۲۵۷/۱
۴۸۰/۲
۰۵۱/۲
۲۴۸/۰
۸۰۰/۰
۰۹۹/۱
۷۷۸/۱

۰۹۸/۹-
۲۷۸/۰-
۷۴۸/۲
۲۲۱/۰
۶۹۱/۴
۸۷۸/۳-
۳۰۰/۳
۱۷۲/۰-
۱۸۴/۳-
۵۰۶/۱-
۳۰۸/۰-

عددثابت ۱
EQ
MAT
Prior-ret
Core
Attrib
Audit-change
SizeMAT
LevMAT
PERVAS
YEAR

همان­طور که در جدول ضرایب مدل (Coefficients) مشاهده می­ شود مقدار آماره t- استیودنت کیفیت سود بر اساس مدل اسلوان (EQ)،۵۴۰/۰- و سطح معناداری (sig) آن برابر با ۵۸۹/۰ می­باشد که با توجه به بزرگتر بودن سطح معناداری این متغیر از میزان خطای قابل تحمل (۵%) می­توان گفت که تاثیر متغیر کیفیت سود بر اساس مدل اسلوان بر متغیر وابسته تحقیق (بازده اضافی سهام) معنادار نبوده است. با توجه به اینکه مقدار آماره t این متغیر مقداری منفی است، لذا در مجموع می­توان گفت کیفیت سود تاثیر منفی و البته بی­اهمیتی بر متغیر وابسته داشته و با افزایش کیفیت سود بر میزان میزان بازده اضافی سهام شرکت (CAR) افزوده می­ شود. با توجه به این نتیجه بدست آمده در سطح اطمینان ۹۵% می­توان ادعا کرد که کیفیت سود بر اساس مدل اسلوان تاثیر قابل توجه و معناداری بر واکنش سرمایه ­گذاران به گزارشات مالی تعدیلی نداشته است. سایر نتایج بدست آمده از مدل تحقیق به شرح زیر است:
– مقدار آماره t و سطح معناداری متغیر تفاوت سود گزارش شده و سود تعدیل شده (MAT) به ترتیب برابر با ۸۸۹/۱ و ۰۵۹/۰ می­باشد که این بیانگر تاثیر مثبت و معنادار (در سطح اطمینان ۹۰%) این متغیر بر بازده اضافی سهام شرکت است. این نتیجه بدست آمده نشان می­دهد شرکت­هایی که سود گزارش شده اولیه آنها بیشتر از سود تعدیل شده می­باشد، بازده اضافی بالاتری را کسب نموده ­اند.
– با توجه به اینکه مقدار آماره t و سطح معناداری متغیر بازده سهام در ۱۲۰ روز گذشته (Prior_Ret)به ترتیب برابر با ۳۷۹/۱۶ و ۰۰۰/۰ می­باشد، لذا می­توان گفت که این متغیر تاثیر مثبت و معناداری بر متغیر وابسته تحقیق یعنی بازده اضافی سهام شرکت داشته است. این نتیجه بیانگر آن است که بازده اضافی دوره پس از تعدیل، بطور قابل توجهی از بازده ۱۲۰ روز گذشته تبعیت می­ کند.
– مقدار آماره t و سطح معناداری متغیر CORE که نشان دهنده تاثیر نوع حساب­های اصلی بر بازده اضافی سهام می­باشد به ترتیب برابر با ۷۳۲/۳ و ۰۰۰/۰ است که این امر نشان دهنده تاثیر مثبت و با اهمیت این متغیر بر بازده اضافی سهام شرکت است. مقدار آماره t و سطح معناداری متغیر منشأ گزارشات تعدیلی (Attrib) به ترتیب برابر با ۵۶۳/۱- و ۱۱۵/۰ می­باشد که این امر نشان دهنده تاثیر منفی و بی­اهمیت این متغیر بر بازده اضافی سهام شرکت است.
– تغییرات حسابرس در دوره تعدیل گزارشات مالی (Audit_Change) تاثیر مثبت و البته بی­اهمیتی بر بازده اضافی سهام داشته است (با توجه به اینکه مقدار آماره t و سطح معناداری این متغیر به ترتیب برابر با ۶۰۹/۱ و ۱۰۸/۰ می­باشد). این نتیجه نشان دهنده آن است که تغییرات حسابرس عامل تاثیرگذاری در واکنش سرمایه­گذران به گزارشات تعدیلی نیست.
– اثرات متقابل اندازه و تفاوت سود تعدیل شده و مقابل تعدیل (SizeMAT) تاثیر منفی و البته بی­معنایی بر بازده اضافی سهام داشته است و این در حالی است که متغیر اثرات متقابل بدهی و تفاوت سود تعدیل شده و مقابل تعدیل (LEVMAT) بر بازده اضافی سهام منفی و قابل توجه بوده است.
– با توجه به مقادیر آماره t و سطح معناداری متغیر تعداد گروه حساب­های اصلی که در تعدیل تحت تاثیر قرار گرفته است (PERVAS) می­توان گفت این متغیر تاثیر منفی و بی­اهمیتی بر متغیر وابسته داشته است. به عبارت دیگر نتیجه بدست آمده نشان می­دهد که هر چه تعداد حساب­های تحت تاثیر تعدیل بیشتر باشد، شرکت بازده اضافی کمتری را تجربه می­ کند. همچنین دیگر نتایج بدست آمده نشان می­دهد که متغیر اصرار بر تعدیل گزارش (YEAR) تاثیر با اهمیتی بر واکنش سرمایه ­گذاران به گزارشات تعدیلی نداشته است.
– نتایج آزمون هم­خطی نشان می­دهد که مقادیر آماره VIF در تمام متغیرهای مدل، نزدیک به یک بوده که این امر حکایت از عدم وجود هم­خطی بین متغیرهای مستقل تحقیق دارد (مقادیر کمتر از ۱۰ نشان دهنده عدم وجود احتمال هم­خطی بین متغیرهای تحقیق است). بنابراین یکی دیگر از پیش فرض­های رگرسیون نیز بدین شکل مورد تایید قرار می­گیرد.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

تاکنون با بهره گرفتن از مدل­های بالا صرفاً به بررسی تاثیر کیفیت سود بر واکنش سرمایه­­گذاران به گزارشات مالی تعدیلی پرداخته شد اما لازم است که به بررسی میزان واکنش به این گزارشات مالی تعدیلی در میان شرکت­­های با کیفیت سود متفاوت (کیفیت سود بالا و کیفیت سود پایین) پرداخته شود. بدین منظور برای آزمون فرضیه اول تحقیق مبنی بر اینکه؛ شرکت­هایی که کیفیت سود پایین­تری دارند در مقایسه با شرکت­های با کیفیت سود بالاتر، واکنش ضعیف­تری در خصوص گزارش تعدیلی از بازار دریافت خواهند کرد، اقدام به مقایسه میانگین واکنش سرمایه­گذران (بازده اضافی سهام) به گزارشات مالی تعدیلی در میان شرکت­های با کیفیت سود بالا و با کیفیت سود پایین می­پردازیم تا مشخص شود که وضعیت کیفیت سود دقیقاً چه تاثیری بر واکنش سرمایه ­گذاران به گزارشات تعدیلی داشته است.

۴-۴-۳- آزمون مقایسه میانگین بین دو گروه

برای بررسی و مقایسه تاثیر کیفیت سود بر واکنش سرمایه ­گذاران به گزارشات مالی تعدیلی، در شرکت­های با سطوح کیفیت سود متفاوت، ابتدا شرکت­های نمونه را بر اساس مقدار میانه^[۵۴] شاخص کیفیت سود آنها (بر اساس مدل دی­چو و دی­شف) به دو گروه شرکت­های با کیفیت سود بالا (گروه ۱) و شرکت­های با کیفیت سود پایین (گروه ۲) تقسیم بندی نموده­ و سپس اقدام به مقایسه میانگین بازده اضافی سهام (واکنش سرمایه ­گذاران به گزارشات تعدیلی) بین این دو گروه می­نماییم.
لازم به ذکر است که با توجه به بی­معنا بودن و نیز عدم تاثیرگذاری کیفیت سود بر اساس مدل اسلوان بر واکنش سرمایه ­گذاران به گزارشات مالی تعدیلی، انجام مقایسه میانگین دو گروه بر اساس این مدل صورت نگرفته است.
جهت آزمون فرضیه نخست تحقیق (شرکت­هایی که کیفیت سود پایین­تری دارند در مقایسه با شرکت­های با کیفیت سود بالاتر، واکنش ضعیف­تری در خصوص گزارش تعدیلی از بازار دریافت خواهند کرد) از فرض­های زیر استفاده می­ شود:
H₀: µ_۱≥ µ_۲ واکنش بازار به گزارشات تعدیلی در شرکت­های با کیفیت سود پایین­تر، ضعیف­تر (کمتر) از شرکت­های با کیفیت سود بالاتر نیست.
H₁: µ_۱< µ_۲ واکنش بازار به گزارشات تعدیلی در شرکت­های با کیفیت سود پایین­تر، ضعیف­تر (کمتر) از شرکت­های با کیفیت سود بالاتر، است.
ناحیه رد و پذیرش فرض صفر و فرض مقابل آن به شرح زیر است:

قبل از آزمون برابری میانگین­ها لازم است آزمون همسانی واریانس­ها انجام گیرد. آزمون همسانی واریانس­ها با بهره گرفتن از آزمون لون^[۵۵] انجام گرفته است.در این آزمون اگر مقدار سطح معناداری بدست آمده از آزمون کمتر از ۰۵/۰ باشد، فرض همسانی واریانس­ها رد شده و در غیر این صورت رد نمی­گردد (پذیرفته خواهد شد). بعد از آزمون همسانی واریانس آزمون برابری میانگین انجام می­گردد (آزمون برابری میانگین تحت همسانی واریانس و ناهمسانی واریانس انجام می­گیرد).