مقاله درباره درماندگی مالی، جریان نقد عملیاتی، رگرسیون، اقلام تعهدی

دانلود پایان نامه ارشد

(〖∆REV〗_it-〖∆REC〗_it)/A_(it-1)
〖∆CFO〗_it/A_(it-1)

1.00
0.22-
0.01-
0.28-
WCA_it/A_(it-1)

1.00
0.03
0.12
1/A_(it-1)

1.00
0.03-

(〖∆REV〗_it-〖∆REC〗_it)/A_(it-1)

1.00

〖∆CFO〗_it/A_(it-1)

نتایج همبستگی برای مدلهای(3-1)،(3-2)و(3-3):

جدول(4-10) هبستگی بین متغیر های مدل (3-1)،(3-2)و(3-3)
SIZEIT
NETINCOME
CFOIT
REA
EBITA
BDEBT
SALESA
ABNCFOIT
ABNPROD
DACCRUALS

1.00
0.57
0.53
0.11
0.60
0.06
0.76
0.06
0.03-
0.03
SIZEIT

1.00
0.95
0.41
0.98
0.29
0.68
0.45
0.40-
0.11
NETINCOME

1.00
0.35
0.92
0.22
0.72
0.49
0.32-
0.03-
CFOIT

1.00
0.36
0.47
0.12
0.59
0.66-
0.09
REA

1.00
0.25
0.74
0.44
0.40-
0.15
EBITA

1.00
-0.02
0.24
0.40-
0.25
BDEBT

1.00
0.18
0.06-
0.07
SALESA

1.00
0.67-
0.04-
ABNCFOIT

1.00
0.22-
ABNPROD

1.00
DACCRUALS

همبستگی بین متغیر های مدل باعث ایجاد رگرسیون کاذب می شود که نتایج پژوهش را مخدوش می نماید که بر اساس این نتایج نمیتوان در تصمیمات مالی استفاده نمود. بر این اساس اگر بین متغیرها همبستگی شدید یا همان ضریب همبستگی بین آنها بالا باشد، باعث هم خطی می گردد. برای جلوگیری از ایجاد همخطی در مدل لازم است متغیرهای دارای ضریب همبستگی بالا از مدل حذف شود.نتایج همیستگی در مدل های فوق نشان می دهدکه همبستگی در بین متغیر مدل های (3-5)، (3-6)، (3-7) وجود ندارد، اما در مدل های (3-1)، (3-2) و (3-3) بین متغیر های NETINCOME ، CFOIT و EBITA همبستگی شدید وجود دارد که باعث ایجاد رگرسیون کاذب می شود. بنابراین از بین سه متغیر فوق، متغیر NETINCOME و EBITA را از مدل اصلی حذف نمود. دلیل این که متغیر CFOIT در مدل باقی مانده است، این است که این متغیر جریان نقد عملیاتی را نشان می دهد و اثر متغیر Distres را خالص می نماید. و به عنوان یک متغیر کنترلی اصلی در مدل باقی می ماند.

4-10- تخمین مدل و تجزیه و تحلیل نتایج
بعد از توصیف متغیرها و پاسخ هاي بدست آمده از جامعه آماري در این بخش به بررسی فرضیه هاي مطرح شده، از طریق آمار استنباطی پرداخته می شود. به بیان دیگر در این فصل به تحلیل یافته هاي بدست آمده پرداخته می شود تا از نظر آماري نیز بتوان صحت و سقم فرضیات را مورد بررسی قرار داد. از آنجایی که فرضیه اصلی پژوهش، به سه فرضیه فرعی بستگی دارد بنابراین برای صحت آزمون فرضیه آماری اصلی ابتدا باید فرضیه های فرعی را آزمون نمود و سپس به تحلیل فرضیه اصلی پرداخت. در زیر ابتدا طریقه بدست آمدن متغیر های وابسته ( دستکاری درآمدها، دستکاری هزینه های تولیدی و دستکاری اقلام تعهدی اختیاری سرمایه درگردش) ارائه می شود و سپس این متغیر ها به عوان متغیر وابسته در مدل اصلی وارد می شود. که نتایج آماری آنها در زیر شرح داده شده است.

