ا 1.757 كه تقريباً به عدد 2 نزديك است . از اين رو مي توان اظهار داشت كه در مدل فرضيه اول خود همبستگي بين مشاهدات وجود ندارد .
نتايج تجزيه و تحليل رگرسيون فرضيه اول بر اساس مدل فرضيه اول براي شركت هايي كه داراي هزينه سرمايه بين حداقل 44% تا حداكثر51% ، در جدول (9_4) ارائه شده است:
جدول (9-4) : نتايج برآورد مدل فرضيه اول براي پرتفوي بين 44 تا 51 درصد هزينه سرمايه
متغير وابسته :Earn
متغيرهاي توضيحي
ضريب متغيرمدل (?i)
علامت پيش بيني شده
آماره t
P-value
? 0
.158
_
19.292
.003
متغير مجازي که در مورد بازده مثبت عددصفر ،در مورد اخبار بد عدد 1 است
_
بازده سالانه سهام
.086
_
4.634
.003
بازده سالانه سهام در هزينه سرمايه
مثبت
D.W= 2.176
P-value=0.044
F=21.471
R=0.956
R2 adj=0.872
همانطور كه در جدول (9_4) مشاهده مي شود ،آماره F برابر با 21.471 و p_value برابربا 0.044 است كه نشان مي دهد در سطح اطمينان 99% مدل رگرسيون خطي از نظر آماري معني دار است.
ضرايب ?1و ?3در رگرسيون پرتفوي 44 تا 51 درصد صفر است، علت اين امر آن است كه در اين طبقه هيچ يك از نمونه ها شامل بازده منفي نبوده تا به جاي متغير NEG عدد يك جا گذاري شود و تمامي شركت هاي نمونه داراي بازده مثبت بوده اند . لذا بر اساس مدل محافظه كاري عدم تقارن زماني سود كه بر مبناي شناسايي اخبار بد سريعتر از اخبار خوب مي باشد، امكان اندازه گيري محافظه كاري در اين طبقه وجود ندارد.
بر اساس آزمون “دوربين _ واتسون ” مدل فرضيه اول كه در جدول (9_4) نشان داده شده است مقدار اين آماره برابر است با 2.176 كه تقريباً به عدد 2 نزديك است . از اين رو مي توان اظهار داشت كه در مدل فرضيه اول خود همبستگي بين مشاهدات وجود ندارد .
2-1-5-4 .خلاصه نتايج آزمون فرضيه اول تحقيق بر اساس روش پرتفوي
همانطور كه در بخش قبلي شرح داده شد به منظور آزمون فرضيه اول علاوه بر بررسي كلي نمونه ها با استفاده از مدل كلي ارائه شده در فرضيه اول تحقيق، نمونه ها بر اساس اندازه هزينه سرمايه به 5 گروه طبقه بندي شده و بر اين اساس اندازه محافظه كاري براي هر طبقه نيز مورد آزمون قرار گرفت. خلاصه نتايج حاصل از اين بررسي به شرح جدول (10_4) ارائه شده است :
جدول (10-4) :خلاصه نتايج حاصل از اندازه گيري محافظه كاري بر اساس پرتفوي
محافظه كاري پرتفوي
?3 ضريب
ضريب2 ?
طبقه هزينه سرمايه
شماره طبقه
4.086
0.963
0.312
19%_12%
1
0.46
0.082-
0.150
27%_20%
2
ضرايب در سطح 95%معني دار نيستند
0.136
0.029
35%_28%
3
0.31
0.147-
0.214
43%_36%
4
0.86
51%_44%
5
همانطور كه در جدول(10_4) نشان داده شده است به جز در طبقه 28 تا 35 درصد كه ضرايب در سطح 95 درصد معني دار نيستند، در ساير طبقات اندازه محافظه كاري با افزايش هزينه سرمايه كاهش مي يابد، با مشاهده دقيق تر اين طبقات مشاهده مي شود زماني كه از طبقه اول به سمت طبقه دوم حركت مي كنيم اندازه محافظه كاري به شدت كاهش مي يابد و اين مطلب نشان مي دهد كه شركت هايي كه هزينه سرمايه بسيار كمي را تجربه مي كنند محافظه كاري زيادي را در گزارشگري خود دارا هستند . نتايج فوق با ادبيات تحقيق مطابقت دارد چرا كه با افزايش طبقات هزينه سرمايه محافظه كاري كاهش مي يابد.
2-5-4 .نتايج آزمون فرضيه دوم تحقيق
نتايج تجزيه و تحليل رگرسيون فرضيه دوم بر اساس مدل كلي فرضيه دوم در جدول (11_4) ارائه شده است .
ضرايب مورد نظر در جدول (11-4) جهت آزمون فرضيه هاي تحقيق عبارتند از :
جدول (11-4) : نتايج برآورد فرضيه دوم بر اساس مدل كلي
متغير وابسته :Earn
P_value
آماره t
علامت پيش بيني شده
ضرايب متغير مدل
ضرايب متغير توضيحي
0.021
2.355

0.134
(Constant)
0.049
2.004

0.207
هزينه سرمايه سهام عادي
0.156
-1.435

-0.003
نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري
0.841
0.201

0.016
اهرم مالي کل بدهي به کل دارايي
0.836
0.208

0.016
متغير مجاري که در مورد اخبار بد عدد يک مي گيريد
0.439
0.779

0.115
هزيه سرمايه در متغير مجازي
0.542
0.613

0.002
متغير مجازي در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري
0.097
-1.682

-0.174
متغير مجازي در اهرم مالي
0.152
1.448

0.294
بازده سالانه سهام شرکت
0.796
-0.260

-0.097
بازده سالانه در هزينه سرمايه
0.013
-2.548

-0.023
بازده سالانه در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري
0.424
-0.804

-0.192
بازده سالانه در اهرم مالي
0.860
-0.177

-0.047
متغير مجازي در بازده سالانه سهام
0.025
2.284
منفي
1.567
بازده سالانه در متغير مجازي در هزينه سرمايه سهام عادي
0.440
0.776
مثبت
0.013
بازده سالانه در متغير مجازي در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري
0.129
-1.534

-0.691
بازده سالانه در متغير مجازي در اهرم مالي
R=0.882
R2 adj=0.730
D.W= 1.697
F=16.337
P=0.000
همانطور كه در جدول (11_4) مشاهده مي شود ،آماره F برابر با 16.337و p_value برابربا 0.000 است كه نشان مي دهد در سطح اطمينان 99% مدل رگرسيون خطي از نظر آماري معني دار است.
آماره t براي متغير توضيحي RETNEGCOC (با بتاي 1.567) برابر با 2.284 است و سطح معني داري متغير مذكور نيز برابربا 0.025است كه در سطح اطمينان 95% معني دار است. لذا بر اساس ضرايب به دست آمده مي توان نتيجه گرفت كه رابطه بين هزينه سرمايه و محافظه كاري بر اساس معيار ارزش بازار به ارزش دفتري سهام مثبت است كه اين مطلب باعث رد فرضيه و پذيرش فرضيه مي گردد. همچنين آماره t براي متغير توضيحي RETNEGMTB (با بتاي 0.013) برابر با 0.776 است و سطح معني داري متغير مذكور نيز برابربا 0.44است كه در سطح اطمينان 95% معني دار نيست.لذا بر اساس نتايج به دست آمده وجود رابطه بين محافظه كاري برمبناي عدم تقارن زماني سود و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري سهام موردتاييد قرار نمي گيرد . همچنين آماره t براي متغير توضيحي RETNEGLEV (با بتاي0.691-) برابر با 1.534 – است و سطح معني داري متغير مذكور نيز برابربا 0.129 است كه در سطح اطمينان 95% معني دار نيست لذا با توجه به اين نتايج وجود رابطه بين محافظه كاري و اهرم مالي نيز اثبات نگرديد. .
بر اساس آزمون “دوربين _ واتسون ” مدل فرضيه اول كه در جدول (11_4) نشان داده شده است مقدار اين آماره برابر است با 1.697 كه تقريباً به عدد 2 نزديك است . از اين رو مي توان اظهار داشت كه در مدل فرضيه اول خود همبستگي بين مشاهدات وجود ندارد .
6-4. خلاصه نتايج
به منظور بررسي رابطه بين هزينه سرمايه و محافظه كاري دو آزمون مجزا انجام گرديد، در فرضيه اول تحقيق بيان شد كه بين محافظه كاري حسابداري بر مبناي معيار عدم تقارن زماني سود با هزينه سرمايه رابطه منفي وجود دارد.
نتايج آزمون براساس جدول(3_4) نشان مي دهد كه مقدار به عنوان ضريب متغير توضيحي35 در رگرسيون كلي برابر 0.942 مي باشد ، اما از آنجا كه اين ضريب در سطح اطمينان 95% قرار نمي گيرد بنابراين در مدل كلي فرضيه اول نمي توان فرضيه صفر را رد نمود بنابراين فرضيه اول تحقيق رد مي شود .
به دنبال روش ارائه شده بوسيله لارا و همكاران (2007)، در اين تحقيق فرضيه اول به صورت پرتفو نيز مورد آزمون قرار گرفت، بر اين اساس مطابق نتايج جدول (9_4)،مشاهده مي شود به جز در طبقه سوم كه در سطح اطمينان 95% قرار ندارد، در ساير موارد با افزايش هزينه سرمايه از ميزان محافظه كاري كاسته مي شود ،لذا بر اين اساس مي توان بيان نمود كه فرضيه اول تحقيق مورد پذيرش قرار مي گيرد.
در فرضيه دوم تحقيق بيان شد كه بين هزينه سرمايه و محافظه كاري بر مبناي معيار نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري سهام رابطه منفي معنا داري وجود دارد .
ضريب متغيرتوضيحي36 كه در جدول (10_4) ارائه شده است1.567 مي باشد،كه در سطح اطمينان95% معنا دار مي باشد، از اين رو مي توان نتيجه گرفت كه بين معيار ارزش بازار به ارزش دفتري سهام و هزينه سرمايه رابطه مثبت معني داري وجود دارد، لذا فرض صفر مورد پذيرش قرار مي گيرد و فرضيه دوم تحقيق رد مي شود . البته با توجه به نتايج حاصله از فرضيه دوم كه در جدول (10_4) ارائه شده است ،مشاهده مي شود كه رابطه معنا داري بين مدل محافظه كاري و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري سهام وجود ندارد (سطح معنا داري متغير RETNEGMTB كه برابر 0.44 مي باشد .
7-4 خلاصه نتايج آزمون فرضيه ها
جدول 12-4 : جدول خلاصه نتايج آزمون فرضيه ها
مولفه هاي آماري فرضيه ها
آماره آزمون
( F)
تعداد
سطح خطا
نتيجه آزمون
فرضيه اول بر اساس کل شرکتها:رابطه بين هزينه سرمايه و محافظه کاري بر مبناي معيار عدم تقارن زماني سود منفي است.
21.75
86
096.
رد فرضيه
فرضيه اول بر اساس تشکيل پرتفوي: رابطه بين هزينه سرمايه و محافظه کاري بر مبناي معيار عدم تقارن زماني سود منفي است.
27.467
86
000.
تاييد فرضيه
فرضيه دوم بر اساس کل شرکتها: رابطه بين هزينه سرمايه و محافظه کاري بر مبناي معيار نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري سهام منفي است.
16.337
86
025.
رد فرضيه

فصل پنجم
نتيجه‌گيري و پيشنهادات
1-5-مقدمه:
در اين تحقيق رابطه بين محافظه كاري حسابداري و هزينه سرمايه بررسي شده است. سرمايه گذاران با استفاده از اطلاعات مالي شركتها بازده مورد انتظار خود را برآورد مي كنند .بازده مورد انتظار بر اساس هزينه سرمايه تعريف مي شود، مفهوم هزينه سرمايه بر اين فرض مبتني است كه هدف يك شركت به حداكثر رسانيدن ثروت سهامداران است (لافوند و همكاران ،2004)37 . هزينه سرمايه عبارت است از حداقل نرخ بازدهي كه شركت بايد به دست آورد تا بازده مورد نظر سرمايه گذاران در شركت تامين شود.محافظه كاري در حسابداري باعث افزايش منافع سرمايه گذاران مي شود زيرا باعث تعديل مشكلات بنگاه در ارتباط با تصميم گيري هاي سرمايه گذاري مديران، افزايش كارايي قراردادها ،سهولت نظارت بر مديران و كاهش دعوي حقوقي مي گردد .اين مزاياي محافظه كاري باعث كاهش اثرات منفي ناشي از نتايج اين واقعيت مي شود كه اشخاص وابسته به شركت داراي عدم تقارن اطلاعاتي هستند .محافظه كاري علائم هشدار سريع براي سهامداران فراهم مي نمايد چرا كه باعث انتقال سريع اخبار بد به بازارمي شود.
محافظه كاري يكي از مفاهيم اساسي حسابداري است كه همواره در ارائه اطلاعات مالي مورد توجه تهيه كنندگان قرار مي گيرد ، در ادبيات حسابداري دو ويژگي مهم محافظه کاري مورد بررسي قرار گرفته است : نخست، وجود جانبداري در ارائه کمتر از واقع 38 ارزش دفتري سهام نسبت به ارزش بازار آن که توسط فلتهام و اوهلسون39 (1995) مطرح شده است . دوم، تمايل به تسريع بخشيدن در شناسايي زيان ها و به تعويق انداختن شناسايي سودها که توسط باسوعنوان شده است. باسو محافظه کاري را به عنوان “تمايل حسابداران جهت نياز به يک درجه بالاتري از تاييد پذيري براي شناسايي اخبار خوب در سود نسبت به اخبار بد” تعريف مي کند(باسو،1997)40 .
از آنجايي كه لازمه انجام هر تحقيقي در اين زمينه، استفاده از معياري براي سنجش دقيق محافظه كاري است، در اين راستا، براي بررسي رابطه محافظه كاري با هزينه سرمايه از دو معيار پذيرفته شده محافظه كاري يعني معيار عدم تقارن زماني سود و

دسته بندی : No category

دیدگاهتان را بنویسید