مقاله درباره درماندگی مالی، قلام تعهدی، اقلام تعهدی، رگرسیون

دانلود پایان نامه ارشد

میزان دستکاری درآمدها اثر ندارد. متغیر RE/A( نسبت سود و زیان انباشته به کل دارایی ها) نیز گواه این مطلب است که هر چه قدر میزان دستکاری درآمد افزایش پیدا کند، از طرفی سود شرکت افزایش یافته و سود به میزان درآمدها ارتباط دارد در نتیجه میزان درامدها افزایش و با افزایش میزان درآمدها میزان سود شرکت افزاش پیدا می کند. و در نتیجه میزان دستکاری نیز افزایش پیدا میکند. بر اساس نتایج آماری بدست آمده فرضیه H0 رد شده و فرضیه مقابل یعنی H1 پذیرفته می شود. که نشان می دهد
که درماندگی مالی بر میزان وقوع دستکاری درآمدها اثر دارد.که هر چه قدر میزان درماندگی بیشتر باشد، میزان دستکاری نیز افزاش پیدا می کند.

4-10-5- تخمین مدل (3-2) برای شرکت های دچار درماندگی مالی
مدل (3-2) میزان اثر درماندگی و ناتوانی مالی بر دستکاری هزینه های تولیدی را نشان می دهد که در این مدل فرضیه فرعی دوم مورد آزمون قرار می گیرد. فرضیه فرعی دوم بیان می کند که درماندگی مالی بر دستکاری هزینه های تولیدی اثر دارد. در مدل فوق دستکاری هزینه های تولیدی به عنوان یک متغیر وابسته و سایر متغیر ها به عنوان متغیر های کنترل کننده ی مدل مورد استفاده قرار گرفته است. که بعضی از این متغیر ها در مدل معنادار و بعضی از آنها غیر معنادار میباشد.
فرضیه های آماری به منظور آزمون مدل(3-2) به شرح زیر می باشد:

H0: عدم ارتباط بین دستکار هزینه های تولیدی و درماندگی مالی شرکت ها
H1: وجود ارتباط بین دستکاری هزینه های تولید و درماندگی مالی شرکت ها

جدول(4-17) نتایج تخمین مدل (3-2) برای نمونه آماری

ABNPROD_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
4.77
0.013
0.063
BDEBT
0.004
2.964-
0.0001
0.001-
CFOIT
0.007
2.77-
0.107
0.296-
REA
0.453
10.754
0.0001
0.0001
SALESA
0.3051
1.032-
0.0249
0.025-
SIZEIT
0
4.640
0.046
0.217
DISTRES
R-squared
0.747

Adjusted R-squared
0.713

F-statistic
21.95
Durbin-Watson stat
2.032
Prob(F-statistic)
0.000

 

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(4-18) ارائه شده است.

جدول(4-18) آزمون ناهمسانی واریانس مدل(3-2)

F-statistic
2.92
Prob. F(9,75)

0.0051
Obs*R-squared
22.06
Prob. Chi-Square(9)

0.0087

با توجه به نتایج آزمون ناهمسانی واریانس فوق می توان گفت که مدل دارای ناهمسانی واریانس می باشد. برای برطرف کردن ناهسانی واریانس ار متغیر فروش(SALESA/1 ) استفاده شده است. بعد از وزن دهی مدل این آزمون به شرح جدول(4-19) می باشد.
جدول (4-19) نتایج برطرف کردن آزمون ناهمسانی واریانس مدل(3-2)
F-statistic
0.125133
Prob. F(1,81)

0.7245
Obs*R-squared
0.128025
Prob. C hi-Square(1)

0.7205

فرض خودهمبستگی مدل:
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.
با توجه به نتایج مدل میزان آماره دربین واتسون گواه این مطلب است.
جدول(4-20) آزمون خود همبستگی مدل(3-2)
Durbin-Watson stat
2.032

فرض نرمال بود پسماندهای مدل:
نمودار(4-2) نرمال بودن پسماندهای مدل را به صورت واضح نشان می دهد.