4-10-1- تخمین مدل (3-5) برای کل نمونه آماری
مدل(3-5) به عنوان مدلی برای اندازه گیری دستکاری فروش یا درآمدها می باشد. روی چوهری(2006) ، دستکاری در فروش رابه صورت تلاش های مدیریت در جهت افزایش موقتی فروش در طول سال تعریف می کند که از طریق ارائه قیمت و یا شرایط اعتباری آسان تر حاصل می شود و جریان نقدی ورودی برای فروش راکاهش می دهد. بنابراین انتظار می رود دستکاری در فروش به جریان نقد عملیاتی کمتری در دوره ی جاری منجر گردد(اعتمادی وهمکاران،1389).
میزان دستکاری فروش یا درآمد از طریق پسماندهای مدل بدست می آید، بدین صورت ابتدا کلیه متغیر های مدل برای هریک از شرکت ها را محاسبه نموده و سپس مدل را اجرا نموده و مقدار پسماند های مدل به عنوان متغیر دستکاری فروش یا درآمد در مدل اصل وارد می شود. که نتایج اجرای این مدل در جدول(4-11) ارائه شده است. معناداری مدل از طریق F-statistic نشان داده می شود که از مقدار جدول بیشتر می باشد و نشان دهنده قبولی و پذیرش مدل می باشد. سطح معناداری مدل (Prob.F-statistic ) نیز گواه همین مطلب است.

جدول(4-11) نتایج تخمین مدل (3-5) برای کل نمونه آماری پژوهش
cfo_it/A_(t-1) =α+β_1 (1/ASSET_(it-1) )+β_2 (sales_it/ASSET_(it-1) )+ β_3 (〖∆sales〗_it/ASSET_(it-1) )+ε_it

احتمال
آماره – t
انحراف استاندارد
ضرایب تاثیر
متغیر

0.153
1.43-
691.464
988.649-
1/ASSET_(it-1)
0
5.36
0.012
0.064
sales_it/ASSET_(it-1)
0.301
1.034
0.018
0.019
〖∆sales〗_it/ASSET_(it-1)
0
7.289
0.01
0.076
C
R-squared
0.245

F-statistic
13.913

Prob(F-statistic)
0

4-10-2- تخمین مدل (3-6) برای کل نمونه آماری
مدل (3-6) برای اندازه گیری دستکاری هزینه های تولیدی مورد استفاده قرار می گیرد.روچوهری(2006) بیان میکند،مديران به منظور بالا نشان دادن سود شركت خود مي توانند اقدام به توليد بيش از حد محصولات )توليد اضافي( كنند. چنانچه سطح توليد افزايش يابد، هزينه هاي سربار توليد به تعداد محصول بيشتري سرشكن شده و در نتيجه هزينه ثابت هر واحد كالا كاهش مي يابد، و اگر كاهش هزينه ثابت هر واحد توليد شده با افزايش هزينه نهايي در توليد آن تهاتر نشود، هزينه كل هر واحد محصول كم می شود. در نتيجه، بهاي تمام شده كالاي فروش رفته پايين تر و حاشيه سود عملياتي شركت بهتر نشان داده مي شود.
میزان دستکاری از طریق مدل (3-6) بدست می آید، به طوری که ابتدا کلیه متغیر ها را برای هر شرکت بدست آورده و سپس مدل را اجرا نموده و مقدار پسماند های مدل را بدست آورده و به عنوان متغیر مستقل در مدل اصلی وارد می شود. که نتایج آماری مدل به شرح جدول(4-12) می باشد و معناداری مدل از طریق F-statistic نشان داده شده است. و سطح معناداری ( (Prob(F-statistic) به طور واضح به تایید این مدل اشاره می کند.

