4. TUTKIMUS
4.5 Tutkimuksen analysointi
4.5.5 Regressioanalyysi ja tutkimustulokset
Taulukoissa 4, 5 ja 6 on esitetty regressiomallin tulokset. Regressioanalyyseissa on käytetty paneeliaineisto -menetelmää, jota käytettiin myös Karjalaisen (2015) tutkimuksessa samaan tutkimusaiheeseen liittyen mutta erisuuruisella populaatiolla. Paneeliaineisto -menetelmää on käytetty myös muussa tuloksenjärjestelyyn liittyvässä tutkimuksessa mm. (Jones 1991; Defond
& Park 2001; Guenther 1994; Kari ym. 2008) Aiempien tutkimuksien perusteella voidaan siis päätellä, että OLS -menetelmä antaa riittävän informatiivisia tuloksia tuloksenjärjestelyn suun-nasta ja voimakkuudessa käytettäessä Defond & Parkin (2001) mallia käyttöpääoman jakso-tuserien laskemiseen. Kiinteiden vaikutusmallien regressioanalyysi keskittyy yritysten välisiin muuttujien eroihin ja niiden vaikutukseen koko aineiston keskiarvoon. Mallin tarkoituksena on selvittää syitä miksi valittujen muuttujien arvot eroavat koko aineiston keskiarvosta. Malli ei kuitenkaan selitä miksi yksittäisten havaintojen erot toistensa välillä johtuvat.
Taulukossa 4 aineisto koostuu taulukossa 1 esitetystä populaatiosta, josta on poistettu ääriar-voista 1. persentiili ja 99. persentiili. Näin ollen tutkimuspopulaatio on yhteensä 1263 yritystä.
Taulukossa 5 populaatio koostuu niistä yrityksistä, joiden ABWCA -arvo on negatiivinen. Näi-den yritysten määrä on 610 kappaletta. Taulukossa 6 populaatio koostuu niistä yrityksistä, joi-den ABWCA –arvo on positiivinen. Näijoi-den yritysten lukumäärä on 653 kappaletta. Taulukoissa 5 ja 6 on suoritettu Pearsonin korrelaatioanalyysi. Korrelaatioanalyysin perusteella ei havaittu muuttujien välillä liian voimakasta korrelaatiota. Liian voimakkaan korrelaation ja sen vaikutus regressioanalyysin luotettavuuteen on selvitetty kappaleessa 5.4.3.
Taulukoissa 4, 5 ja 6 selitettävänä muuttujana on absoluuttinen käyttöpääoman jaksotuserien arvo nABWCA. Selittävät muuttujat ovat Constant (vakio), CFO, SIZE, DEPT sekä testimuut-tuja Vuosi 2004, joka saa arvon 1 jos vuosi on 2004 ja arvon 0 jos vuosi on muu kuin vuosi 2004. Muuttujat ovat määrittely ja esitelty kappaleessa 5.3.
Seuraavassa on esitetty regressiomalleissa käytetty laskentamalli. Regressiomallit ovat laskettu erikseen koko aineistolle (taulukko 4), yrityksille, joiden ABWCA on negatiivinen (taulukko 5) ja yrityksille, joiden ABWCA on positiivinen (taulukko 6). Tehtyjen regressiomallien tavoit-teena on löytää käytetyille harkinnanvaraisille jaksotuserille suunta ja voimakkuus sekä onko se ilmeinen vuotta ennen veromuutosta. Regressiomalleissa sarake ”B” kuvaa tarkasteltavan muuttujan kerrointa. Selittävän muuttujan muuttuessa yhden yksikön selitettävän muuttujan arvo muuttuu kertoimen ja muuttujan tulona. Regressioanalyyseissa selitettävät muuttujat py-syvät vakioina, kun yhden selitettävän muuttujan arvoa muutetaan. Täten voidaan selvittää se-littävän muuttujan vaikutus selitettävään muuttujan kuitenkin siten, että malli huomio kaikkien muuttujien vaikutukset selitettävään muuttujaan. Sarake ”p.” kertoo regressioanalyysissä käy-tetyn muuttujan tilastollisen merkitsevyyden. Mikäli arvo on alle 0,05, voidaan todeta, että muuttuja selittää selitettävää muuttujaa lineaarisesti. Jos arvo on enemmän kuin 0,05, voidaan todeta, että muuttuja ei selitä selitettävää muuttujaa lineaarisesti vaan selittävä muuttuja on sat-tumanvarainen tai muuttujalla ei ole yhteyttä selitettävään muuttujaan. Regressiomallin sarake
”R-Squared” viittaa siihen miten hyvin yhtälö selittää selitettävää ilmiötä. Mitä pienempi arvo on sitä huonommin se selittää selitettävää ilmiötä.