نمودار(4-2) نرمال بودن پسماندهای مدل(3-2)

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.
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. در این مدل متغیر DISTRES معیاری برای درماندگی مالی می باشد.که این متغیر معنادار و اثر مثبتی بر دستکاری هزینه های تولید دارد، که بیان کننده این است که شرکت های درمانده مالی برای مقاصد خود اقدام به دستکاری در هزینه های تولید می نماید که هر چه شرکت ها به سمت درماندگی مالی حرکت نماید میزان دستکاری هزینه های تولید نیز افزایش پیدا می کند. متغیرهای CFO(جریان نقد عملیاتی)، RE/A ( نسبت سودو زیان انباشته به کل دارایی ها) نشان دهنده این مطلب است که هر چه این میزان این متغیرها افزایش پیدا کند میزان دستکاری هزینه های تولیدی نیز کاهش پیدا می کند. متغیر های SALESA، SIZEIT نیز در مدل معنادار نیستند. یعنی اثری بر دستکاری هزینهها ندارد اما وجود آنها در مدل ضروری می باشد.بر این اساس فرضیه H0 رد شده و فرضیه مقابل یعنی H1 پذیرفته می شود،که بیانگر اثر درماندگی مالی بر میزان وقوع دستکاری هزینه های تولیدی می باشد،و نشان میدهد هر چه درماندگی مالی بیشتر باشد میزان دستکاری هزینه ها افزایش پیدا می کند.

4-10-6- تخمین مدل (3-3) برای شرکت های دچار درماندگی مالی
مدل(3-3) فرضیه فرعی سوم پژوهش را نشان می دهد که بیانگر اثر درماندگی مالی بر دستکاری اقلام تعهدی سرمایه درگردش شرکت ها می باشد که در مدل(3-3) این متغیر به عنوان متغیر وابسته استفاده می شود.
فرضیه های آماری به منظور آزمون مدل (3-3) به شرح زیر می باشد:

H0 : عدم وجود ارتباط بین دستکار ی اقلام تعهدی درماندگی مالی شرکت ها
H1 : وجود ارتباط بین دستکاری اقلام تعهدی و درماندگی مالی شرکت ها

جدول(4-21)نتایج تخمین مدل (3-3) برای نمونه آماری پژوهش

〖D.accruals〗_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
0.389
0.865
0.0148
0.012
BDEBT
0.908
0.115-
0.0001
0.001-
CFOIT
0.827
0.219
0.134
0.002
REA
0.467
0.73
0.0001
0.001
SALESA
0.631
0.482-
0.019
0.009-
SIZEIT
0.135
1.515-
0.041
0.065-
DISTRES
0.000
22.71
0.084
0.157
C
R-squared
0.514

Adjusted R-squared
0.464

F-statistic
10.42
Durbin-Watson stat
1.89
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(4-22) ارائه شده است.

جدول(4-22) نتایج آزمون ناهمسانی واریانس مدل(3-3)
F-statistic
0.010658
( Prob. F(1,65

0.9181
Obs*R-squared
0.010984
( Prob. Chi-Square(1
0.9165

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 اجزای اخلال( پسماندها) وجود ندارد. پس رگرسیون فوق، یک رگرسیون کاذب نیست.
جدول(4-23) خود همبستگی بین متغیرها مدل(3-3)
Durbin-Watson stat
1.89

نرمال بودن پسماندهای مدل:
با اجرای مدل نرمال بودن این متغیرها به صورت آزمون جاج- بر ا در نمودار(4-3) آمده است.