جدول(4-12) نتایج تخمین مدل (3-6) برای کل نمونه آماری پژوهش
PROD_it/ASSET_(it-1) =α+β_1 (1/ASSET_(it-1) )+β_2 (sales_it/ASSET_(it-1) ) +β_3 (〖∆sales〗_it/ASSET_(it-1) ) + β_3 (〖∆sales〗_(it-1)/ASSET_(it-1) )+ε_it
متغیر وابسته
احتمال
آماره – t
انحراف استاندارد
ضرایب تاثیر
متغیر

0.099
1.65-
664.832
1097.17-
1/ASSET_(it-1)
0
67.396
0.013
0.874
sales_it/ASSET_(it-1)
0
7.709-
0.018
0.142-
〖∆sales〗_it/ASSET_(it-1)
0
7.567-
0.015
0.111-
〖∆sales〗_(it-1)/ASSET_(it-1)
0
6.425-
0.01
0.066-
C
R-squared
0.904

F-statistic
812.824

Prob(F-statistic)
0

4-10-3- تخمین مدل(3-7) برای کل نمونه آماری
مدل (3-7) برای اندازه گیری دستکاری اقلام تعهدی اختیاری سرمایه درگردش مورد استفاده قرار می گیرد. اقلام تعهدی اختیاری ، به اقلام گفته میشود که مدیریت میتواند آنها را کنترل کند ، آنها را به تاخیر بیاندازد،حذف کند و یا ثبت و شناسایی آنها را تسریع نماید كه شامل تغييرات در موجودي كالا، حساب هاي دريافتني و حسا بهاي پرداختني است. (حلاج ومهرانی،1388). ابتدا متغیر های مدل را برای تک تک شرکت ها بدست آورده و سپس به برآورد مدل پرداخته می شود و مقدار پسماندهای مدل به عنوان متغیر دستکاری اقلام تعهدی اختیاری سرمایه درگردش بدست می آید. که به عنوان یک متغیر وابسته در مدل اصلی اورده می شود.
جدول(4-13) نتایج تخمین مدل (3-7) برای کل نمونه آماری پژوهش

WCA_it/A_(it-1) = α+β_1 (1/A_(it-1) )+β_2 ((〖∆REV〗_it-〖∆REC〗_it)/A_(it-1) )+β_3 (〖∆CFO〗_it/A_(it-1) )+ε_it
متغیر وابسته
احتمال
آماره – t
انحراف استاندارد
ضرایب تاثیر
متغیر
0.727
0.349-
752.634
262.719-
1/A_(it-1)
0.000
3.578-
0.013
0.047-
(〖∆REV〗_it-〖∆REC〗_it)/A_(it-1)
0.000
11.140-
0.032
0.352-
〖∆CFO〗_it/A_(it-1)
0.000
9.560
0.006
0.058
C

R-squared
0.317

F-statistic
88.427

Prob(F-statistic)
0.000

4-10-4- تخمین مدل (3-1) برای شرکت های دچار درماندگی مالی
مدل(3-1) اثر درماندگی مالی را بر دستکاری درآمدها نشان می دهد که در این مدل علاوه بر دستکاری درآمدها متغیر های دیگری برای تعدیل و کنترل مدل مورد استفاده قرار گرفته است. که این مدل فرضیه فرعی اول را مورد آزمون قرارمی دهد. بر اساس این فرضیه می توان گفت که درماندگی مالی بر میزان دستکاری درآمدها تاثیر دارد. شرح این فرضیه و نتایج آن در جدول(4-14) ارائه شده است.