Malli: 𝑛𝐴𝐵𝑊𝐶𝐴𝑖𝑡= 𝛽0+ 𝛽1𝐶𝐹𝑂𝑖𝑡+ 𝛽2𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖𝑡 + 𝛽3𝐷𝐸𝑃𝑇𝑖𝑡+ 𝛽4𝐿𝑂𝑆𝑆𝑖𝑡 + 𝛽5𝑉𝑢𝑜𝑠𝑖2004𝑖𝑡+ 𝜀𝑖𝑡
(11)
Taulukon 4 perusteella tilastollisesti merkitsevästi ilmiötä kuvailevat muuttujat vakio, SIZE, DEPT ja LOSS. Nämä ovat linjassa myös muun tutkimuskirjallisuuden kanssa hypoteesiin 1 liittyen. Muuttujat vuosi 2004 ja CFO eivät ole tilastollisesti merkitseviä. Taulukon perusteella
testimuuttujalla vuodella 2004 on positiivinen yhteys absoluuttiseen käyttöpääoman jakso-tuserien (nABWCA) –arvoon muttei se ole tilastollisesti merkitsevä.
Tämän perusteella yritykset käyttäisivät käyttöpääoman harkinnanvaraisia jaksotuseriä esittä-mään keskimääräistä parempia tuloksia. Taulukosta kuitenkin voidaan huomata, ettei tulos ole tilastollisesti merkitsevä, joten johtopäätöstä ei voida tehdä kumpaan suuntaan tai kuinka voi-makkaasti kokoaineiston yrityksillä on ollut taipumus järjestellä tulostaan. Kerroin testimuut-tujalla vuosi 2004 on joka tapauksessa pieni, joten määrä on vähäinen. Yhtälön selitettävyys R-Squared on vain 3,7 %, joten tämän perusteella voidaan sanoa, ettei koko aineistolle voida ylei-sesti tulkita niiden käyttäneen käyttöpääoman harkinnanvaraisia jaksotuseriä joko parantaak-seen tuloksiaan tai heikentääkparantaak-seen niitä. Yhtälöstä saatavalla tuloksella on mahdollista määri-tellä tuloksenjärjestelyn voimakkuutta annetuilla yrityskohtaisilla muuttuja-arvoilla. Taulu-koissa 5 ja 6 on käyty läpi tulosta pienentävien ja kasvattavien harkinnanvaraisten jaksotuserien regressioanalyysit.
Taulukko 4.
Paneeli: n = 1263, N =1263
Coefficient Estimate Std. Error t-value p-value Merkitsevyys
(Constant) 0,854 0,112 7,642 0,000 ***
CFO -0,001 0,013 -0,059 0,953 .
SIZE -5,658E-05 0,000 -6,249 0,000 ***
DEPT 0,059 0,030 1,970 0,049 *
LOSS -0,048 0,021 -2,301 0,022 *
Vuosi 2004 0,029 0,019 1,533 0,126 .
R-squared = 0,037 *** = p < 0,001; ** = p < 0,01;
* = p < 0,05;
. = p < 0,1 F-statistics = 9,663 p =0,000
Taulukossa 5 on suoritettu regressioanalyysi niille käyttöpääoman harkinnanvaraisten jakso-tuserien arvoille, jotka ovat negatiivisia. Negatiivisen käyttöpääoman harkinnanvaraisen arvon perusteella yritys käyttää tuloksenjärjestelyä raportoidakseen keskimääräistä heikompia tulok-sia. Kokonaisuudessaan negatiivisia harkinnanvaraisten käyttöpääoman jaksotuserien havain-toja aineistossa oli 610 kappaletta koko aineistosta 1263 kappaleesta.
