و ارزش بازار.
انگیزه اصلی برای محافظه کاری شرطی، خنثی کردن انگیزه مدیران برای ارائه اطلاعات حسابداری غلط و دارای جانبداری رو به بالا در مواقعی است که رویدادهای نا مناسب اتفاق افتاده باشد. محافظه کاری شرطی را محافظه کاری پس رویدادی و محافظه کاری وابسته به اخبار نیز می نامند . انگیزه اصلی برای محافظه کاری غیر شرطی، سختی ارزیابی دارایی ها و بدهیهاست. محافظه کاری غیر شرطی را محافظه کاری پیش رویدادی یا محافظه کاری مستقل از اخبار نیز می گویند. انگیزه های مشابه نیز برای این دو محافظهکاری وجود دارد برای مثال، تابع نامتقارن زیان سرمایهگذاران موجب میشود اثر منافعی که آنها از سود کسب میکنند کمتر از آسیبهایی که از زیانی با اهمیت مشابه میبینند. این دو مفاهیم مشابه نیز دارند که مهمتر از همه فزونی ارزش بازار خالص داراییها به ارزش دفتری آنها است. (بیور و رایان، ۲۰۰۴)
۲-۵ دلایل کاربرد محافظه کاری
واتز (۲۰۰۳) دلایل کاربرد محافظه کاری را به شرح زیر بر می شمرد:(مهرانی،مرادی و اسکندر،۱۳۸۹)
توجیه مالیاتی
شناسایی نامتقارن سود ها و زیان ها ، مدیر را در کاهش ارزش فعلی مالیات پرداختی و در نتیجه افزایش ارزش شرکت یاری می رساند. تعویق شناسایی درآمد ها و تسریع شناسایی هزینه ها، مالیات های قابل پرداخت شرکت را به دوره های آتی منتقل می کند.
توجیه قراردادی
محافظه کاری از رفتار فرصت طلبانه مدیران (برای مدیریت سود شرکت) جلوگیری می کند و خطر اخلاقی را کاهش می دهد. رویه های حسابداری محافظه کارانه، مدیران را از خوشبینی بیش از حد در ارائه سود باز می دارد و طبعا از پرداخت های اضافی (پاداش اضافی) به مدیران جلوگیری می کند.این نقش محافظه کاری، همانند نقشی است که در محدود نمودن و جلوگیری از پرداخت اضافی سود سهام به سهامداران ایفا می کند. بنابراین، انگیزه ای را برای مدیران ایجاد می نماید که از پذیرش پروژه های با خالص ارزش فعلی منفی بپرهیزند. در نتیجه ، تضاد منافع و هزینه های نمایندگی بین افراد داخلی و خارجی شرکت کاهش می یابد.
توجیه حقوقی
در سالهای اخیر دعاوی سهامداران، توجیهی برای محافظه کاری شده است.در مواردی که با بیش از واقع نشان دادن سود و خالص دارایی ها، مدیران پاداش های بیشتری دریافت می دارند، احتمال اقامه دعوای حقوقی زیاد است. محافظه کاری با جلوگیری از بیش از واقع نشان دادن خالص دارایی ها از هزینه های اقامه دعوی توسط سهامداران جلوگیری می کند.اسکینر[۱۵]( ۱۹۹۴) نشان داد که مدیران انگیزه هایی برای محافظه کاری در پیش بینی های خود دارند. دلیل این امر آن است که پیش بینی خوشبینانه مدیران ریسک اقامه دعوی را افزایش می دهد.
توجیه سیاسی
محافظه کاری سد محکمی بر سر راه انتقاد به استاندارد گذاران است،زیرا استاندارد گذاران در صورت ارائه بیش از واقع خالص دارایی ها نسبت به ارائه کمتر آن، بیشتر مورد انتقاد قرار می گیرند. به این ترتیب،هزینه های سیاسی آنها نیز با محافظه کاری کاهش می یابد.
۲-۶ انتقاد از محافظه کاری
تاکنون انتقاداتی توسط گروههایی مانند فعالان بازار سرمایه، استاندارد گذاران و محققان آکادمیک از محافظه کاری صورت گرفته است. یکی از این انتقادات مربوط به رفتار نامتناسب در خصوص شناسایی عایدات و زیانها می باشد. دلیل انتقاد این گروهها این است که اگر در دوره جاری سودهایی به دلیل بکارگیری محافظه کاری حسابداری در اثر کمتر شناسایی کردن خالص دارایی ها ایجاد شود، در دوره آتی سودهایی شناسایی خواهد شد که ارتباطی به آن دوره ندارد (watts, 2003 )
خلاصه ای از سایر انتقاداتی که برای محافظه کاری صورت گرفته به شرح زیر می باشد.(ادهم ،۱۳۸۶)
نا اعتمادی
گستره‌ی محافظه‌کاری در صورت‌های مالی به خط مشی واحد تجاری مربوط می‌شود. این گستره می‌تواند وسیع یا کوچک باشد. برای مثال، هزینه‌های غیر عملیاتی پیش بینی شده را می‌توان ثبت کرد یا نکرد، زیرا همواره می‌توان در انتظارات تجدیدنظر کرد. به طور نمونه، چنانچه واحد تجاری تجزیه و تحلیل خوشبینانه‌تر را ترجیح دهد، می‌توان هزینه‌های غیر عملیاتی پیش بینی شده ناشی از دعاوی حقوقی را مردود دانست.