فرضیه های آماری این مدل به صورت زیر ارائه می شود:

H0: عدم ارتباط بین دستکاری درآمد ها و درماندگی مالی
H1: وجود ارتباط بین دستکاری درآمدها ودر ماندگی مالی

جدول(4-14) نتایج تخمین مدل (3-1) برای شرکتهای درمانده مالی

ABNCFO_it=α+β_1 SIZE_it+β_2 NETINCOME_it+β_3 Distres_it+β_4 CFO_it+β_5 REA_it+β_6 EBIT_it+β_7 (B/DEBT)_it+β_8 SALES_it+〖 ε〗_it

متغیر وابسته
احتمال
آماره – t
انحراف استاندارد
ضرایب تاثیر
متغیرهای مدل
0.054
1.955189-
0.017
0.033607-
BDEBT
0.000
4.168
0.000
0.000
CFOIT
0.001
3.421
0.131
0.448
REA
0.117
1.584-
0.000
0.000-
SALESA
0.812
0.239292-
0.048
0.011448-
SIZEIT
0.015
2.496235-
0.046
0.11521-
DISTRES

R-squared
0.522

Adjusted R-squared
0.465

F-statistic
9.111
Durbin-Watson stat
1.882
Prob(F-statistic))
0.000

فروض کلاسیک در مدل فوق:
فرض ناهمسانی واریانس:
با برآورد مدل و آزمون وایت مربوط به ناهمسانی واریانس، نتایج آزمون نشان می دهد که مدل ناهمسانی واریانس ندارد. که این نتیجه از طریق جدول(4-16) ارائه شده است.

جدول(4-15) نتایج آزمون ناهمسانی واریانس مدل(3-1)
F-statistic
1.58565
Prob. F(9,75)
0.135
Obs*R-squared
13.5881
Prob. Chi-Square(9)
0.1378
فرض خود همبستگی بین متغیرها:
نتایج آماری مدل نشان می دهد که آماره دربین واتسون در محدوده 1.5 الی 2.5 می باشد.بنابراین در مدل، خود همبستگی بین متغیرها وجود ندارد. پس رگرسیون فوق، یک رگرسیون کاذب نیست.

جدول(4-16) خود همبستگی بین متغیرها مدل(3-1)
Durbin-Watson stat
1.882

نرمال بودن پسماندهای مدل:
با اجرای مدل نرمال بودن این متغیرها به صورت آزمون جاج- بر ا در نمودار(4-1) آمده است.

نمودار(4-1) آزمون نرمال بودن پسماندهای مدل

با توجه به این که مدل فوق شرایط فروض کلاسیک را دارا می باشد. پس می توان به نتاج آن اتکا نمود. نتایج به صورت زیر تشریح می گردد.
نتایج مدل فوق نشان می دهد که جریان نقد عملیاتی غیر عادی نسبت به درماندگی مالی ارتباط منفی دارد. چون هر چه قدر میزان درماندگی مالی بیشتر میزان فروش و یا درآمد به صورت اعتباری افزایش می یابد. و جریان نقد عملیاتی کاهش پیدا می کند. که علامت منفی گواه این موضوع است. در نتیجه در صورتی که شرکتهای دارای درمانده مالی فروش خود را با روش های همچون ارائه تخفیف های فروش، بیشتر نماید، آنگاه انتظار می رود که به صورت طبیعی سطح جریانهای نقدی نسبت به سطح فروش یا درآمد پایین باشد.. بنابراین ، در صورتی که شرکت های درمانده مالی در حال دستکاری فروش خود باشند، به صورت غیرنرمالی سطح جریان نقد عملیاتی در مقاسه با فروش گزارش شده پایین خواهد بود، لذا ارتباط بین جریان نقد عملیاتی غیر نرمال و درماندگی مالی منفی می باشد. در این پژوهش، هر چه قدر میزان درماندگی بیشتر باشد، میزان دستکاری درآمدها بیشتر می باشد.
و متغیر های DEBT/B( نسبت ارزش دفتری حقوق صاحبان سرمایه به کل بدهی ها)، SALES(میزان فروش شرکت) و SIZEIT (اندازه شرکت) معنادار نمی باشد که بر اساس این متغیرها می توان گفت که بر

پایان نامه
Previous Entries مقاله درباره درماندگی مالی، مدیریت سود، اقلام تعهدی، قلام تعهدی Next Entries پایان نامه ارشد درباره انقلاب اسلامی، ژئوپلیتیک، دفاع مقدس، جامعه اسلامی