خطاها وجود ندارد. نمودار qq پلات صحت اين ادعا را نيز تاييد مي کند.

شکل(4-1): الف:نمودار باقيمانده ها در مقابل مقادير برازش شده ب: باقيمانده ها در مقابل زمان ج: بافتنماي باقيمانده ها همراه با منحني نرمال د: نمودار qq پلات

4-4- آزمون نرمال بودن داده ها
4-4-1- آزمون کولموگروف – اسميرنف (KS) براي متغير وابسته سود تقسيمي
براي انجام تحليل رگرسيوني فرضيه اول ابتدا آزمون نرمال بودن داده‏ها با توجه به متغير وابسته سود تقسيمي بايد به وسيله آزمون کولموگروف اسميرنف (KS) مورد بررسي قرار مي گيرد.
H0 : داده هاي سود تقسيمي از توزيع نرمال پيروي مي کنند
H1: داده هاي سود تقسيمي از توزيع نرمال پيروي نمي کنند
جدول(4-5) آزمون کولموگروف- اسميرنف (KS) سود تقسيمي
سود تقسيمي (DPO)
شاخص هاي توصيفي
350
تعداد داده ها
088029/1
ميانگين
240494/2
انحراف معيار
313618/0
قدر مطلق مقدار بيشترين انحراف
300395/0
بيشترين انحراف مثبت
313618/0-
بيشترين انحراف منفي
867262/5
مقدار آماره Z
000/0
سطح معني داري

استنباط آماري: با توجه به جدول (4-5) چون سطح معني داري محاسبه شده در متغير وابسته سود تقسيمي از 05/0 کوچک‏تر مي باشد، فرض H0 رد و فرض H1پذيرفته مي شود، يعني داده ها از توزيع نرمال پيروي نمي کنند. براي نرمال کردن اين متغير از تبديل آماري باکس کاکس با توجه به فرمول زير استفاده مي‏کنيم:
y^*={█(((y^λ-1))/λ, &λ>0@log⁡(y), λ=0)┤

که λ پارامتري است که مقدار تابع ماکزيمم درست‏نمايي حاصل از داده ها را ماکزيمم مي کند. با توجه به شکل(4-2) تابع درست‏نمايي محاسبه شده براي داده هاي سود تقسيمي مقدار پارامتر 2/0 = λ به دست مي‏آيد.

شکل(4-2):برآورد پارامتر λ در داده هاي سود تقسيمي براي تبديل نرمال
به عبارت ديگر متغير پاسخ تبديلي برابر است با:
(√(5&سود تقسيمي)-1)/0.2
اکنون آزمون زير فرض نرمال بودن متغير پاسخ سود تقسيمي تبديل شده را بررسي مي کند.
جدول(4-6) آزمون کولموگروف- اسميرنف سود تقسيمي تبديل شده
تعداد
ميانگين
انحراف معيار
قدرمطلق بيشترين
انحراف معيار
بيشترين‏
انحراف ‏مثبت
بيشترين
‏انحراف‏ منفي
مقدار آماره
Z
سطح‏معني‏داري (Sig)
350
764557/0-
525337/1
035208/0
035208/0
022930/0-
658678/0
778450/0

استنباط آماري: با توجه به جدول (4-6) چون سطح معني داري (Sig) در سود تقسيمي بيشتر از 05/0 است، فرض H0 پذيرفته و فرض H1 رد مي شود. به عبارت ديگر داده ها داراي توزيع نرمال مي باشد.

4-4-2- آزمون کولموگروف – اسميرنف (KS) براي متغير وابسته تغييرات سود تقسيمي
براي انجام تحليل رگرسيوني فرضيه دوم ابتدا آزمون نرمال بودن داده ها با توجه به متغير پاسخ تغييرات سود تقسيمي بايد به وسيله آزمون نرمال بودن داده ها (KS) مورد بررسي قرار مي گيرد.
H0 : داده هاي تغييرات سود تقسيمي از توزيع نرمال پيروي مي کنند
H1 : داده هاي تغييرات سود تقسيمي از توزيع نرمال پيروي نمي کنند
جدول(4-7): آزمون کولموگروف اسميرنف (KS) تغييرات سود تقسيمي
تغييرات سود تقسيمي (Dt – Dt-1)
شاخص هاي توصيفي
350
تعداد داده ها
54070860000
ميانگين
74980/523351013499
انحراف معيار
356/0
قدر مطلق
356/0
مثبت
313/0-
منفي
662/6
مقدار آماره Z
000/0
سطح معني داري

پایان نامه
Previous Entries تحقیق درباره بازده حقوق صاحبان سهام، حقوق صاحبان سهام، صاحبان سهام، اندازه شرکت Next Entries دانلود پایان نامه ارشد با موضوع سود سهام، معنادار بودن، اثرات ثابت، بورس اوراق بهادار تهران