برای آزمون فرضه اول از آزمون t استیودنت (یک جمله ای) و از نرم افزارSpss استفاده میکنیم و برای سنجش فرضیه دوم اقدام به برآورد ضرایب مدل رگرسیون با بهره گرفتن از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) در نرم افزار Eviews و از آزمون t استیودنت (دو جمله ای)، در نرم افزار Spss استفاده می کنیم.

۳-۱۱- بخش دوم: مدل داده های تلفیقی و روش های تخمین
۳-۱۲- مقدمه
امروزه روش داده های تلفیقی به لحاظ مزایا و برتری هایی که نسبت به روش های مقطعی و سرس زمانی دارد،به طور فزاینده ای در تحقیقات اقتصادی استفاده می شود. داده های تلفیقی به مجموعه داده هایی اطلاق می شود که بر اساس آن مشاهدات به واسطه تعداد زیادی از متغیرهای مقطعی(N) که اغلب به صورت تصادفی انتخاب می شوند، در طول یک دوره زمانی (T) مورد بررسی قرار می گیرد. در این صورت N×T داده های آماری را داده های تلفیقی_سری زمانی می نامند (مشکی،۱۳۹۰).
۳-۱۲-۱- مزایای استفاده از داده های تلفیقی
از آنجا که استفاده از داده های ترکیبی به افراد ، بنگاه ها، شرکت ها و کشور ها و از این قبیل واحد ها، در طی زمان ارتباط دارند، وجود ناهمسانی واریانس در این واحدها محدود می شود.
با ترکیب مشاهدات سری زمانی و مقطعی، داده های ترکیبی اطلاعات بیشتر، تغییر پذیری بیشتر، هم خطی کمتر میان متغیرها، درجه آزادی بیشتر و کارایی بیشتر را ارائه می کند.
در مطالعه مشاهدات مقطعی تکراری، داده های ترکیبی به منظور مطالعه پویایی تغییرات، مناسب تر و بهترند.
داده های ترکیبی، تاثیراتی را که نمیتوان به سادگی در داده های سری زمانی و مقطعی مشاهده کرد بهتر معین می کنند.
داده های ترکیبی با ارائه داده برای هزاران واحد، می توانند تورشی را که ممکن است در نتیجه لحاظ افراد یا بنگاه های اقتصادی(به صورت جمعی و کلی) حاصل شود و به حداقل برسانند. به طور کلی باید گفت،داده های ترکیبی، تحلیل های تجربی را به شکلی غنی می سازد که در صورت استفاده از داده های زمانی یا مقطعی این امکان وجود ندارد. البته نمی توان گفت که مدل سازی با داده های ترکیبی هیچ مشکلی ندارد.(تفلاطونی و نیکبخت،۱۳۸۹).
۳-۱۳- انواع مدل های داده های تلفیقی
مدل های مربوط به داده های تلفیقی از انواع مختلف مدل ها تشکیل شده است در یک طبقه بندی کلی می توان مدل های مذبور را بشرح زیر طبقه بندی نمود:
الف)داده های تلفیقی ایستا
ب)داده های تلفیقی پویا
۳-۱۳-۱- مدل داده های تلفیقی ایستا
الف)مدل ضرایب ثابت(CCM)
ب)مدل اثرات ثابت(FEM)
ج)مدل اثرات تصادفی(REM)
۳-۱۳-۱-۱- مدل ضرایب ثابت: در صورتی که هیچکدام از اثرات مقطعی ویا اثرات زمانی تفاوت معنی داری از هم نداشته باشند،در آن صورت می توان تمامی داده هارا با هم ترکیب نموده و به وسیله رگرسیون حداقل مربعات معمولی (OLS) تخمین زد.مدل مزبور مدل رگرسیون ترکیبی نیز نامیده می شود. شکل کلی مدل با فرض وجود سه متغیر مقطعی (سه شرکت)، ده دوره زمانی(۲۰۰۰۰-۱۹۹۱) و دو متغیر مستقل به شرح زیر خواهد بود:
(۳-۱۲)
Y_i,t=α_۱+β_۱X_1i,t+β_۲X_2i,t+u_i,t
t=1,2,3,…,۱۰ i=1,2,3
در رابطه فوق y نشان دهنده متغیر وابسته، iنشان دهنده iامین واحد مقطعی،t نشان دهنده t امین دوره زمانی، X_i,t نشان دهنده برداری از متغیر های مستقل و u_i,t جمله خطا می باشد. اگر هر واحد مقطعی دارای تعداد یکسانی از مشاهدات سری زمانی باشد در آن صورت داده های ترکیبی، متوازن نامیده شده و در غیر اینصورت نا متوازن تلقی خواهد شد.
۳-۱۳-۱-۲- مدل اثرات ثابت: در این مدل، ضرایب شیب بین واحد های مقطعی (شرکت ها) ثابت بوده و لیکن عرض از مبدا برای هر یک از شرکت ها متفاوت می باشد.در این مدل با وجود آنکه عرض از مبدا برای هر یک از شرکت ها متفاوت می باشد و لیکن در طول زمان ثابت بوده و تغییر نمی کند و به همین دلیل نیز به مدل اثرات ثابت معروف شده است. با در نظر گرفتن فروضات قبلی،شکل کلی مدل مزبور به شرح زیر خواهد بود:
(۳-۱۳):
Y_i,t=α_i,t+ β_۱X_1i,t+ β_۲X_2i,t
اندیس iدر جمله فوق نشان دهنده ی این مطلب است که عرض از مبدا برای هر یک از واحد های مقطعی (شرکت ها) متفاوت بوده ولی در طول زمان ثابت است.
۳-۱۳-۱-۳- مدل اثرات تصادفی: در صورتیکه متغیرها به صورت تصادفی انتخاب شده باشند و بین متغیرها توضیحی و خطاها همبستگی وجود نداشته باشد، می توان برای رسیدن به تخمین کارا و سازگار از روش اثر تصادفی استفاده نمود. طرفداران روش اثرات تصادفی چنین استدلال می کنند که آوردن متغیر های مجازی در مدل رگرسیون، پوششی برای بی توجهی و ناآگاهی ما از وجود متغیر های توضیحی مناسب و بکار گرفتن آن در مدل تخمین می باشد. لذا در مدل اثرات غفلت از کاربرد متغیرهای مزبور بواسطه جمله خطا بیان می شود.
ایده اولیه مدل اثرات تصادفی مبتنی بر رابطه(۳-۱۲) می باشد. در این مدل به جای آنکه فرض شود _۱,iα ثابت است ، فرض می شود متغیری تصادفی با میانگن _۱α (بدون اندیس i) می باشد. بر این اساس مقدار عرض از مبدا به صورت زیر بیان می شود:
(۳-۱۴):
α_۱,i=α_۱+e_i
e_i جمله خطای تصادفی با میانگین صفر و واریانس ^۲σ می باشد. در این مدل اثرات احتمالی فرض بر آن است که همبستگی e_i با متغیر های توضیحی صفر می باشد:
(۳-۱۵):
Cov(x_i,t e_i) t=1,2,3,……,T
با جایگزینی رابطه(۳-۱۴)در رابطه (۳-۱۳)خواهیم داشت :
(۳-۱۶):
Y_i,t=α_۱+ β_۱X_1i,t+ β_۲X_2i,t+u_i,t+e_i
در رابطه فوق،مقدار u_i,t نشان دهنده خطای هر مشاهده بوده و e_i به عنوان یک متغیر غیر قابل مشاهده نشان دهنده خطای (تصادفی) مقطعی معین می باشد. اگر i نشان دهنده مقاطع یا افراد باشد، در این صورت در برخی موارد به آن اثر انفرادی و یا ناهمگونی فردی نیز اطلاق می شود. به صورت مشابه همین واژه ها را در ورد شرکت ها نیز می توان بکار برد.بدین ترتیب u_i,t + e_i خطای کل با شرایط cov(u_it ,e_i) برای تمام t ها و تمام i ها است که آن را می توان به عنوان جمله خطای ترکیبی (v_it) تعریف نمود. بدین ترتیب رابطه (۳-۸) را می توان بشکل زیر خلاصه نمود:
(۳-۱۷):
Y_i,t=α_۱+ β_۱X_1i,t+ β_۲X_2i,t+v_it
بنابراین در مدل اثرات تصادفی (برخلاف مدل اثر ثابت که در آن هر واحد مقطعی مقدار عرض از مبدا ثابت خود را دارد)، عرض از مبدا _۱α ،میانگین تمام عرض از مبداهای مقطعی را نشان می دهد و جز خطای u_i،انحراف عرض از مبدا انفرادی را از میانگین مشخص می نماید. (مشکی۱۳۹۰).
۳-۱۴- تفاوت بین مفاهیم pooled & panel
اگر عرض از مبدا و ضرایب شیب در طول زمان و مکان ثابت باشد، می گوییم برآورد از نوع pooled بوده است. اگر مدل به گونه ای برآورد شود که عرض از مبدا ، شیب، و یا هر دو در ابعاد زمانی، مکانی یا هر دو ثابت نباشد و تغییر کنند، می گوییم برآورد از نوع panel است. (افلاطونی و نیکبخت،۱۳۸۹).
۳-۱۴-۱- آزمون چاو
چاو(۱۹۶۰) آزمونی را معرفی کرد که برای انتخاب بین دو مدل رگرسیون تلفیقی(pooled)و مدل اثرات ثابت مورد استفاده قرار می گیرد. فرضیات آزمون مزبور بشرح زیر می باشد:
H₀:α_۱ =α_۲=…α_n-1=0عرض از مبدا با هم برابرند
H₁:α_۱≠۰ Ǝ_i€ ۱,….n-1حداقل یکی از عرض از مبدا ها با بقیه تفاوت دارد.
در این آزمون ، فرضیه صفر بیانگر برابری ضرایب و عرض از مبدا شرکت های مورد بررسی بوده و از این رو رد فرضیه صفر مبین استفاده از روش داده های پانل (مدل اثرات ثابت) و عدم رد فرضیه صفر بیانگر استفاده از روش داده های تلفیقی (pooled) می باشد.

۲-۲-۷) حسّ آمیزی :
حسّ آمیزی نیز همچون پارادوکس از زیر مجموعه های تضاد (مطابقه) محسوب می شود.و در تعریف آن گفته اند: “در یک بیان دو حسّ به هم آمیخته شوند.^[۱۱۲]“
حافظ :
بدین شعر تر شیرین زشاهنشه عجب دارم که سرتاپای حافظ را چرا در زر نمی گیرد.
(۱۴۹-۱۴)
محوی :
که شیرین و تهرِی دآ شیعرهکانم وتی: “مهحوی” که میراوی فوراتی
(۲۹۸-۴)

ترجمه :
زمانی که شعرهای شیرین و تر و آبدار مرا دید گفت:محوی تو میراب فرات هستی.
برای جلوگیری از تطویل کلام به همین دو نمونه اکتفاء می شود ، سایر صنایع معنوی مانند مراعات النظیر، تلمیح ، تضاد در جای جای دیوان حافظ و محوی قابل ملا حظه است که به طور کامل بررسی آن ها در این پژوهش ممکن نیست.

نتیجه :
حافظ ومحوی ازمیان صنایع"دویست وبیست گانه^[۱۱۳]” بهترین ها را گزینش کرده و از آن ها به میزان مشخصی بهره گرفته اند،سعی آنان این است که روابطی پنهانی بین واژگان برقرار کنند امّا این ارتباط در کلام حافظ به گونه ای است که"در هر با رخواندن ،رشته های تازه ای از آن آشکار می شود و خبر از رؤیتی ژرف نسبت به جهان و هستی می دهد و آئینه ای است برای اضطراب های متافیزیکی انسان،در حقیقت گردش دایره وار این تقابل ها،و شبکه ارتباطی اجزای شعر او بی نهایت است^[۱۱۴]“. محوی بادرک هنر حافظ در صناعات معنوی از او تأثیر پذیرفته است.
۲-۲-۳) قالبهای شعری در دیوان حافظ و محوی
قالبهای شعری مورد استفاده شاعران کلاسیک عبارتند از:مثنوی،قصیده،غزل مسمّط،ترکیب بند،ترجیع بند،مستزاد،رباعی،دو بیتی و مفردات
قالب های مشترک شعری در دیوان حافظ و محوی :
۲-۲-۳-۱) غزل
در دیوان حافظ ۴۹۵ غزل هست که با غزل :
“الا ایّها السّاقی ادر کاساًوناولها که عشق آسان نمود اوّل ولی افتاد مشکلها“
آغاز می شوند. و با این غزل که مطلع آن بیت زیر است پایان می یابند:
“می خواه و گل افشان کن از دهر چه می جویی این گفت سحر گه گل ،بلبل تو چه می گویی“
در دیوان محوی ۱۳۲ غزل کردی و ۷۵ غزل فارسی است که غزلهای کردی با غزل :
لهم بهحری فیتنه بهلَکی نهجاتت بدا خودا داویَنی با خودا بطره بهرده ناخودا
(۳-۱)

ترجمه :
اگر می خواهی از این بحر فتنه نجات یابی به مردان خدا متوسّل شو و از ناکسان دوری کن.
شروع می شود و با غزل زیر پایان می یابد:
خهتتی دهوری لیَوی ئالَت ئهی مهسیحا لام و بآ ههر له جامهی سهبز ئهضآ بؤ غهین و نوون و جیم و هآ
(۲۳۳-۲)

ترجمه :
ای یاری که لب تو مانند لب مسیح زندگی بخش است خط سبز دور لب قرمز رنگت شبیه برگ سبزی است که دور غنچه قرار گرفته باشد.
غزل های فارسی با غزل زیر شروع می شوند :
ای خنده،ز زیر لب جانانه بیرون آ ای نشئه فزا باده،زپیمانه بیرون آ
و با غزل زیر به پایان می رسد:
دهن نمای شرفیاب گوهر افشانی نفس گشای بوصف امّام ربّانی
۲-۲-۳-۲) قصیده
حافظ سه قصیده مدحی سروده است :
قصیده نخست شامل ۴۰ بیت در مدح شاه شجاع/ ص۸۱
مطلع :
شد عرصۀ زمین چو بساط ارم از پرتو سعادت شاه جهان ستان
مقطع :
هم کام من به خدمت توگشته منتظم هم نام من به مرحمت تو گشته جاودان
قصیده دوم ۴۰ بیت در مدح قوام الدین محمّد صاحب عیار وزیر شاه شجاع/ ص۸۵
مطلع :
ز دلبری نتوان لاف زد به آسانی هزار نکته در این کار هست تا دانی
مقطع :
به باغ ملک ز شاخ امل به عمر دراز شکفته باد گل دولتت به آسانی
قصیده سوم ۴۴ بیت داردو شاه شیخ ابواسحاق را مدح گفته است :/ ص ۸۹
مطلع :
سپیده دم که صبا لطف جان گیرد چمن زلطف هوا نکته برجنان گیرد

همان‌طور که مشخصه‌ های برازندگی جدول نشان می‌دهد داده‌های این پژوهش با ساختار عاملی و زیربنای نظری پژوهش برازش مناسبی دارد و این بیانگر همسو بودن سوالات با سازه‌های نظری است.
تحلیل عامل تاییدی متغیر مستقل محتوای وبسایت
در پرسشنامه ارزیابی پذیرش کیفیت خدمات الکترونیکی، رضایت و تمایلات مشتری در بانک ملت استان کرمانشاه، میزان تاثیر متغیر مستقل محتوای وبسایت با بهره گرفتن از ۶ سوال بررسی شده است(سوال های ۲۷ تا ۳۲). مدل زیر مدل استاندارد شده بررسی متغیر مستقل محتوای وبسایت در نرم افزار لیزرل می باشد که رابطه متغیر و نشانگرهای آن ترسیم شده است:
شکل ۴ – ۱۳ مدل استاندارد شده بررسی متغیر مستقل محتوای وبسایت در نرم افزار لیزرل
با توجه به شکل بالا معیارهای RSMEA، P-Value و کای دو تقسیم بر درجه آزادی در سطح قابل قبولی قرار دارند و مدل دارای برازش مناسب می باشد. شکل بالا نشان می دهد که سوال ۲۷ دارای بیشترین تاثیر با میزان تاثیر ۴۰/۰ و سوال ۲۸ دارای کمترین تاثیر با میزان تاثیر ۰۳/۰- روی متغیر مستقل محتوای وبسایت می باشند.
اکنون به بررسی معنی داری هر یک از روابط فوق با بهره گرفتن از نمودار آماره تی استودنت می پردازیم. با توجه به اینکه مقدار آماره تی استودنت نشان داده شده در شکل زیر برای سوال های ۲۷، ۳۰ و ۳۲ بیشتر از ۹۶/۱ است، در نتیجه روابط بین این ۳ سوال و متغیر پنهان معنی دار می باشند و برای تجزیه و تحلیل های بعدی و استفاده در مدل معادلات ساختاری باید در مدل بمانند. ولی برای سوال های ۲۸، ۲۹ و ۳۱ مقدار آماره تی از ۹۶/۱ کمتر است، پس این ۳ سوال برای تجزیه و تحلیل های بعدی و مدل معادلات ساختاری باید حذف شوند.

شکل ۴ – ۱۴ مقادیر t-value مدل استاندارد بررسی متغیر مستقل محتوای وبسایت در نرم افزار لیزرل
با توجه به مقادیر آماره تی استیودنت مربوط به خطا ها ملاحضه می گردد که مقادیر این آماره برای همه سوال ها بیشتر از ۹۶/۱ است و نشان می دهد که با مقدار معناداری از خطا مواجه هستیم. برای آنکه نشان دهیم این مقادیر به دست آمده تا چه حد با واقعیت‌های موجود در مدل تطابق دارد باید شاخص‌های برازش مورد مطالعه قرار گیرد. همچنین با توجه به بار های عاملی موجود در هر یک از ابعاد می‌توان در مورد اهمیت هر یک از نشانگرها تصمیم گیری نمود.
جدول ۴ – ۱۵ بارهای عاملی و T-Value نشانگرهای مربوط به بررسی متغیر مستقل محتوای وبسایت

شکل (۲-۱۲) نشست ایجاد شده در برابر شدت انرژی اعمال شده برای بعضی پروژه­ های ذکر شده در جدول (پیوست-الف) با توجه به جنس مصالح

لو^[۱۳] و لی^[۱۴] رابطه بین نشست ایجاد شده در برابر شدت انرژی را، برای پروژه­ های مشخص شده در جدول (۲-۵) بصورت شکل (۲-۱۳) ارائه نمودند [۱۷]. در این شکل بهسازی به وسیله کوبش به مراحل تراکم دینامیکی (DC)، جایگزینی دینامیکی (DR) و جایگزینی دینامیکی و مخلوط شدن (DRM) و مراحل انتقالی بین آنها تقسیم شده است. هرکدام از این حالات برتغییرات مشخصی در مکانیزم بهسازی زمین دلالت می­ کند و طبیعت زمین را بعد از بهسازی را نشان می­دهد. با توجه به شکل نتایج زیر قابل استخراج است [۱۷]:
کوبش یک نقطه با یک تراز ثابت انرژی باعث افزایش نشست تا حد مشخصی می­­شود و بعد از آن ادامه کوبش تغییراتی در نشست بوجود نمی­آورد. به این تراز انرژی، شدت انرژی اشباع می­گویند که در شکل (۲-۱۳) I_SA، I_SB، I_SC، I_SD نشان دهنده شدت انرژی برای منحنی­های A، B، C، D می­باشد.
منحنی­های A و B برای دو پروژه با شرایط ژئوتکنیکی مشابه می­باشند. با توجه به این دو منحنی مشخص می­ شود که اعمال شدت انرژی بیشتر باعث افزایش نشست شده است. (انرژی هر سقوط برای منحنی A، ۲۵۰ تن متر و برای منحنی B، ۱۰۰۰ تن متر است).
منحنی D که بالاتر از منحنی A، B، C قرار دارد انطباق خوبی با مصالح سفت تر دارد.
همانگونه که در شکل (۲-۱۳) نشان داده شده است نقاط I_SA، I_SB، I_SC، I_SD روی منحنی­های A، B، C، D نشان دهنده حداکثر نشست می­باشد که با اتصال این نقاط به یکدیگر بوسیله منحنی هیپربولیک مکان هندسی نقاطی که دارای شدت انرژی اشباع هستند مشخص می­ شود.
جدول (۲-۵) انرژی سقوط و فشار حدی قبل و بعد از بهسازی برای پروژه­ های ذکر شده

ضریب چولگی در رابطه با اغلب متغیرهای پژوهش مثبت است، این موضوع بیانگر وجود چوله به راست و تمایل متغیرها به مقادیر کوچک تر است. همچنین مثبت بودن ضرایب کشیدگی، حکایت از این مطلب دارد که توزیع متغیرها از توزیع نرمال بلندتر بوده و داده ها حول میانگین متمرکز شده است. در نهاین نتایج آزمون جارک- برا با توجه به اینکه سطح خطای محاسبه شده کوچکتر از ۰۵/۰ است، نشان دهنده ی عدم توزیع نرمال برای کلیه متغیرهای پژوهش است ولیکن با توجه به زیاد بودن داده های تلفیقی، با استناد به قضیه ی حد مرکزی عدم نرمال بودن توجیه می گردد، زیرا این قضیه می گوید که توزیع میانگین تعداد زیادی متغیر تصادفی، نرمال است حتی اگر توزیع خود متغیرها نرمال نباشد.

نتایج آزمون های اولیه و تخمین ها
در این پژوهش، به منظور آزمون فرضیات از روش داده های تابلویی استفاده شده است. در روش مزبور ابتدا باید ببینیم استفاده از مدل pooledبهتر است یا مدل اثرات ثابت، که این امر با آزمون چاو صورت می گیرد. اگر مدل pooledارجح بود، کار تمام است. ولی اگر مدل اثرات ثابت ارجح بود، باید آن را در مقابل مدل اثرات تصادفی آزمون کنیم تا از میان این دو، مدل مناسب جهت برآورد معین شود که این کار با آزمون هاسمن صورت می گیرد. به منظور ارائه دید بهتر و جامع تری نسبت به نتایج تخمین ها، این نتایج در قالب جداول مربوط خلاصه و درج شده است. در ادامه به تشریح بررسی های انجام شده و جداول نتیجه اجرای مدل از نرم افزار Eviewsنسخه ۶ پرداخته می شود.
فرضیه ی اول
بین سازوکارهای کنترلی شرکتها و میزان نگهداشت وجه نقد آن هارابطه معناداری وجود دارد.
H₀: بین سازوکارهای کنترلی شرکتها و میزان نگهداشت وجه نقد آن هارابطه معناداری وجود ندارد.
H_1: بین سازوکارهای کنترلی شرکتها و میزان نگهداشت وجه نقد آن هارابطه معناداری وجود دارد.
آزمون چاو (CHOW) فرضیه ی اول
از آزمون چاو استفاده می شود برای اینکه ببینیم این عرض از مبدأها از لحاظ آماری تفاوت معنی داری دارند یا خیر.
آزمون چاو برای بررسی وجود اثرات ثابت به شکل زیر تنظیم می شود:
H₀: عدم وجود اثرات ثابت (برابری عرض از مبدأها) Pooledمدل
H₁: وجود اثرات ثابت مدل اثرات ثابت
نتیجه ی آزمون چاو فرضیه ی فرعی اول در جدول ۴-۳ آمده است:
جدول ۴-۳ خروجی آزمون چاو فرضیه ی اول
Model 1:
اثر تست آماره درجه آزادی P-VALU
Cross-section F 179944/26 (82.245) 0000/0
همان طوری که ملاحظه می گردد، با توجه به (P-value)بدست آمده فرضیه ی صفر مبنی بر برابری عرض از مبدأها رد می شود. بنابراین، در این مرحله مدل اثرات ثابت به عنوان مدل ارجح انتخاب می گردد.
آزمون هاسمن فرضیه ی اول
همانطور که ملاحظه می گردد، نتایج آزمون چاو مبنی بر انتخاب مدل اثرات ثابت می باشد، حال می بایست مدل اثرات ثابت در مقابل مدل اثرات تصادفی آزمون گردد. برای این کار از آزمون هاسمن استفاده می شود. برای انجام آزمون هاسمن، ابتدا می بایست مدل اثرات تصادفی- زمانی را برآورد کنیم. آزمون هاسمن برای بررسی وجود اثرات تصادفی به شکل زیر تنظیم می شود:
H₀: بین اثرات فردی و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود ندارد. مدل اثرات تصادفی
H₁:بین اثرات فردی و متغیرهای توضیحی همبستگی وجود دارد. مدل اثرات ثابت
نتیجه ی آزمون هاسمن فرضیه ی فرعی اول در جدول ۴-۴ آمده است:
جدول ۴-۴ خروجی آزمون هاسمن فرضیه ی اول
Model 1:
اثر تست آماره درجه آزادی P-VALUE
Cross-section random 520754/18 9 0296/0
همان طور که ملاحظه می گردد، با توجه به P-valueبدست آمده در سطح معنی داری ۵٪ ، فرضیه ی یک مبنی بر وجود رابطه بین اثرات فردی و متغیرهای توضیحی رد نشده است. بنابراین می بایست برای برآورد مدل از روش اثرات ثابت استفاده شود.
آزمون فرضیه ی اول بر حسب مدلهای تعیین شده
به منظور آزمون فرضیه ی اول، پس از انجام آزمون هاسمن و انتخاب روش اثرات تصادفی اقدام به برآورد ضرایب مدل با بهره گرفتن از روش حداقل مربعات تعمیم یافته برآوردی (EGLS)گردیده است.
فرضیه ی اول- بین سازوکارهای کنترلی شرکتها و نسبت جاری شرکت ها رابطه معناداری وجود دارد.
بر مبنای فرضیه ی فوق، فرضیه های آماری تحقیق بشرح زیر طبقه بندی شده است:
H₀: بین سازوکارهای کنترلی شرکتها و نسبت جاری شرکت ها رابطه معناداری وجود ندارد.
H_1:بین سازوکارهای کنترلی شرکتها و نسبت جاری شرکت ها رابطه معناداری وجود دارد.
نتایج حاصل از آزمون فرضیه فوق با بهره گرفتن از روش EGLSدر نگاره ۴-۵ ارائه گردیده است:
جدول ۴-۵ تخمین مدل اول

Model 1:
از روش EGLS برای تحلیل مدل استفاده شده است