Taulukon 5 perusteella kaikki muut muuttujat paitsi dummy -muuttuja 2004 ovat tilastollisesti merkitseviä. Tilastollisesti merkitsevät havainnot ovat linjassa muiden tuloksenjärjestelyä mit-tavien tutkimusten kanssa, eli muuttujat selittävät tilastollisesti merkitsevästi tuloksenjärjeste-lyä.
Regressioanalyysin perusteella tällä mallilla ei voida tilastollisesti merkitsevästi todeta, että yri-tykset olisivat käyttäneet tuloksenjärjestelyä raportoidakseen keskimääräistä heikompia tulok-sia veromuutosta edeltävänä vuotena. Mallin selitettävyysaste (R-Square) on noin 11 %. Tämä malli kuitenkin antaa enemmän viittausta siihen, että yritykset käyttäisivät enemmän tulosta heikentäviä käyttöpääoman harkinnanvaraisia jaksotuseriä kuin tulosta parantavia käyttöpää-oman harkinnanvaraisia jaksotuseriä. Tulosta ei voida yleistää, koska havainto ei ole tilastolli-sesti merkitsevä.
Taulukko (5)
Paneeli: n = 610, N =1263
Coefficient Estimate Std. Error t-value p-value Merkitsevyys
(Constant) 0,910 0,163 5,580 0,000 ***
CFO 0,119 0,020 5,951 0,000 ***
SIZE -6,370E-05 0,000 -4,792 0,000 ***
DEPT 0,135 0,045 3,011 0,003 ***
LOSS -0,067 0,030 -2,196 0,028 *
Vuosi 2004 0,021 0,026 0,807 0,420 .
R-squared = 0,109 *** = p < 0,001; ** = p < 0,01;
* = p < 0,05;
. = p < 0,1 F-statistics = 14,708 p =0,000
Taulukossa 6 on suoritettu regressioanalyysi niille käyttöpääoman harkinnanvaraisten jakso-tuserien arvoille, jotka ovat positiivisia. Positiivisen käyttöpääoman harkinnanvaraisen arvon perusteella yritys käyttää tuloksenjärjestelyä raportoidakseen keskimääräistä parempia tuloksia.
Taulukon 6 perusteella tilastollisesti merkitseviä muuttujia ovat Constant, CFO ja SIZE. Muut muuttujista eivät ole tilastollisesti merkitseviä. Tilastollisesti merkitsevät havainnot ovat lin-jassa aiemman tutkimuskirjallisuuden kanssa eli tutkimuksen havaintona voidaan todeta, että valitut muuttujat selittävät tuloksenjärjestelyä tilastollisesti merkitsevästi.
Regressioanalyysin perusteella tällä mallilla ei voida tilastollisesti merkitsevästi todeta, että yri-tykset olisivat käyttäneet tuloksenjärjestelyä raportoidakseen keskimääräistä parempia tuloksia veromuutosta edeltävänä vuotena. Mallin selitettävyysaste (R-Square) on noin 8,7 % eli kuinka hyvin koko yhtälö selittää tuloksenjärjestelyä ja tämän yhtälön perustella tuloksenjärjestelyn voimakkuutta on mahdollista arvioida.
Tämä malli kuitenkin antaa enemmän viittausta siihen, että yritykset käyttäisivät vähemmän tulosta parantavia käyttöpääoman harkinnanvaraisia jaksotuseriä kuin tulosta heikentäviä käyt-töpääoman harkinnanvaraisia jaksotuseriä. Tulosta ei voida yleistää, koska havainto ei ole ti-lastollisesti merkitsevä.
Taulukko (6)
Paneeli: n = 653, N =1263
Coefficient Estimate Std. Error t-value p-value Merkitsevyys
(Constant) 0,662 0,144 4,605 0,000 ***
CFO -0,099 0,016 -6,356 0,000 ***
SIZE -4,026E-05 0,000 -3,473 0,001 ***
DEPT -0,021 0,037 -0,555 0,579 .
LOSS -0,030 0,027 -1,101 0,271 .
Vuosi 2004 0,026 0,026 0,979 0,328 .
R-squared = 0,087 *** = p < 0,001; ** = p < 0,01;
* = p < 0,05;
. = p < 0,1 F-statistics = 13,415 p =0,000
Tarkasteltaessa tutkimushypoteesien kautta tilannetta, tutkimushypoteesin 1 mukaan yritykset käyttävät hyväkseen harkinnanvaraisia jaksotuseriä raportoidakseen keskimääräistä suurempia tuloksia ennen voimaantulevaa veromuutosta. Regressioanalyysien perusteella koko aineistolle sekä positiivisille että negatiivisien käyttöpääoman jaksotuserien avulla ei voida tehdä johto-päätöstä siitä onko yrityksillä ollut intressi järjestellä tulostaan keskimääräistä paremmaksi tai heikommaksi.
Regressioanalyysin ja kuvailevien tilastojen perusteella koko aineistosta 1263, 653 havaintoa saa positiivisen arvon eli 653 havaintoa koko aineistosta on käyttänyt käyttöpääoman harkin-nanvaraisia jaksotuseriä järjestelläkseen tulostaan keskimääräistä paremmaksi. 610 havaintoa
vastaavasti saa negatiivisen arvon eli 610 havaintoa koko aineistosta on käyttänyt käyttöpää-oman harkinnanvaraisia jaksotuseriä järjestelläkseen tulostaan keskimääräistä heikommaksi.
Olennaista eroa jo tämän perusteella ei voida selkeästi havaita, koska jakaumassa ei ole viitteitä siitä, että koko aineistossa olisi käytetty jompaakumpaa tuloksenjärjestelyn suuntaa vaan ha-vaintoja molemmissa on lähestulkoon yhtä paljon.
Regressioanalyysien perusteella kuitenkin on havaittavissa, että erityisesti negatiivisen käyttö-pääoman harkinnanvaraisten jaksotuserien kohdalla valitut muuttujat selittävät tilastollisesti merkitsevästi käyttöpääoman harkinnanvaraisten jaksotuserien absoluuttista arvoa. Valittu dummy -muuttuja 2004 on ainut muuttuja, joka ei saa tilastollisesti merkitsevää tulosta. Jos tätä tulosta peilataan koko aineiston analysointiin ilman, että huomioidaan vuoden 2004 muuttujaa, voidaan todeta, että valitut tuloksenjärjestelyyn muuttujat selittävät selitettävää muuttujaa.
Tämän perusteella operatiivinen kassavirta, koko, velkaantuneisuus ja dummy -muuttuja tappio selittävät absoluuttista käyttöpääoman jaksotuserien arvoa. Selittävät muuttujat yrityksen koko ja tappio saavat negatiivisen kertoimen, kun absoluuttinen käyttöpääoman harkinnanvaraisten jaksotuserien arvo muuttuu yhden yksikön. Selittävät muuttujat operatiivinen kassavirta ja vel-kaantuneisuus saavat positiivisen kertoimen, kun käyttöpääoman harkinnanvaraisten jakso-tuserien arvo muuttuu yhden yksikön. Toisin sanoen, kun negatiivisten käyttöpääoman harkin-nanvaraisten jaksotuserien arvo kasvaa yhden yksikön, operatiivisen kassavirran ja velkaantu-neisuus kasvavat. Sama pätee yrityksen kokoon ja tappioon mutta niiden suunta on päinvastai-nen eli negatiivisten käyttöpääoman harkinnanvaraisten jaksotuserien kasvaessa yhden yksikön yrityksen koon ja tappion arvo muuttuu käänteisesti.
Tutkimuksen hypoteesien kannalta tarkastellussa oli vuoden 2004-2005 tapahtuvan veromuu-toksen vaikutukset yritysten tuloksenjärjestelykäyttäytymiseen ja siihen kumpaan suuntaan ja miten voimakkaasti yritykset järjestelevät tulostaan käyttöpääoman harkinnanvaraisten jakso-tuserien avulla. Esitettyjen regressioanalyysien perusteella dummy -muuttuja 2004 ei saa tilas-tollisesti merkitsevää arvoa taulukoissa 4, 5 tai 6. Tämän perusteella ei voida tehdä johtopää-töksi siitä, että yrityksillä on ollut intressi käyttää käyttöpääoman harkinnanvaraisia jakso-tuseriä joko parantaakseen tai heikentääkseen tulostaan veromuutosta edeltävänä vuotena. Tut-kimus viittaa siis siihen, ettei voida tilastollisesti osoittaa yritysten käyttäneen käyttöpääoman harkinnanvaraisia jaksotuseriä järjestelläkseen tulostaan ennen veromuutosta.