همانطور که گفته شد داده ها از نوع نمونه های وابسته هستند که به صــورت زوجی جمع آوری شده اند. به عنوان مثال برای تعیین اینکه آیا تامین مالی بر متغیر “جاری” اثر گذار است یا خیر، آزمون آماری t یا ویلکاکسون در نظر گرفته شده است. با فرض آنکه متغیر “جاری” قبل و بعد از احتساب به ترتیب با x₁ و x₂ مشخص شوند. هدف این است که مشخص شود آیا اختلاف میانگین متغیر “جاری” شرکت ها در دو نمونه وابسته (قبل و بعد از احتساب) صفر می باشد یا خیر. در صورت پذیرش صفر بودن این اختلاف ها نتیجه گرفته می شود که احتساب تامین مالی، تغییری درنسبت جاری شرکت ها ایجاد نمی کند.

اکنون می توان برای هر یک از ۵ متغیر محاسبه شده درصدد بررسی نمودن فرضیه های مطرح شده بود. به همین منظور هر سال به سه قسمت تقسیم می شود به طوریکه در هر زیر بخش تنها یکی از فرض ها بررسی می شوند، بنابراین زیر بخش اول تنها شامل تحلیل سه متغیر “جاری"، “سریع” و “نقدینگی"، زیر بخش دوم شامل ۲ متغیر “کل بدهی” و “فزونی بدهی ها بر دارایی ها” و زیر بخش سوم شامل هر ۵ متغیر یعنی شامل نتیجه گیری های هر دو زیر بخش قبلی می باشند. برای هر سال ابتدا نمودار پراکنش هر متغیر رسم شده است. همچنین برای تفاضل مقادیر دو نمونه   آزمون نرمالیته کولموگوروف اسمیرنوف را اجرا گردیده است. براساس نتایج حاصل از این آزمون و نمودارهای رسم شده، درخصوص انتخاب آزمون آماری پارامتری و یا ناپارامتری تصمیم مناسب اتخاذ شده است. در آخر نیز همبستگی میان متغیرهای زوجی را مورد بررسی قرار گرفته است . نرم افزار آماری مورد استفاده در این تحقیق، نرم افزار آماری SPSSنسخه ۱۱٫۵می باشد و سطح معناداری آزمون ها ۰٫۰۵ درنظر گرفته شده است. یعنی با اطمینان ۹۵% نسبت به آزمون هر یک از فرضیه ها اقدام شده است.
۲-۴ نتایج تحلیل دادها :
سال ۸۰
این سال شامل ۱۷ شرکت می باشد که برای هر شرکت مقادیر (متغیرهای) “جاری"، “سریع"، “نقدینگی"، “کل بدهی” و “فزونی بدهی ها بر دارایی ها” قبل و بعد از احتساب تامین مالی محاسبه شده اند.
فرضیه ۱: استفاده از تامین مالی خارج از تراز نامه باعث تغییر در نسبت های کلیدی شرکت ها می شود.
برای آزمون این ادعا ابتدا می بایست فرض های آزمون t بررسی شوند. نمودارهای پراکنش سه متغیر جاری، سریع و نقدینگی( مراجعه به پیوست) . مشاهده می شود که می توان داده شماره ۹ را برای دو متغیر جاری و سریع نمودار(۴-۱)و(۴-۲) وداده ۱۶ را برای متغیر نقدینگی نمودار(۴-۳) به عنوان داده پرت در نظر گرفت. زیرا مقدار این متغیرها برای این دو شرکت در این سال نسبت به بقیه شرکت ها بسیار بزرگ بوده اند. همچنین یک ارتباط خطی میان متغیرهای زوج شده در هر نمودار دیده می شود . در ادامه شدت (مقدار) این ارتباط خطی محاسبه و آزمون شده است.
اکنون نرمال بودن این سه متغیر مورد آزمون قرار می گیرد. برای این منظور ابتدا   های هر سه متغیر محاسبه شده اند. شرط نرمال بودن این تفاضل ها در استفاده از آزمون t الزامی است. برای هر تفاضل ابتدا جدولی از ویژگی های توصــــیفی آن مانند میانگین، میانه و … آورده شده است و سپـــس p-value آزمون های آماری جهت بررسی نمودن فرض نرمالیته (آزمون کولموگوروف و شاپیرو ویلک) محاسبه شده است. در اینجا تنها p-value آزمون کولموگوروف اسمیرنوف را جهت نتیجه گیری استفاده می شود (به دلیل توان بیشتر این آزمون نسبت به آزمون شاپیرو ویلک).
،   و   به ترتیب تفاضل های جاری، سریع و نقدینگی قبل و بعد از احتساب می باشند.
میزان چولگی skewness درجدول(۴-۱) پیوست و کشیدگی kurtosis برای هر سه متغیر انحراف بزرگی از نرمال را نشان می دهند. همچنین براساس مقادیر میانه و میانگین نیز می توان عدم وجود تقارن را در چگالی توزیع این متغیرها حدس زد.
p-value آزمون کولموگوروف اسمیرنوف در جدول(۴-۲) پیوست زیر نیز انحراف شدید از فرض نرمالیته را نشان می دهد. به عبارت دیگر فرض صفر این آزمون یعنی نرمال بودن، قویا (با اطمینان ۹۵%) رد می شود.
همچنین نمودارهای مستطیلی (جعبه ای یا box) خصوصا برای شناسایی مقادیر پرت و انتهایی در داده ها مفید می باشند. ساختار یک نمودار مستطیلی نشان دهنده بخشی از توزیع است که بین صدک ۲۵ و ۷۵ قرار می گیرد. خـط افقی ضخیمی که درون چهار گوش قرار می گیرد، مـــــیانه می باشد. قرار نگرفتن میانه در وسط چهار گوش نشانه چولگی است. یک مقدار پرت در این نمودار به عنوان مقداری تعریف می شود که بیشتر از ۱٫۵ برابر طول چهار گوش از آن فاصله دارد که در نمودار با o نشان داده می شود. یک مقدار انتهایی مقداری است که بیشتر از ۳ برابر طول چهــــــار گوش از آن فاصله دارد که با * مشخص می شود. برای هر ۳ متغیر این نمودارها رسم شده اند.نمودارهای (۴-۴)و(۴-۵)و(۴-۶) پیوست
با توجه به نمودارها مشاهده می شود که برای   ، داده شماره ۶ به عنوان داده پرت و ۹ به عنوان داده انتهایی در نظر گرفته شده اندنمودار(۴-۴) پیوست. وضعیت برای متغیر   نیز مشابه است. برای متغیر   داده ۱۶ به عنوان داده انتهایی مشخص شده است.نمودار(۴-۶) پیوست
اما همانطور که گفته شد برای زمانیکه ناهنجاری هایی در داده ها دیده می شود دو رویکرد وجود دارد. یا داده ناهنجار (پرت یا انتهایی) حذف و فرض های آزمون t (نرمال بودن) دوباره برای مجموعه جدید بررسی می شوند. البته در اینجا انتظار می رود با حذف داده ی پرت، فرض های آزمون برقرار شوند، سپس برای آزمون اختلاف میانگین ها از آزمون پارامتری استفاده می شود ، اما به دلیل کم بودن حجم داده های حاضر به نظر می رسد که در صورت امکان تمام داده ها حفظ گردند.، در واقع قصد آن است که همه شرکت های ثبت شده در این سال در تحلیل داده ها حضور داشته باشند. بنابراین جهت آزمون فرضیه ۱ رویکرد دوم به صورت سهل و ممتنع انتخاب شده است . به عبارت دیگر آزمون ناپارامتری ویلکاکسون برای این منظور در نظر گرفته شده است.
جـــدول(۴-۳) پیوست برای برقرار بودن این فرضیه کافی است که آزمون صفر بودن میانگین حداقل یکی از این سه متغیر   ،   و   رد شود. به عبارت دیگر آزمون فرض زیر را خواهیم داشت:

حداقل یکی از میانگین ها غیر صفر باشد
خروجی آزمون ویلکاکسون برای هر سه متغیر در زیر آورده شده است:
با توجه به p-value های هر سه آزمون نتیجه گرفته می شود که فرض صفر با اطمینان ۹۵% رد شده است. به مفهوم دیگر داده های سال ۸۰ ادعای مطرح شده (فرضیه ۱) را قویا می پذیرند.
اکنون لازم است که برای هر متغیر زوج شده آزمون همبستگی میان آنها را محاسبه گردد. در اینجا نیز چون داده ها از توزیع نرمال پیروی نمی کنند از آزمون همبستگی ناپارامتری کندال استفاده شده است.جدول(۴-۴) پیوست
مشاهده می شود که رابطه خطی میان دو متغیر جاری قبل از احتساب و بعد از احتساب بسیار قوی می باشد. (۰٫۸۷) همچنین آزمون صفر بودن همبستگی میان این دو متغیر قویا رد شده است. در واقع می توان گفت که تـــــامین مالی خارج از ترازنامه اثر مستقیمی بر روی نسـبت جاری شرکت ها می گذارد.
در مورد متغیرهای سریع و نقدینگی نیز وضعیت مشابه جاری است. ارتباط خطی برای این دو متغیر نیز بسیار قوی محاسبه شده است. مقدار ضریب همبستگی خطی هم برای متغیر سریع در قبل و بعد از احتساب و همچنین نقدینگی در این دو وضعیت یکسان می باشد. (۰٫۹۸) بنابراین در این حالت نیز اثر تامین مالی بر روی مقادیر سریع و نقدینگی شرکت ها به وضوح مشــــهود است. جدول
(۴-۵)و(۴-۶) پیوست
بنابراین با بهره گرفتن از آزمون ضریب همبستگی متغیرهای زوجی نیز نشان داده ایم که فرضیه ۱ براساس داده های جمع آوری شده ادعای درستی می باشدیعنی فرض H0 رد شده و فرضیه پژوهش یا H1 تائید می گردد .
فرضیه ۲: استفاده از تامین مالی خارج از تراز نامه باعث تغییر در ساختار سرمایه از طریق قابلیت پرداخت دیون شرکت ها می شود.
مراحل روش کار در این قسمت نیز مشابه قسمت قبل است. تنها متغیرهای مورد بررسی دو متغیر کل بدهی و فزونی بدهی ها بر دارایی ها می باشد.
با رسم نمودارهای پراکنش این دو متغیر مشاهده می شود که ارتباط خطی میان این دو متغیر زوجی بسیار قوی است. همچنین می توان گفت داده شماره ۱۰ درنمودار(۴-۷) پیوست را برای کل بدهی، داده پرت در نظر گرفت.
اکنون لازم است با محاسبه تفاضل های این دو متغیر بررسی فرض نرمالیته برای آنها انجام گردد. ابتدا در جدول (۴-۷) پیوست ویژگی های توصیفی متغیر   مشاهده می شود. با توجه به مقادیر میانه، میانگین، چولگی و کشیدگی آن یک عدم تقارن حدس زده می شود. همچنین آزمون کولموگوروف اسمیرنوف در سطح معناداری ۰٫۰۵ رد نشده است جدول(۴-۸) پیوست یعنی فرض نرمالیته   را می توان با اطمینان ۹۵% پذیرفت. در حالیکه نمودار box حـاکی از یک عدم تقارن می باشد. نمودار(۴-۹) پیوست داده شماره ۱۲ را به عنوان داده پرت مشخص کرده است. بنابراین برای این متغیر هم نتایج مربوط به آزمون t آورده شده است جدول (۴-۹) پیوست و هم آزمون ناپارامتری ویلکاکسون جدول(۴-۱۰) پیوست. در ادامه برای آزمون نرمالیته متغیر   نیز نتایج مشابه ای حاصل شده است. تنها در نمودار مستطیلی این متغیر، عدم تقارن مشاهده شده است اما داده ای به عنوان پرت یا دورافتاده معرفی نشده است. درنتیجه با توجه به پذیرش فرض نرمال بودن برای هر دو متغیر در سطح معناداری ۰٫۰۵ و وجود عدم تقارن در نمودار جعبه ای هر دو آزمون پارامتری و ناپارامتری مورد استفاده قرار گرفته است.
جدول ۴-۷
خروجی آزمون های t و ویلکاکسون برای دو متغیر کل بدهی و فزونی بدهی ها بر دارایی ها درجداول زیر دیده می شوند جداول (۴-۱۱)و(۴-۱۲)و(۴-۱۳)و۴-۱۴)و(۴-۱۵). پیوست
همانطور که مشاهده می شود برای هر دو متغیر فرض صفر بودن تفاضل میانگین ها قویا رد شده است. به مفهوم دیگر تامین مالی اثر معناداری بر روی هر دو متغیر یعنی هم کل بدهی و هم فزونی بدهی ها بر دارایی ها دارد. بنابراین فرضیه ۲ نیز پذیرفته می شود و در واقع استفاده از تامین مالی خارج از تراز نامه باعث تغییر در ساختار سرمایه از طریق قابلیــت پرداخت دیون شرکت ها می شود.
در اینجا نیز لازم است که مقادیر همبستگی خطی میان کل بدهی قبل و بعد از احتساب و همچنین فزونی بدهی ها بر دارایی ها قبل و بعد مورد محاسبه قرار گیرد جداول (۴-۱۶)و(۴-۱۷). پیوست
مقدار بزرگ ضریب همبستگی میان هر دو متــغیر حاکی از وجود یک رابطه خطی قوی میان آنها می باشد. در اینجا نیز می توان گفت تامین مالی اثر مستقیمی بر روی مقادیر کل بدهی و فزونی بدهی ها بر دارایی های شرکت ها می گذارد.
فرضیه ۳: استفاده از تامین مالی خارج از تراز نامه باعث تردیدی عمده در فرض تداوم فعالیت از طریق فزونی کل بدهی ها به کل دارایی ها می شود.
همانطور که گفته شد برای بررسی نمودن این فرضیه آزمون هر ۵ متغیر بررسی شده در دو قسمت قبل لازم می باشد. بنابراین با توجه به نتایج حاصل برای متغیرها نتیجه گرفته می شود که این فرضیه نیز پذیرفته شده است. یعنی احتساب تامین مالی اثر معناداری بر روی نسبت های جاری، سریع، نقدینگی، کل بدهی و فزونی بدهی ها بر دارایی های شرکت ها می گذارد.
۳- ۴ نتایج تحلیل داده ها- سال ۸۱
این سال شامل ۱۱ شرکت می باشد. روش کار برای این سال نیز مشابه سال قبل است.
فرضیه ۱: استفاده از تامین مالی خارج از تراز نامه باعث تغییر در نسبت های کلیدی شرکت ها می شود.
در اینجا نیز سه متغیر جاری، سریع و نقدینگی مورد بررسی قرار گرفته اند. همانطور که درنمودارهای (۴-۱۲)و(۴-۱۳)و(۴-۱۴) پیوست مشاهده می شود پراکنش این متغیرها برای قبل و بعد از احتساب تامین مالی در مقابل یکدیگر رسم شده اند. یک روند خطی قوی مشهود است.
اکنون برای تفاضل های حاصل از این سه متغیر به ترتیب جدول توصیفی آنها، آزمون نرمال بودن و نمودار جعبه ای نمودار (۴-۱۴) پیوست بدست آورده شده اند. سپس برای هر متغیر با انتخاب آزمون ویلکاکسون آزمون صفر بودن میانگین آنها بررسی شده است جدول (۴-۱۸) پیوست. همچنین آزمون همبستگی جهت نشان دادن رابطه خطی قوی میان متغیرهای قبل و بعد از احتساب محاسبه شده است.
فرض نرمال بودن متغیر   یعنی تفاضل مقادیر جاری قبل و بعد از احتساب را می توان با اطمینان ۸۰% رد کرد. همچنین یک عدم تقارن و وجود یک داده پرت در نمودار جعبه ای قابل مشاهده است. بنابراین با بهره گرفتن از آزمون ویلکاکسون، آزمون صفر بودن میانگین   در زیر محاسبه شده است.جدول (۴-۲۰) پیوست مشاهده می شود که فرض صفر قویا رد شده است. چون با اطمینان ۹۵% می توان فرض نرمالیته را پذیرفت، نتایج آزمون t نیز آورده شده اند جداول (۴-۲۱)و(۴-۲۲) پیوست به عبارت دیگر می توان گفت مقادیر جاری قبل از احتساب به طور متوسط با مقادیر بعد از احتساب دارای اختلاف معناداری می باشند.
مچنین آزمون همبستگی نیز یک ارتباط خطی معنی دار را نشان می دهد و شدت خطی بودن رابطه میان این دو متغیر ۰٫۶۷ برآورد شده است جدول (۴-۲۳) پیوست .
حال برای متغیر سریع این تفاضل یعنی   محاسبه شده است جداول (۴-۲۴)و(۴-۲۵)و(۴-۲۶)و
(۴-۲۷) پیوست با توجه به خروجی های زیر نتایج مشابهی نسبت به حالت قبل (متغیر   ) بدست آمده است. درنتیجه برای متغیر سریع نیز اثر تامین مالی بر روی مقادیر آن به طور معناداری قابل قبول می باشد.
نتایج برای متغیر نقدینگی در جداول (۴-۲۸)و(۴-۲۹)و(۴-۳۰)و(۴-۳۱) پیوست مشاهده می شود. برای   آزمون نرمالیته قویا رد شده است. در نهایت آزمون ویلکاکسون نیز رد شده است. شدت رابطه خطی نیز ۰٫۹۳۸ برآورد شده است. درنتیجه برای متغیر نقدینگی نیز اثر تامین مالی بر روی مقادیر آن به طور معناداری قابل قبول می باشد.
نتایج بالا موید آن است که فرضیه یک قویا قابل پذیرش است .
فرضیه ۲: استفاده از تامین مالی خارج از تراز نامه باعث تغییر در ساختار سرمایه از طریق قابلیت پرداخت دیون شرکت ها می شود.
همانطور که گفته شد برای بررسی نمودن این فرضیه کافی است دو متغیر کل بدهی و فزونی بدهی ها بر دارایی ها مورد بررسی قرار گیرند. خروجی های حاصل برای این دو متغیر همگی حاکی از این مطلب هستند که تامین مالی بر روی مقادیر کل بدهی و فزونی بدهی ها بر دارایی ها دارای اثر معناداری می باشد نمودار های (۴-۱۶)و(۴-۱۷)و(۴-۱۸)و جداول (۴-۳۲)و(۴-۳۳)و(۴-۳۴)و
(۴-۳۵)و(۴-۳۶)و(۴-۳۷)و(۴-۳۸)و(۴-۳۹) پیوست.
به دلیل اینکه نتایج حاصل از آزمون داده ها عینا همانند سال ۸۰ و۸۱ می باشد ،لذا در اینجا از توضیح مجدد آن خودداری می شود .