نمودار(4-3) آزمون نرمال بودن پسماندهای مدل(3-3)

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.
ابتدا مدل (3-7)، ( الگوی سرمایه در گردش کاسنیک 1999) برای کلیه شرکت ها برآورد شد و مقدار پسماند های مدل را بدست آورده، و در مدل اصلی (3-3) نتایج پژوهش به طور کامل تشریح شده است. در این مدل از قدر مطلق اقلام تعهدی سرمایه در گردش استفاده شده است. که هر چه قدر میزان این متغیر بیشتر باشد نشان دهنده دستکاری بیشتر اقلام تعهدی میباشد. که جدول(4-5) آمار توصیفی نیز به طور روشنی این موضوع را نشان می دهد. با برآورد مدل اصلی و نتایج بدست آمده از این مدل، میان کل نمونه شرکت های دارای درماندگی مالی و و شرکت های فاقد درماندگی مالی نشان می دهد که در سطح معناداری 95 درصدی فرضیه صفر پژوهش رد نمی شود.
بر اساس نتایج آماری پژوهش جوانمرد و همکاران (1392)، که نتایج آماری آنها نشان می دهد، دستکاری اقلام تعهدی سرمایه در گردش در شرکت های درمانده مالی بیشتر می باشد، درتضاد است. اما با نتایج پژوهش اسمیت و همکاران(2001) که با بررسی شرکت های استرالیایی به این نتیجه رسیدند که شرکت های درمانده مالی ، اقلام تعهدی را به منظور متورم ساختن درآمد در سال قبل از ورشکستگی تغییر نداده اند، همخوانی دارند.
نتایج مدل(3-3) فوق نشان می دهد که بین متغیر DISTRESو D.ACCRUALS ارتباط وجود ندارد. و بر اساس نتایج مدل فوق فرضیه یک(H1) پژوهش مبنی بر وجود ارتباط بین دستکار اقلام تعهدی و درماندگی مالی رد می شود. و فرضیه مقابل (H0) مبنی بر عدم ارتباط بین دستکاری اقلام تعهدی و درماندگی مالی پذیرفته می شود. متغیر های دیگر مدل برای برازش مدل و ضریت تعین مدل ضروری می باشد. .میزان ضریب تعیین مدل فوق(R-squared) برابر 0.465 می باشد که نشان از وجود معناداری می باشد. که هر چه قدر این برازش بالاتر باشد نشان دهنده بهتر بودن برازندگی مدل می باشد.و مقدار F-statistic مدل نشان دهنده، معنادار کل مدل می باشد و احتمال( Prob )(F-statistic) نشان دهنده این است که مدل در سطح 5% معنادار پذیرفته می باشد. بنابراین درماندگی مالی بر میزان وقوع دستکاری اقلام تعهدی شرکت اثر ندارد. که فرضیه فرعی سوم پژوهش پذیرفته نمی شود.

4-11- خلاصه فصل
پژوهش حاضر در پی پاسخی به این سوال است که، شرکتها زمانی که دچار درماندگی و ناتوانی مالی می شوند مدیرت چه اقدام های انجام می دهند. در این راستا یک فرضیه اصلی و سه فرضیه فرعی تدوین گردید که با استفاده از مدل ها و روشهای تشریح شده در فصل سوم آزمون شدند. که ابتدا به آمار توصیفی متغیرهای پژوهش پرداخته شد و سپس به منظور تعیین روش تخمین داده ها، از ازمون های t- و F- استفاده گردید. به کمک تخمین مدلهای پژوهش، فرضیه ها مورد آزمون قرار گرفت که در پی آن فرضیه فرعی پژوهش مبنی بر وجود ارتباط بین درماندگی مالی و دستکاری درآمدها تایید می شود و نتایج آزمون فرضیه فرعی دوم نیز نشان می دهد که بین درماندگی مالی و دستکاری هزینه های تولیدی ارتباط معناداری وجود دارد. و اما نتایج آزمون فرضیه فرعی سوم بیان می کند زمانی که واحد تجاری به سمت درماندگی و ناتوانی مالی سوق پیدا میکند اقدام به دستکاری اقلام تعهدی سرمایه در گردش نمی نماید، که این فرضیه مورد پذیرش قرار نگرفت و در نهایت فرضیه اصلی پژوهش بیان می کند که درماندگی مالی بر میزان وقوع مدیریت سود اثر دارد. تایید نمی گردد،که نتایج این آزمونها در سطح اطمینان 95% پذیرفته میشود.

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