پنهان کاری
اگر چه همه می‌دانند که روش‌های حسابداری محافظه‌کارانه هستند اما سرمایه‌گذاران مشکل می‌توانند مبلغی را که دارایی‌ها کم بیان شده‌اند، تعیین کنند. محافظه‌کاری سرمایه‌گذاران متوسط را در وضعیت نامساعد قرار می‌دهد و فرصت‌های ممتاز را در اختیار درون سازمانی‌ها می‌گذارد.
نفی اصول حسابداری
استرلینگ می‌گوید، هرگاه محافظه‌کاری با یک اصل حسابداری تضاد داشته باشد به آن چیره می‌شود. به عنوان مثال، اصل بهای تمام شده تاریخی(در مقابل اقل بهای تمام شده یا بازار)، شناخت درآمد بر مبنای فروش(در مقابل مبنای اقساطی شناخت درآمد) اصل تطابق(در مقابل به هزینه منظور کردن مخارج تحقیق و توسعه) اصل ثبات رویه (در مقابل تغییر از بهای تمام شده به قاعده اقل بهای تمام شده یا قیمت بازار) اصل افشا (در مقابل کمتر از واقع بیان کردن ارزش داراییها).
سوگیری
محافظه‌کاری به جای ارزیابی واقع‌گرایانه، موجب سوگیری منظمی در گزارش‌های مالی می‌شود. در نتیجه همچنان که هیأت استانداردهای حسابداری مالی اشاره می‌کند، «محافظه‌کاری با ویژگی‌های کیفی مهم، از قبیل بیان صادق
انه، بی‌طرفی و قابل مقایسه بودن (شامل ثبات رویه) تضاد دارد» در مورد مفید بودن داده‌های حسابداری مبتنی بر خط مشی‌های محافظه‌کارانه می‌توان سؤالاتی جدید و مشروع مطرح کرد. انجمن حسابداری امریکا (AAA) استدلال می‌کند: «تصور نمی‌شود که سوگیری بتواند نیازهای مجموعه‌ای از استفاده کنندگان را برآورده کند، به منافع سایرین کمک کند یا حتی به آن صدمه نزند».
امر ذهنی

ن دهنده کاهش کیفیت سود در طول دوره مورد بررسی است.
جنیفرفرانسیس و همکارانش[۳۵] (۲۰۰۲) ارتباط بین کیفیت سود را با هزینه خاص بدهی و هزینه خاص حقوق صاحبان سهام عادی مورد بررسی قرار دارند. دراین تحقیق ارتباط بین هشت شاخص کیفیت سود با هزینه خالص بدهی و هزینه خاص حقوق صاحبان سهام عادی مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج به دست آمده از این تحقیق حاکی از این است که شرکت هایی که کیفیت سود آن ها پایین است در مقایسه با شرکت هایی که کیفیت سود آنها بالا است، هزینه بدهی و هزینه سرمایه سهام عادی بالاتری دارند. جنیفرفرانسیس و همکارانش در تحقیق دیگری تأثیر هفت ویژگی کیفی سود شامل کیفیت اقلام تعهدی، پایداری سود، قابلیت پیش بینی سود، یکنواختی سود، مربوط بودن سود به ارزش سهام، به موقع بودن سود، محافظه کارانه بودن سود را بر هزینه سرمایه سهام عادی مورد بررسی قرار داده اند. یافته های تحقیق مؤید این است که شرکت هایی که ویژگی های کیفی سود آنها از مطلوبیت پایین تری برخوردار است، در مقایسه با شرکت هایی که ویژگی های کیفی سود آنها مطلوبیت بالاتری دارد، هزینه سرمایه سهام عادی بالاتری را تجربه کرده اند.
استولووی[۳۶] و دیگران(۲۰۰۰) ارتباط بین هموار سازی سود را با قیمت سهام بررسی کردند. این محققان بیان می کنند. که استفاده از روشهای مجاز برای همواره سازی سود با توجه به اصل ثبات رویه ممکن است شرکت را ملزم به گزارش دهی موارد خاص در آینده نمایند. در واقع شرکتهایی که سود شان را هموار می کند، چون در هر دوره مجبور می شوند از روشهای گزینشی مختلف حسابداری استفاده کنند، ملزم می شوند که این موضوع را افشاء نمایند. این افشایات نشان دهنده عدم ثبات رویه شده به کاهش سود در آینده منجر می شود و قیمت سهام را کاهش می دهد.
لو و زاروین[۳۷] (۱۹۹۹) دریافتند که با افزایش سطح هزینه های تحقیق و توسعه (که ناشی از بکارگیری روشهای محافظه کارانه در حسابداری است) میزان مربوط بودن اطلاعات حسابداری به ارزش سهام کاهش می یابد.
باسو(۱۹۹۷) در تحقیقی تاثیر محافظه کاری را بر روی صورتهای مالی بررسی کرد.او محافظه کاری در حسابداری را به عنوان شناسایی به موقع تر اخبار بد در مقایسه با اخبار خوب تفسیر می کند.به موقع تر بودن شناسایی اخبار بد دلالت بر این دارد که سود نسبت به بازده های منفی در مقایسه با بازده های مثبت، در هر زمانی حساس تر است. او نشان داد که حساسیت سود نسبت به بازده های منفی دو الی شش برابر بزرگتر از حساسیت سود نسبت به بازده های مثبت است.علاوه بر این، باسو نشان داد که به موقع تر سود اساسا بر اثر شناسایی به موقع تر اخبار بد از طریق اقلام تعهدی (و نه جریان های نقدی) است . از سوی دیگر، اقلام تعهدی و جریان های نقدی در زمان بندی شناسایی اخبار خوب در صورتهای مالی، تفاوتی با یکدیگر ندارد.
میشل و همکاران[۳۸] به بررسی رابطه بین تغییرات سود تقسیم شده و کیفیت سود پرداختند. بدین منظور، آنها عکس العمل بازار نسبت به کیفیت اطلاعات منتشر شده گذشته را به وسیله بررسی قیمت سهام و تجدید نظر پیش بینی تحلیل گران حول و حوش تغییرات سود تقسیم شده را مورد بررسی و آزمون قرار دادند در نهایت، با آزمون تجربی، فرضیات تحقیق تأیید شدند یعنی بازار نسبت به اعلام تغییر در سود نقدی شرکت‌های دارای کیفیت سود بالا کمتر عکس العمل نشان می‌دهد. همچنین حجم پیش بینی‌های تجدیدنظر شده تحلیل گران مالی برای شرکت‌های دارای کیفیت سود بالا بسیار ناچیز می‌باشد.
پا[۳۹] در مطالعه خود تاثیر اعمال نظر مدیر از طریق اقلام تعهدی بر محافظه کاری در حسابداری را مورد بررسی قرار داد. نتایج تجربی حاکی از آن است که محافظه کاری در حسابداری اساسا قابل انتساب به اقلام تعهدی غیر منتظره است و نه اقلام تعهدی منتظره؛ به هر حال، این استباط بهتر است با احتیاط تفسیر گردد، زیرا برداشتهای درباره تاثیر نسبی اقلام تعهدی منتظره و غیر منتظره بر محافظه کاری در حسابداری بستگی به مدل های اقلام تعهدی دارد.
کوکس [۴۰](۱۹۷۲) نشان داد که محافظه کاری احتمال وقوع فوری سقوط قیمت ها را در تاریخ سقوط شرطی کاهش می دهد.
فلسام بیان می کنند که علت به کارگیری محافظه کاری نامشروط سختی ارزیابی دارایی هاست در حالی که دلیل اصلی تقاضا برای محافظه کاری مشروط خنثی کردن تمایل جانبدارانه مدیریت به ارائه گزارش های اغراق آمیز است.
لنگ و دیگران (۱۹۹۶) سودی را با کیفیت تلقی می کنند که تأثیر اخبار بد در آن منعکس شده باشد. و ارتباط قوی با قیمت سهام داشته باشد.
پنمن و ژانگ،تاثیر محافظه کاری بر کیفیت سود و بازده سهام را مورد بررسی قرار دادند. مطابق با تحقیق آن ها ،زمانی که یک شرکت حسابداری محافظه کارانه را الگوی عمل خود قرار می دهد،تغییر در مقادیر سرمایه گذاری ها می تواند،بر کیفیت سود اثر گذار باشد. رشد در سرمایه گذاریها ،سود گزارش شده را کاهش و ذخایر را کاهش می دهد. کاهش سرمایه گذاری ها،باعث آزاد شدن ذخایر و افزایش سود می شود. در صورتی تغییر موقتی باشد،سود نیز به طور موقتی کم یا زیاد می شود و این امر مشخصه خوبی برای پیش بینی سود در آینده به دست نمی دهد. یافته های آن بیانگر آن است،که حسابداری محافظه کارانه کیفیت پایین سود را موجب می شود.
۲-۱۳-۲ پژوهش‌های داخلی
رحیمیان و ابراهیمی(۱۳۹۲) تحقیقی را با عنوان رابطه بین کیفیت افشا و محافظه کاری در بورس اوراق بهادار تهران انجام دادند. هدف این پژوهش ب
ررسی رابطه بین کیفیت افشا و محافظه کاری در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. برای سنجش متغیر کیفیت افشا، از امتیاز کلی داده شده توسط سازمان بورس و اوراق بهادار به شرکت ها در زمینه افشا و اطلاع رسانی استفاده شد و رابطه این امتیاز با مدیریت سود و محافظه کاری مشروط و نامشروط بررسی شد. در این پژوهش از داده های مربوط به ۱۰۲ شرکت و روش رگرسیون خطی – پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره زمانی ۱۳۸۴-۱۳۸۹ استفاده شد. یافته های پژوهش حاکی از آن است که بین کیفیت افشا و سطح اقلام تعهدی اختیاری رابطه منفی و معنادار، و بین کیفیت افشا و محافظه کاری مشروط رابطه مثبت و معنادار وجود دارد. هم چنین نتایج نشان داد که با افزایش کیفیت افشای اطلاعات، میزان محافظ هکاری نامشروط کاهش می یابد.
مهرآذین و عباس نژاد(۱۳۹۲) پژوهشی را با عنوان اثر محافظه کاری و افشا بر هزینه سرمایه سهام عادی به انجام رساندند. در این تحقیق نقش محافظ هکاری و افشا در کاهش هزینه سرمایه شرکت ها مورد بررسی قرار گرفته است. به طور نظری محافظ هکاری و افشا می توانند با کاهش هزینه های نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی، بر هزینه سرمایه تأثیرگذار باشند. این تحقیق در پی آزمون اثر جداگانه و مشتر محافظه کاری و افشا، بر هزینه سرمایه شرکت ها است. داده های مربوط به ۷۰ شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، برای دوره زمانی ۱۳۸۴ تا ۱۳۸۸ ، مورد تجزیه و تحلیل رگرسیونی قرا رگرفت. یافته های به دست آمده نشان از وجود رابطه ی معکوس و معنادار بین محافظه کاری و هزینه سرمایه دارد. از سوی دیگر، این یافته ها نشان داد رابطه ی بین افشا و هزینه سرمایه نیز به صورت معناداری معکوس می باشد. افزون براین، نتایج بررسی رابطه بین محافظه کاری و هزینه سرمایه، مشخص نمود که رابطه این دو در شرایط عدم کفایت افشا، افزایش می یابد.
مجتهد زاده و فرشی(۱۳۹۱)به بررسی رابطه محافظه کاری حسابداری و تصمیمات سرمایه گذاری مدیران در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار پرداخت.نتایج نشان می دهد بین معیار عدم تقارن در شناسایی به هنگام برای اندازگیری محافظه کاری با سود آوری آتی رابطه منفی وجود دارد که این رابطه از نظر آماری معنادار است.
کردستانی و ایرانشاهی(۱۳۹۱) تاثیر محافظه کاری بر میزان مربوط بودن اطلاعات حسابداری به ارزش سهام را مورد بررسی قرار دادند.آنها برای انجام این تحقیق از اطلاعات ۱۱۰ شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در دوره ۷ ساله ۱۳۸۲ تا ۱۳۸۸ استفاده کردند. نتایج آزمون فرضیه های تحقیق، نشان می دهند که میزان مربوط بودن اطلاعات حسابداری به ارزش سهام در شرکت های با درجه محافظه کاری بالا و پایین، تفاوت معناداری با هم ندارد. به عبارت دیگر درجه محافظه کاری شرکت ها، تاثیری بر محتوای اطلاعاتی ارقام حسابداری آن ها ندارد. آزمون های اضافی، این نتایج را تا حدودی تعدیل کرد، و شواهدی فراهم نمود که نشان می دهد شرکت های با درجه محافظه کاری متوسط و بالا، اطلاعات حسابداری نسبتا مربوط تری به ارزش سهام ارائه می کنند.
انصاری و خواجوی(۱۳۹۰) به بررسی ارتباط هموارسازی سود با قیمت سهام و نسبت های مالی پرداختند.نتایج پژوهش بیانگر این بود که هموار سازی سود باعث افزایش در قیمت بازار سهام شرکتها می شود و نسبتهای جاری، پوشش بهره، و بازده حقوق صاحبان سهام با هموار سازی سود همبستگی منفی دارند.
هاشمی و بهزاد فر(۱۳۹۰) به بررسی ارزیابی محتوای اطلاعاتی اقلام تعهدی و نسبت های مالی منتخب با قیمت سهام شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند نتایج حاصل از آزمون فرضیه های پژوهش بیانگر مربوط بودن سود هر سهم، نسبتهای سرمایه در گردش به دارایی ، بازده دارایی، سود خالص به فروش و گردش دارایی در سطح اطمینان ۹۵% در تبیین قیمت سهام شرکت های نمونه است. همچنین یافته های پژوهش نشان می دهد که اجزای اقلام تعهدی در این زمینه از لحاظ آماری معنی دار نیستند.این مطلب گویای آن است که در توضیح رابطه سود هر سهم و قیمت سهام، در نظر گرفتن اقلام تعهدی به عنوان معیاری برای کیفیت سود، اهمیت زیادی را نشان نمی دهد و تغییر پذیری سود کمتر تحت تاثیر موقعیت تجاری و تصمیمات مدیر از ناحیه اقلام تعهدی قرار می گیرد.به طور کلی، یافته های پژوهش نشان داد که سود هر سهم مربوط ترین متغیر حسابداری به ارزش شرکت است و بین دارایی های جاری و قیمت سهام رابطه ای معکوس وجود دارد.
خواجوی،ولی پور و عسکری(۱۳۹۰) به بیان بررسی تأثیر محافظه کاری بر پایداری سود شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار پرداختند.نتایج تحقیق نشان می دهد رابطه منفی و معنی دار میان محافظه کاری و پایداری سود وجود دارد.هنگامی که شرکتها محافظه کاری کمتری دارند،سودهای پایدار تر نیز خواهند داشت.
سدیدی،ثقفی و احمدی (۱۳۹۰) دریافتند که شاخص کیفیت سود معرفی شده بر مبنای شاخص محافظه کاری می تواند بخشی از تفاوت نرخ بازده دارایی های عملیاتی و نرخ بازده سهام جاری را با سال بعد بیان کند.
مرادی،ولی پور و قلمی (۱۳۹۰) تاثیر محافظه کاری حسابداری بر کاهش ریسک سقوط قیمت سهام را مطالعه کردند.نتایج تحقیق نشان داد که محافظه کاری تاثیرات مثبت و معناداری در کاهش ریسک سقوط قیمت سهام در طول دوره تحقیق داشته است.
وکیلی فرد و صالحی(۱۳۹۰) عوامل اقتصادی و حسابداری موثر بر قیمت سهام طی سالهای ۱۳۸۲ تا ۱۳۸۶ را مورد بررسی قرار دادند.و از مدل ال_تمیمی
(۲۰۰۷) برای مشخص کردن متغیر های اثر گذار بعد از آزمون همخطی میان متغیر های مستقل استفاده کرده است. متغیر های مستقل اقتصادی پژوهش شامل تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز، حجم نقدینگی، و متغیر های مستقل حسابداری شامل سود هر سهم، نرخ بازده سرمایه گذاری و جریان نقد عملیاتی است.متغیر وابسته قیمت سهم می باشد.نتایج تحقیق نشان می دهد که متغیر های تولید ناخالص داخلی، نرخ ارز، حجم نقدینگی، سود هر سهم، نرخ بازده سرمایه گذاری و جریان وجوه نقد عملیاتی با قیمت سهام رابطه معنی داری دارند.
حساس یگانه و شهریاری(۱۳۸۹) به بررسی رابطه بین تمرکز مالکیت و محافظه کاری در بازه زمانی پنج ساله طی سالهای ۱۳۸۵-۱۳۸۱ پرداختند . نتایج تحقیق آنها بیانگر وجود رابطه منفی معنادار میان تمرکز مالکیت و محافظه کاری است. این نتیجه گیری مطابق با فرضیات منافع شخصی و اتحاد استراتژیک و ناهماهنگ با فرضیه نظارت فعال است.
کرمی و همکاران(۱۳۸۹) به بررسی تاثیر ساز و کار های نظام راهبری شرکت بر میزان محافظه کاری در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. یافتهای تحقیق بیانگر وجود رابطه مثبت بین درصد مالکیت اعضای هیئت مدیره و سرمایه گذاران نهادی با محافظه کاری و رابطه منفی بین نسبت اعضای غیر موظف هیئت مدیره و محافظه کاری است.
بادآور نهندی و همکاران( ۱۳۸۹) در مقاله ای تحت عنوان، بررسی رابطه بین برخی مکانیزم های حاکمیت شرکتی و محافظه کاری در گزارشگری مالی، به شرح و توصیف مکانیزم های حاکمیت شرکتی و محافظه کاری در گزارشگری مالی آن پرداختند.جامعه آماری تحقیق حاضر شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بوده و با استفاده از روش نمونه گیری حذفی، ۶۰ شرکت طی دوره زمانی ۱۳۸۰ تا ۱۳۸۷ به عنوان نمونه تحقیق انتخاب شده است. روش مورد استفاده در این تحقیق مدل های رگرسیون چند متغیره، بوده است که نتایج بیانگر عدم وجود رابطه بین مکانیزم های حاکمیت شرکتی و محافظه کاری درگزارشگری مالی است.

ار است. چنین حالتی به دلیل ارتباط جزء اخلال هر مشاهده (تفاوت متغیر وابسته با مقدار تخمینی آن) با جزء اخلال مشاهده دیگر به وجود می‌آید. همبستگی پیاپی یا خود‌همبستگی در چندین نوع یا مرتبه قابل مشاهده است. برای مثال، در همبستگی پیاپی مرتبه اول[۵۵] اجزای اخلال یک دوره زمانی به طور مستقیم با اجزای اخلال یک دوره بعد همبستگی دارند. اهمیت توجه به این موضوع از آن جهت است که وجود همبستگی پیاپی، کارایی برآوردکننده (تخمین زن) حداقل مربعات معمولی (OLS)[56] را تحت تأثیر قرار می‌دهد. راه حل متداول برای بررسی احتمال وجود همبستگی پیاپی، استفاده از آماره دوربین واتسون[۵۷] می‌باشد که در این تحقیق نیز برای این منظور به کار گرفته شده است. این آماره به طور معمول بین صفر تا ۴ تغییر می‌کند. مرز تقریبی بین همبستگی پیاپی مثبت و منفی عدد۲ است. اگر آماره بالاتر از ۲ باشد بیانگر وجود خود‌همبستگی منفی و اگر کمتر از ۲ باشد نشان دهنده‌ی وجود خودهمبستگی مثبت است. چنانچه آماره در حدود دو باشد به این معنی است که در رگرسیون، خود‌همبستگی مرتبه اول وجود دارد. از طریق مراجعه به جداول آماری مربوط به دوربین واتسون می‌توان نسبت به رد یا قبول وجود خود‌همبستگی قضاوت و نتیجه‌گیری کرد. با تشخیص ساختار همبستگی‌ها به ویژه با آزمون نمودار ACF یا آزمون تشخیص ساختار ARMA در نرم افزار Eviews 8 می‌توان روش مناسب برای خود‌همبستگی را در مدل یافت. به این ترتیب در صورت برخورداری از ساختار ARMA مدل با اضافه کردن ترکیبات AR یا MA در بین مولفه‌های مدل اجرا می‌گردد.
هم‌خطی
هم‌خطی در اثر ارتباط خطی یا فنی متغیرهای مستقل مدل به وجود می‌آید. معیار تشخیص هم‌خطی (که به تورم واریانس معروف است) مبتنی بر تغییر ضریب تعیین و واریانس رگرسیون در نتیجه ورود متغیرهای هم خط به مدل است. از جنبه کاربردی تا زمانی که میزان توضیح‌دهندگی مدل به واسطه ورود متغیرهای هم‌خط کاسته نشود و ضرایب رگرسیونی آن‌ها نیز معنادار باشند در جهت رفع هم‌خطی اقدامی صورت نمی‌گیرد. راه کار رفع هم‌خطی پیش از حذف متغیرهای شدیدأ هم‌خط، استفاده از تحلیل عاملی یا همان ادغام‌کردن تأثیر متغیرهای هم خط در قالب یک متغیر روی مدل است.
مانایی متغیرها
از آنجا که ممکن است متغیرهای اقتصادی دارای داده‌های تلفیقی نامانا باشند بنابراین باید قبل از بکارگیری در مدل، بررسی لازم در خصوص مانایی آن‌ها صورت گیرد و نسبت به مانا یا نامانا بودن متغیرهای تلفیقی اطمینان حاصل شود. در‌واقع، به طور معمول عملیاتی مانند استفاده از روش حداقل مربعات معمولی(OLS) در تحقیقات تجربی با فرض مانا بودن متغیرهای سری زمانی صورت می‌گیرد. مانایی در مجموع به دو شکل مانای اکید و مانای ضعیف قابل بررسی است. مانای اکید به این معنی است که عامل تغییر زمان هیچ گونه تأثیری بر تابع توزیع مشترک ندارد. در عمل، با توجه به دشواربودن آزمون‌های مانایی اکید، محققان معمولاً از آزمون های مانایی ضعیف استفاده می‌کنند. بر همین اساس، در این پژوهش نیز متغیرها در صورت برخورداری از خصوصیات مانایی ضعیف، مانا شناخته می‌شوند. ثبات میانگین، ثبات واریانس و ثبات کوواریانس فرایند تصادفی () به ازای مقادیر مختلف t، از خصوصیات مانایی ضعیف است. به منظور پرهیز از به کارگیری داده‌های تلفیقی نامانا از سه روش زیر می‌توان متغیرهای موجود در مدل را آزمون کرد:
الف: روش ترسیمی
ب: روش همبسته نگار (که تابع‌خودهمبستگی را در مقابل تعداد مشخصی وقفه ترسیم می‌کند)
ج: روش آزمون ریشه واحد
همچنین، برای بررسی و آزمون ریشه واحد در نرم‌افزارهای آماری سه آزمون متداول به شرح زیر وجود دارد که به طور معمول مورد استفاده قرار می‌گیرند:
آزمون دیکی‌فولر (DF)
آزمون دیکی‌فولر افزوده شده (ADF)
آزمون فیلیپس‌پرون (PP)
در آزمون دیکی فولر روال کار بر این است که متغیر دارای داده تلفیقی را با یک وقفه خود رگرس می‌کنند:
سپس می توان نتیجه گرفت که سری یک سری ماناست اگر ضریب وقفه آن در رگرسیون بالا ۱> >1- باشد. در صورتی که ۱= باشد می‌توان گفت سری ناماناست. چنانچه مدل گام تصادفی با مقصد نامعلوم[۵۸] باشد در این صورت در طی فرایند آغاز شده در برخی نقاط واریانس متغیر وابسته به طور مداوم همراه با زمان افزایش‌یافته و به سوی بی‌نهایت حرکت می‌کند. در آزمون دیکی‌فولر افزوده معادله رگرسیون به صورت تفاضلی به شرح زیر تدوین می‌شود:
در این رگرسیون شرط مانایی کوچکتر از صفر بودن سیگما() است. همچنین با رعایت وجود وقفه کمتر باید تا جایی به مدل وقفه داد که مشکل خود‌همبستگی آن حل شود. در نرم‌افزارهای اقتصاد سنجی معمولاً ناحیه بحرانی آزمون ریشه واحد در سه سطح اطمینان مختلف شامل: ۹۹ درصد، ۹۵ درصد و ۹۰ درصد صورت می‌گیرد.
فروض صفر و یک نیز در آزمون مانایی به صورت زیر تبیین می‌شود:
در اینجا، فرض صفر دلیل نامانایی و رد فرض صفر دلیل بر مانایی شمرده می‌شود. نحوه دستیابی به نتیجه در آزمون دیکی‌فولر افزوده، مقایسه با مقدار بحرانی است. در صورتی که آماره آزمون دیکی‌فولر از مقدار ناحیه بحرانی بزرگتر باشد، آنگاه فرض صفر رد می‌شود.در صورتی که داده‌های پژوهش از نوع سری زمانی باشند آزمون فیلیپس- پرون مناسب است. در صورتی که نتیجه آزمون ریشه واحد، حاکی از نامانایی متغیرهای سری زمانی باشد راه حل موجود در این رابطه تفاضل‌گیری و توجه به آزمون ه
م‌انباشتگی است. در واقع، هنگامی که متغیرها مانا نیستند اضافه کردن روند زمانی در بین متغیرها و یا کم کردن روند قطعی از متغیرها موجب مانایی متغیرها نخواهد شد. البته اگرچه روش معمول رسیدن به مانایی تفاضل‌گیری است اما از آنجا که این اقدام موجب از دست دادن اطلاعات داده‌ها می‌گردد، به عنوان راه حل نهایی حل مشکل نامانایی توصیه شده است و توسط محققان به ویژه در خصوص داده‌های اقتصادی که معمولا نامانا هستند، مورد استفاده قرار می‌گیرد، زیرا برای حفظ اطلاعات در رابطه با سطح بلند‌مدت متغیرها کار خاصی نمی‌توان انجام داد.
۳- ۱۰ روش تجزیه و تحلیل داده‌ها
در بررسی ارتباط بین یک متغیر وابسته با یک یا چند متغیر مستقل و با استفاده از دادههای تاریخی از سه نوع داده می توان پارامترهای متغیر (متغیرهای) مستقل را برآورد و با ارائه مدل اقدام به پیشبینی نمود، این سه نوع داده را می توان به شرح زیر استخراج کرد:
الف) دادههای سری زمانی
دادههایی هستند که در قالب یک یا چند متغیر خاصی در طول زمان رخ میدهند. به عبارت دیگر سری زمانی، مجموعهای از مشاهدات است که بر حسب زمان مرتب شده باشند (آذر و مومنی، ۱۳۸۹).
ب) دادههای مقطعی
دادههایی هستند که در یک مقطع مشخص از زمان محاسبه و جمعآوری می شوند. به عنوان مثال، اگر متغیر SDA برای ۱۰۰ شرکت و در یک مقطع خاصی از زمان (مثلا سال ۱۳۸۵ ) جمع آوری گردد، این دادهها را مقطعی گویند. در این حالت تعداد مشاهدات (N) برابر ۱۰۰ است (آذر و مومنی، ۱۳۸۹).

اصطلاح تأثیرات ثابت ناشی از این حقیقت است که با وجود تفاوت عرض از مبدأ میان شرکت، اما عرض از مبدأ هر شرکت طی زمان تغییر نمیکند، یعنی طی زمان بی تغییر است. حالت کلی این رگرسیون به صورت زیر است:
Yit = β۰i + β۱x1it + β۲x2it + … + βmxmit+ uit
i= 1, 2, 3, …, N
t= 1, 2, 3, …, T

2. مدل تأثیرات تصادفی (REM ) یا مدل اجزای خطا (ECM )

در روش اثرهای تصادفی فرض میشود عرض از مبدأ یک واحد تکی انتخابی تصادفی از جامعهای بزرگتر با یک میانگین ثابت بیان میشود. حالت کلی این مدل به صورت زیر است:
Yit = β۰i + β۱x1it + β۲x2it + … + + βmxmit+ uit
i= 1, 2, 3, …, N
t= 1, 2, 3, …, T
در مشاهدات مختلف، فرض می کنیم در هر مشاهده عرض از مبدأ به صورت زیر تغییر می کند: ۰β برای در نظر گرفتن تفاوت این مدل به روش حداقل مربعات تعمیم یافته برآورد می شود (گجراتی، ۱۳۹۰).
β۰i= β۰ + εi
i= 1, 2, 3,…, N
۳-۱۲-۲ انتخاب مدل مناسب در دادههای تلفیقی
چالش پیشروی محقق عبارت است از این که کدام مدل بهتر است؟ موندلاک (۱۹۶۱ ) و والاک وهاسین(۱۹۶۹) از مدل اثرات ثابت حمایت کرده و بالسترا و نرلاو (۱۹۶۶) به طرفداری از مدل اثرات تصادفی پرداختند( بالتاجی، ۲۰۰۵). به منظور تعیین نوع مدل، از بین مدل های معتبر با توجه به تفاوت درجه آزادی، بر اساس معیار R، بهترین مدل با استفاده از آزمون هاسمن انتخاب شده است.
برای آزمون فرضیه‌ها از روش رگرسیون چند متغیره استفاده شده است. رگرسیون در اصطلاح کاربردی به معنی پی‌بردن به رفتار یک متغیر به کمک رفتار متغیر دیگر است. در آمار رگرسیون یک نوع رابطه یا تابع ریاضی که بین متغیر وابسته از یک طرف و متغیر مستقل از سوی دیگر برقرار می‌باشد.
در رگرسیون خطی دو‌متغیری، یک خط مستقیم از نقاط پراکندگی عبور می‌کند که معادله این خط، معادله رگرسیون نامیده می‌شود و میزان تغییر را ضریب رگرسیون می‌نامند که عبارتست از میزان تغییر در متغیر وابسته به ازای یک واحد تغییر در متغیر مستقل. خط رگرسیون منعکس‌کننده مسیر حرکت پراکنده در دستگاه مختصات است که می‌تواند مبین شدت و ضعف و نوع همبستگی بین متغیرها باشد.
در این معادله برابر مقدار پیش‌بینی شده متغیر وابسته، a برابر با مقدار ثابت یا عرض از مبدا نقطه تقاطع خط رگرسیون با محور متغیر وابسته، برابر با ضریب رگرسیون یا شیب منحنی متغیر مستقل است. ضریب همبستگی رابطه بین و ترکیب خطی رابیان می‌کند. برای آزمون فرضیه، اثر متغیر مستقل بر متغیر وابسته آزمون می‌شود (هومن، ۱۳۸۵،ص ۸۵).
در آزمون معنی‌دار بودن کل رگرسیون و رابطه خطی:
فرضیه صفر بیانگر ضرایب کل رگرسیون برابر با صفر است.
فرضیه تحقیق بیانگر حداقل یکی از ضرایب متغیر مستقل معنی‌دار است.
در صورتی که آماره محاسبه شده آزمون بزرگتر از آماره بحرانی باشد و یا سطح معنی‌داری محاسبه شده کوچکتر از ۰۵/۰ باشد، نشان دهنده‌ی این است که حداقل یکی از متغیرهای مستقل دارای ضریب رگرسیون معنی‌دار است و یا رابطه خطی بین دو متغیر وجود دارد.
برای آزمون ضریب جزئی رگرسیون از آزمون استفاده می‌شود. در این آزمون:
فرضیه صفر بیانگر معنی‌دار نبودن ضریب جزئی رگرسیون است.
فرضیه تحقیق بیانگر معنی‌دار بودن ضریب جزئی رگرسیون است.
در صورتی که آماره محاسبه شده آزمون برای متغیر مستقل، بزرگتر از آماره بحرانی باشد و یا سطح معنی‌داری محاسبه شده کوچکتر از ۰۵/۰ باشد، نشان دهنده معنی‌دار بودن ضریب متغیر مستقل است.
مقدار قدر مطلق ضریب همبستگی®، شدت رابطه خطی بین دو متغیر را اندازه می‌گیرد. مقدار در بازه تغییر می کند. هر چه مقدار قدر مطلق به ۱ نزدیکتر باشد، بیانگر رابطه قوی‌تر است و اگر هیچ رابطه‌ای بین دو متغیر وجود نداشته باشد، مقدار برابر با صفر خواهد بود. علامت نشان‌دهنده جهت رابطه است.
به منظور درک بهتر از مفهوم همبستگی و قابلیت تفسیر نتایج آن، معمولاً ضریب همبستگی را به توان ۲ رسانیده و ضریب تعیین را بدست می‌آورند که با نشان داده می‌شود و مقدار آن همیشه بین صفر و یک است. ضریب تعیین، نشان می‌دهد که چند درصد از تغییرات ناشی از تغییرات می‌باشد و چند درصد از این تغییرات به مربوط نمی‌شود. ضریب تشخیص به این صورت تحلیل می‌شود که:
متغیر مستقل هیچ تغییری در متغیر وابسته ایجاد نمی‌کند. ()
تمام تغییرات متغیر وابسته توسط متغیر مستقل بیان می‌شود. ()
هر چه قدر مطلق ضریب تعیین از صفر بزرگتر و به ۱ نزدیکتر باشد، نشانگر قوی بودن رابطه بین متغیر مستقل و وابسته است.
روش حداقل مربعات تعمیم یافته(GLS)[60]
یکی از مهمترین مفروضات مدل کلاسیک رگرسیون خطی(CLR)[61] این است که واریانس هر جز جمله خطا ، به شرط مقدار معینی از متغیرهای توضیحی، مقدار ثابتی مساوی با می باشد. فرضی که در اصطلاح، همسانی واریانس[۶۲] نامیده می شود:
با قبول فرض فوق، تخمین زننده از طریق OLS معمولی بهترین تخمین زن خطی بدون تورش(BLUE) محسوب خواهد شد. اما چنانچه فرض ناهمسانی واریانس[۶۳]، جایگزین فرض همسانی گردد، دیگر تخمین زن مزبور بهترین( دارای حداقل واریانس با کارایی) نخواهد بود. علت آن است که OLS معمولیوزن و یا اهمیت یکسانی به هریک از مشاهدات می دهد. در چنین شرایطی( به شرط مشخص بودن واریانس های نا همسان) لازم است متغیرهای تابع اصلی بر عامل تقسیم گردد تا متغیرهای تبدیل شده( ستاره دار) بدست آید.
روش تبدیل متغیرهای اصلی به نحوی که متغیرهای تبدیل شده، فروض مدل کلاسیک را تامین نموده و سپس به کار بردن روش OLS در مورد آن ها به روش حداقل مربعات تعمیم یافته(GLS) معروف می باشد. در صورتی که مشخص باشد، GLS بر مبنای ساختار واقعی واریانس BLUE بوده و کلیه تخمین زننده های GLS به طور مجانبی کارا خواهند بود. م

اتریس به صورت زیر خواهد بود:
در GLS با استفاده از ماتریس ، لازم است محاسبه شود:
بدین ترتیب متغیرهای تبدیل شده بشرح زیر خواهند بود: