ناخالص اموال، ماشین آلات و تجهیزات

۷۷۵/۸-

۰۰۰/۰

تفاضل تغییرات فروش و ح دریافتنی

۵۷۷۴/۹۵-

۰۰۰/۰

بازده تعدیل شده بر اساس اندازه

۶۴۵۲/۴۳-

۰۰۰/۰

اندازه شرکت

۸۲۹۷/۱۷-

۰۰۰/۰

اقلام تعهدی کل

۲۰۵۹/۴۴-

۰۰۰/۰

منبع: یافته های پژوهش

۴-۵(. آزمون هم خطی متغیرهای پژوهش
قبل از برآورد مدل لازم است تا عدم وجود هم خطی میان متغیرهای مستقل آزمون شود. برای بررسی وجود یا عدم وجود هم خطی میان متغیرهای مستقل پژوهش از تحلیل همبستگی استفاده شده است؛ که اینکار با محاسبه ضریب همبستگی پیرسون انجام می شود. پیوست شماره ۳ ضرایب همبستگی پیرسون میان متغیرهای مستقل پژوهش را نشان می دهد:
با توجه به نتایج پیوست مشخص گردید که مقادیر ضریب همبستگی خیلی زیاد یا خیلی کم (نزدیک به ۱+ و ۱-) که نتایج تحلیل رگرسیونی را تحت تأثیر قرار دهد، وجود ندارد، در نتیجه هم خطی ای میان متغیرهای مستقل پژوهش وجود ندارد. نتایج کامل این آزمون در پیوست شماره ۳ در انتهای پایان نامه نشان داده شده است.
۴-۶(. آزمون نرمال بودن متغیر وابسته [۱۶۴]
قبل از آزمون فرضیات باید نرمال بودن متغیر وابسته مورد آزمون قرار گیرد، توزیع غیرنرمال این متغیر منجر به تخطی از مفروضات این روش برای تخمین پارامترها می شود. لذا لازم است نرمال بودن توزیع متغیر وابسته تحقیق مورد آزمون قرار گیرد. در این مطالعه این موضوع از طریق آماره جارک- برا مورد بررسی قرار می گیرد. فرض صفر و فرض مقابل در این آزمون به صورت زیر می باشد:
H0: توزیع نرمال
H1: توزیع غیرنرمال
از آنجائیکه احتمال آماره جارک- برا در جدول(۴-۲) برای متغیرهای وابسته(کل اقلام تعهدی، جریان نقد عملیاتی آتی، بازده بازده تعدیل شده بر اساس بازار ، بازده تعدیل شده بر اساس اندازه کمتر از ۵% است، فرضیه صفر مبنی بر نرمال بودن توزیع متغیر مذکور رد می شود.
در این راستا برای نرمال سازی متغیرهای مذکور از تبدیل جانسون Johnson استفاده شده است، که تابع تبدیل متغیر های وابسته در پیوست شماره (۴) بررسی و نشان داده شده است. همانطور که در پیوست شماره (۴) مشاهده می شود احتمال آماره داده های اولیه برای متغیرهای بازده تعدیل شده بر اساس اندازه و اقلام تعهدی کل با نرمال سازی توسط نرم افزار افزایش یافته است، در نتیجه فرضیه H0 مبنی بر نرمال بودن متغیر مذکور پذیرفته می شود.
در عین حال احتمال آماره داده های اولیه برای متغیرهای بازده ،بازده تعدیل شده بر اساس بازار و جریان نقد عملیاتی کمتر از ۰۵/۰ است که حاکی از نرمال نبودن متغیر مذکور است که با نرمال سازی توسط نرم افزار هم در سطح ۰۵/۰ و هم در سطح ۱/۰ نرمال نشده، همچنین از آنجائیکه متغیر مذکور مقادیر منفی هم در برمی گیرد از روش لگارتیم گیری و COX-BOX برای نرمال سازی آن نمی توان استفاده کرد؛ در نتیجه در این پژوهش با توجه به بزرگ بودن حجم نمونه (N>30)، و تعداد مشاهدات بالا، از قضیه حد مرکزی بهره می گیریم؛ از قضیه حد مرکزی می توان نتیجه گرفت که هر چه حجم پایه در نمونه برداری بزرگتر باشد، واریانس بین نمونه ها کمتر و توزیع میانگین جوامع نمونه برداری شده به توزیع نرمال نزدیک تر می شود و نرمال بودن توزیع مورد نظر با افزایش تعداد تکرارها (n) افزایش می یابد(بدری و عبدالباقی،۱۳۸۹).
نگاره (۱) توزیع متغیر وابسته کل اقلام تعهدی و بازده تعدیل شده بر اساس اندازه را بعد از نرمال سازی نشان می دهد.

ضریب تعیین تعدیل شده ۴۵/۰

آماره دوربین واتسون ۱۶/۲

آمارهF 144/4

احتمال آمارهF 000/0

۴-۱۴-۱٫ آزمون فرضیه سوم
با توجه به مطالبی که در فصل سوم بیان شد، فرضیه سوم این پژوهش بیانگر ارتباط معنی دار بین اقلام تعهدی و بازده تعدیل شده بر اساس بازار می باشد.
همانگونه که نتایج مندرج در جدول (۴-۱۱) نشان می دهد، سطح اهمیت برای ضریب کل اقلام تعهدی کمتر از سطح خطای ۵درصد و ضریب برآورد شده آن منفی می باشد. در نتیجه میتوان اظهار داشت که در شرکت های مورد بررسی نابهنجاری اقلام تعهدی وجود دارد و با افزایش اقلام تعهدی سرمایه در گردش، بازده تعدیل شده بر اساس بازار کاهش می یابد. به طوریکه با افزایش یک درصدی اقلام تعهدی سرمایه در گردش، بازده تعدیل شده بر اساس بازار به میزان ۰۲/۰- درصد کاهش می یابد.
۴-۱۴-۲٫ آزمون فرضیه چهارم
با توجه به مطالبی که در فصل سوم بیان شد، فرضیه چهارم این پژوهش بیانگر تأثیر موثر پیش بینی جریان نقدعملیاتی بر نابهنجاری اقلام تعهدی می باشد.
که با توجه به نتایج جدول (۴-۱۱)و سطح اهمیت مثبت و معنی دارِ متغیر تأثیر متقابل اقلام تعهدی کل و پیش بینی جریان نقدعملیاتی می توان اظهار داشت که؛ پیش بینی جریان نقد عملیاتی، ارتباط منفی بین اقلام تعهدی و بازده تعدیل شده بر اساس بازار را کاهش می دهد. در نتیجه پیش بینی جریان نقدعملیاتی نابهنجاری ناشی از اقلام تعهدی سرمایه در گردش را کاهش می دهد، به طوریکه با افزایش یک درصدی پیش بینی جریان نقد عملیاتی، نابهنجاری اقلام تعهدی به میزان ۰۰۶/۰ درصد کاهش می یابد.
همچنین نتایج جدول فوق نشان داد که تمامی متغیرهای کنترلی با بازده تعدیل شده بر اساس بازار ارتباط معنی دار دارند؛ در حالیکه پیش بینی جریان نقد عملیاتی تأثیری بر بازده تعدیل شده بر اساس بازار ندارد.
همچنین ضریب تعیین این مدل تقریباً ۴۵/۰ است. این عدد نشان می دهد که ۴۵ درصد تغییرات متغیر وابسته، توسط متغیرهای مستقل مذکور قابل تبیین است و از آنجائیکه آماره دوربین- واتسون این مدل نزدیک به ۲ است (۱۶/۲ ) ، می توان گفت که در این مدل خودهمبستگی مرتبه اول وجود ندارد(تأیید یکی از مفروضات رگرسیون). به علاوه نتایج مندرج در جدول (۴-۱۱) نشان می دهد که p-value آزمونF کوچکتر از ۵ درصد است و از آنجائیکه ، آماره F اعتبار کلی مدل را نشان می دهد در نتیجه می توان گفت این مدل با احتمال ۹۵% معنی دار بوده و از اعتبار بالایی برخوردار است. با این تفاسیر فرضیه سوم و چهارم این پژوهش در سطح اطمینان ۹۵% رد نخواهد شد. نتایج کامل این آزمون در پیوست شماره ۱۲ در انتهای پایان نامه نشان داده شده است.
۴-۱۵٫ آزمون فرضیه پنجم و ششم
همانگونه که نتایج مندرج در پیوست شماره (۱۳) نشان می دهد، P-value محاسبه شده برای متغیرهای کنترلی و نسبت سود به قیمت نسبت ارزش دفتری به بازار و اندازه شرکت بزرگتر از ۵ درصد است، که نشان از معنی دار نبودن تأثیر این متغیرها بر بازده تعدیل شده بر اساس اندازه می باشد. لذا این متغیرها ، به عنوان متغیرهای زائد در نظر گرفته شده و مدل بعد از حذف متغیرهای مذکور دوباره برآورد می شود. جدول (۴-۱۲) نتایج حاصل از برآورد مدل مذکور را بعد از حذف متغیرهای زائد نشان می دهد: