دانلود پایان نامه

برآورد کرد. در غير اين صورت، داده‏ها از نوع پانل هستند و براي تشخيص بين اثرات ثايت و تصادفي، بايد آزمون هاسمن صورت گيرد که از معيار ?^2 استفاده مي‎کند. فرضيه صفر اين آزمون بيانگر وجود اثرات تصادفي و فرضيه مقابل بيانگر وجود اثرات ثابت است. حال اگر مقدار آماره ?^2 محاسباتي از آماره ?^2 جدول کمتر باشد، اثرات تصادفي پذيرفته و از روش حداقل مربعات تعميم‎يافته81 براي برآورد الگو استفاده مي‎گردد، در غير اين صورت، اثرات ثابت پذيرفته مي‎شود و از روش حداقل مربعات معمولي براي برآورد الگو استفاده مي‎شود. در ادامه، پس از ارائه آمار توصيفي داده‏ها و انجام آزمون‏هاي مانايي، مراحل فوق براي هر يک از الگوها صورت گرفته است.
آمار توصيفي داده‏ها
جدول 1 در رابطه با آمار توصيفي اطلاعات جمع‏آوري شده مي‏باشد که شامل ميانگين، انحراف معيار، مقدار بيشينه و کمينه داده‏ها براي 100 شرکت‏ حاضر در بورس اوراق بهادار تهران طي دوره 1387-1391 است.
جدول 4-1- ميانگين، انحراف معيار، بيشينه و کمينه داده‏ها براي هر يک از متغيرهاي پژوهش
BETA
TRD
MBV
ROA
VAIC
SCE
HCE
CEE
ويژگي آماري
0.383
0.382
0.613
1.582
0.136
0.654
6.259
0.28
ميانگين
0.802
0.802
0.199
9.997
0.159
0.228
8.856
0.152
انحراف معيار
9.457
9.46
1.19
45.415
1.168
0.99
87.71
1.29
بيشينه
3.101-
3.100-
0.04
201.97
0.277-
0.06
1.06
0.03
کمينه

آزمون مانايي داده‏هاي ترکيبي
پيش از آزمون فرضيه‎ها‌، لازم است که مانايي تمام متغيرهاي مورد مطالعه آزمون گردد، زيرا برآورد مدل‏ها در صورت نامانايي متغيرها، باعث بروز مشکل رگرسيون کاذب مي‎شود. براي اين منظور، در پژوهش حاضر از آزمون لوين، لين و چو82 استفاده شده است. لوين، لين و چو نشان دادند که در داده‎هاي ترکيبي، استفاده از آزمون ريشه واحد مربوط به اين داده‏ها، داراي قدرت آزمون بيشتري نسبت به استفاده از آزمون ريشه واحد براي هر مقطع به صورت جداگانه است. تحقيقات نشان داده است که به کارگيري آزمون‏هاي ريشه واحد متداول مانند آزمون ديکي- فولر، ديکي- فولر تعميم‏يافته و آزمون فيليپس- پرون داراي قدرت آماري پايين‏تري نسبت به آزمون‏هاي ريشه واحد داده‏هاي ترکيبي هستند. نتايج حاصل از آزمون مانايي لوين، لين و چو (LLC) در جدول 2 ارائه شده است. طبق نتايج به دست آمده، براي هيچ يک از متغيرها، فرضيه صفر اين آزمون مبني بر داشتن ريشه واحد و نامانايي تأييد نمي‎شود. لذا تمامي متغيرهاي پژوهش، در سطح مانا مي‏باشند و مشکل رگرسيون کاذب به وجود نمي‎آيد.
جدول 4-2- نتايج آزمون ريشه واحد LLC براي متغيرهاي پژوهش
متغير
MBV
VAIC
ROA
TDR
BETA
CEE
HCE
SCE
مقدار آماره
12.5610-
21.7809-
32.8684-
35.0808-
35.8829-
10.7314-
40.5780-
57.7739-
احتمال
0
0
0
0
0
0
0
0

آزمون فرضيه‏ها
بعد از برآورد ? ها مي توان آنها را مورد آزمون قرار داد. براي آزمون معني دار بودن هريك از ضرايب برآوردي رگرسيون در حالت دو دامنه فرض مي شود كه ضريب رگرسيون برابر صفراست و به عبارتي متغير مستقل Xi برتغييرات متغير وابسته Y تأثيري ندارد، يعني فرضيه يH0 به شكل زير بيان خواهد شد:
H0 : ?i = 0
درمقابل، فرضيه H1 يا رقيب بيان مي كند متغير مستقل درتغييرات متغير وابسته مؤثر واقع ميشود، يعني:
H1 : ?i 0
اما درحالت تك دامنه فرضيه هاي H0 و H1 به يكي از شكلهاي زيراست:
H0: ?i 0 رابطه منفي و معنادار
H1 : ?i> 0
H0: ?i 0 رابطه مثبت ومعنادار
H1: ?i> 0
براي آزمون فرضيات موجود مي توان از آزمونt استيودنت و همچنين ازآماره يF استفاده كرد. البته درنرم افزارEVIEWS دراين رابطه اطلاعات ديگري مبني بر حداقل احتمال تأييد فرض (H0) نيز ارائه ميشود كه براساس آن و بدون مراجعه به جدول و با استفاده از اطلاعات قسمت Prob (p-value) مي توان فرضيه H0 را تأييد يا رد نمود. بدين گونه كه با در نظرگرفتن سطح اطمينان پيش بيني شده، اگراين احتمال كوچكتراز درصد باشد، فرضH0 رد مي شود و اين به معني تأييد فرضيه تحقيق است.
جهت بررسي معني دار بودن مدل رگرسيون استفاده شده با داشتن مدل رگرسيون k متغيره :

براي آزمون فرضيه:
H0 == =…= = 0
(يعني تمامي ضرايب شيب به طور همزمان صفرهستند)
درمقابل:
H1: تمامي ضرايب شيب به طورهمزمان صفرنيستند) ) حداقل يكي ازآنها صفرنيست
با محاسبه:
F= = =
كه درآن (K-1)(N-K)F مقدار بحرانيF در سطح معني داربودن و درجه ي آزادي (K-1) درصورت و (N-K) درمخرج است، اگر (K-1)(N-K)F>F باشدH0 رد مي شود و درغير اين صورت ممكن است آن را بپذيريم. همانطور كه پيش‌تر اشاره شد در برنامه ي EVIEWS مي توان با استفاده از اطلاعات قسمت Prob (p-value) فرضيه H0 را تأييد يا رد كرد.
در پژوهش حاضر، براي آزمون فرضيه‏ها از الگوهاي زير استفاده شده است:
MBVit = ?0+ ?1 VAICit + ?2 ROAit + ?3TDRit + ?4 BETAit + e1t (1)
MBVit = ?0+ ?1 HCEit + ?2 SCEit + ?3CEEit + ?4 ROAit + ?5TDRit + ?6 BETAit + e2t (2)
به طوريکه، MBV_it نسبت ارزش بازار به ارزش دفتري هر سهم به عنوان نماينده‏اي براي بررسي تصميمات سرمايه‎گذاري، ?VAIC?_it ارزش افزوده سرمايه فکري، ROA_it بازده دارايي، TDR_it نسبت کلي بدهي، BETA_it ريسک سيستماتيک، HCE_it بهره‎وري سرمايه انساني، SCE_it بهره‎وري سرمايه ساختاري و CEE_it بهره‎وري سرمايه استخدامي شرکت i در
دوره t مي‏باشند. سرمايه فکري، مجموع سرمايه‏هاي فيزيکي، انساني و ساختاري است. با برآورد الگوي 1، چگونگي اثر سرمايه فکري و با برآورد الگوي 2، چگونگي اثر اجزاي سرمايه فکري شامل سرمايه‏هاي انساني، ساختاري و استخدامي بر تصميمات سرمايه‎گذاري مشخص مي‎شود.
براي بررسي فرضيه اصلي پژوهش آن را به دو فرضيه شکستيم. فرضيه اول بيان مي‏دارد که سرمايه فکري بر روي تصميمات سرمايه‎گذاري اثرگذار است. به دليل ترکيبي بودن داده‏ها، ابتدا آزمون F ليمر براي مدل‏ (1) به منظور تشخيص پولينگ يا پانل بودن داده‎ها انجام شده است. فرضيه صفر اين آزمون بيان مي‏کند که اثرات ثابت مقطعي صفر و عرض از مبدأ براي همه مقاطع ثابت مي‎باشد، يعني اثرات مشترک وجود دارد. نتايج حاصل، در جدول شماره 3 آورده شده است.
جدول 4-3- نتايج حاصل از آزمون F ليمر براي الگوي 1
0.0000
احتمال آماره F
11.653
آماره F مقطعي
0.0000
احتمال آماره ?^2
675.357
آماره ?^2 مقطعي
نتايج بيانگر رد فرضيه صفر (وجود اثرات مشترک) مي‏باشد. يعني داده‏ها از نوع پولينگ نبوده و پانل هستند. حال براي انتخاب بين اثرات ثابت و تصادفي، آزمون هاسمن انجام شده است. فرضيه صفر اين آزمون بيانگر وجود اثرات تصادفي و فرضيه مقابل، بيانگر وجود اثرات ثابت در بين مقاطع است. نتايج حاصل از اين آزمون در جدول 4 ارائه شده است.
جدول 4-4- نتايج حاصل از آزمون هاسمن براي الگوي 1
0.148
احتمال آماره ?^2
6.772
آماره ?^2

طبق جدول فوق، چون آماره ?^2 محاسباتي بزرگ نبوده و احتمال آن بيش از 0.10 است، فرضيه صفر آزمون هاسمن مبني بر مناسب بودن اثرات تصادفي رد نشده و روش اثرات تصادفي مقطعي ترجيح داده مي‎شود.
بنابراين، با توجه به آزمون‏هاي صورت گرفته، به منظور برآورد الگوي 1، از روش مربوط به اثرات تصادفي براي داده‏هاي پانل که مبتني بر روش حداقل مربعات تعميم‎يافته مي‎باشد، استفاده شده است. نتايج حاصل از برآورد الگوي اول در جدول شماره 5 نشان داده شده است.
جدول 4-5- نتايج حاصل از برآورد الگوي 1
نام متغير
مقدار ضريب
آماره t
Prob.
?0
0.6824
39.8054
0.0000
VAIC
0.488
0.0532
0.0000
ROA
0.0005-
0.9018-
0.3676
TDR
0.0072-
0.8917-
0.3730
BETA
0.0015
0.1949
0.8456
R^2
0.1502
R ?^2
0.1432
Durbin-Watson
1.6876
همان‌طور که مشاهده مي‎گردد، در طي دوره زماني مورد بررسي، سرمايه فکري اثري مثبت بر تصميمات سرمايه‏گذاري داشته است که اين اثر در فاصله اطمينان 99% معنادار بوده است. بنابراين، فرضيه اول مبني بر اثرگذاري سرمايه فكري بر تصميمات سرمايه‎گذاري، رد نمي‎گردد.
فرضيه دوم بيان مي‏دارد که رابطه معناداري ميان اجزاي سرمايه فكري و تصميمات سرمايه‎گذاري وجود دارد. در اين مورد نيز، ابتدا آزمون F ليمر را براي مدل‏ (2) به منظور تشخيص پولينگ يا پانل بودن داده‎ها انجام مي‏دهيم. نتايج حاصل، در جدول شماره 6 ارائه شده است.
جدول4-6- نتايج حاصل از آزمون F ليمر براي الگوي 2
0.0000
احتمال آماره F
10.8112
آماره F مقطعي
0.0000
احتمال آماره ?^2
651.5194
آماره ?^2 مقطعي

نتايج حاکي از رد فرضيه وجود اثرات مشترک و پولينگ بودن داده‏ها مي‏باشد، يعني داده‏هاي مربوط به متغيرهاي الگوي 2 نيز از نوع پانل هستند. حال براي انتخاب بين اثرات ثابت و تصادفي، آزمون هاسمن انجام شده است. نتايج حاصل از اين آزمون در جدول 7 نشان داده شده است.
جدول4-7- نتايج حاصل از آزمون هاسمن براي الگوي 2
0.1668
احتمال آماره ?^2
11.7891
آماره ?^2
همان‏طور که مشاهده مي‎شود، مقدار احتمال آماره ?^2 بزرگتر از 0.10 بوده و لذا فرضيه صفر آزمون هاسمن مبني بر وجود اثرات تصادفي رد نمي‏شود. لذا، به منظور برآورد الگوي 2 نيز از روش مربوط به اثرات تصادفي براي داده‏هاي پانل که مبتني بر روش حداقل مربعات تعميم‎يافته مي‎باشد، استفاده شده است. نتايج حاصل در جدول شماره 8 نشان داده شده است.
جدول 4-8- نتايج حاصل از برآورد الگوي 2
نام ضريب
مقدار ضريب
آماره t
Prob.
?0
0.8757
27.8810
0.0000
CEE
0.4720
9.0448
0.0000
HCE
0.0009
1.0775
0.2818
SCE
0.1865
4.3657
0.0000
ROA
0.0005-
0.9783-
0.3284
TDR
0.0072-
0.9207-
0.3577
BETA
0.0034
0.4419
0.6588
R^2
0.2231
R ?^2
0.2114
Durbin-Watson
1.7044
همان‌طور که از اين جدول استنباط مي‎گردد، در طي دوره زماني مورد بررسي، سرمايه انساني در شرکت‏هاي بورس اوراق بهادار اثري مثبت اما غيرمعنادار، ولي سرمايه فيزيکي و نيز سرمايه استخدامي در فاصله اطمينان 99% تأثيري مثبت و معنادار بر تصميمات سرمايه‎‏گذاري داشته‎اند. بنابراين، در مجموع فرضيه دوم مبني بر اثرگذاري اجزاي سرمايه فکري بر تصميمات سرمايه‎گذاري رد نمي‎شود.
همچنين، نتايج حاصل از برآورد هر دو الگو حاکي از آن است که در دوره مورد بررسي، بازگشت سرمايه و نسبت کلي بدهي اثري منفي و نيز ريسک سيستماتيک اثري مثبت اما غيرمعنادار بر تصميمات سرمايه‎گذاران داشته‏اند. بنابراين فرضيه‏هاي سوم، چهارم و پنجم اين پژوهش مورد تأييد قرار نمي‏گيرند. آماره دوربين-واتسون نيز در هر دو الگو نشان‏دهنده عدم وجود خودهمبستگي قوي بين جملات پسماند مي‏باشد.

فصل پنجم

نتيجه‌گيري و پيشنهادات


دیدگاهتان را بنویسید