تأثیر سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش بر ارزش بازار شرکت با توجه به محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

مقاله 3، دوره 11، شماره 42، مرداد 1398، صفحه 47-70   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

رضوان حجازی^{* 1}؛ سونا نوروزی²؛ فاطمه قشقایی³

¹استاد گروه حسابداری، دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران

²کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه تهران، تهران، ایران

³کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران

چکیده

هدف این پژوهش بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش باتوجه به محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها بر ارزش بازار شرکت است. علی‌رغم پژوهش‌های بسیاری که در زمینه «مدیریت» سرمایه در گردش انجام شده‌اند، تاکنون در ایران پژوهشی به‌طور خاص به بررسی «سرمایه‌گذاری» در سرمایه در گردش و اثر آن بر ارزش بازار شرکت باتوجه به «محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها» نپرداخته ‌است. در این پژوهش شرکت‌های مورد بررسی به دو گروه دارای محدودیت و بدون محدودیت در تأمین منابع مالی تقسیم شدند. به منظور آزمون فرضیات پژوهش از روش الگوهای داده‌های ترکیبی استفاده شده است. جامعة آماری پژوهش حاضر، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. در نهایت داده‌های مربوط به 127 شرکت مورد بررسی قرار گرفت. نتایج یافته‌های پژوهش نشان داد که رابطه معناداری بین «سرمایه در گردش» و «ارزش بنگاه» باتوجه به محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها، در شرکت‌های مورد بررسی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود ندارد.
The purpose of this paper is to examine the Effect of firm's Working Capital Efficiency under Financing Constraint on Market Value of those Firms. In this study companies divided into two main groups according financing constraint: firms with financing constraint and without financing constraint. In order to test the research hypotheses, Pooled and Panel models used. The population of this study includes all listed companies of Tehran Stock Exchange which were in stock market. Finally, data of 127 companies were examined. Findings of the research indicate that there is no significant relationship between working capital and firm value according financing constraint in Tehran Stock Exchange listed companies.
 
Keywords: Investment in Working Capital, Market Value of the Firm, Financing Constraint.

کلیدواژه‌ها

سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش؛ ارزش بازار شرکت؛ محدودیت‌های تأمین مالی

اصل مقاله

 

تأثیر سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش بر ارزش بازار شرکت

با توجه به محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها

 

رضوان حجازی

تاریخ دریافت: 11/01/1398            تاریخ پذیرش: 15/03/1398

[1]

سونا نوروزی[2]

فاطمه قشقایی[3]

 

چکیده

هدف این پژوهش بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش باتوجه به محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها بر ارزش بازار شرکت است. علی‌رغم پژوهش‌های بسیاری که در زمینه «مدیریت» سرمایه در گردش انجام شده‌اند، تاکنون در ایران پژوهشی به‌طور خاص به بررسی «سرمایه‌گذاری» در سرمایه در گردش و اثر آن بر ارزش بازار شرکت باتوجه به «محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها» نپرداخته ‌است. در این پژوهش شرکت‌های مورد بررسی به دو گروه دارای محدودیت و بدون محدودیت در تأمین منابع مالی تقسیم شدند. به منظور آزمون فرضیات پژوهش از روش الگوهای داده‌های ترکیبی استفاده شده است. جامعة آماری پژوهش حاضر، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد. در نهایت داده‌های مربوط به 127 شرکت مورد بررسی قرار گرفت. نتایج یافته‌های پژوهش نشان داد که رابطه معناداری بین «سرمایه در گردش» و «ارزش بنگاه» باتوجه به محدودیت تأمین مالی شرکت‌ها، در شرکت‌های مورد بررسی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود ندارد.

 

واژه‌های کلیدی: سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش، ارزش بازار شرکت، محدودیت‌های تأمین مالی.

 

1- مقدمه

سرمایه در گردش به عنوان عاملی حیاتی برای فعالیت یک بنگاه اقتصادی درنظر گرفته‌می‌شود و مدیریت اثربخش سرمایه در گردش، یکی از پیش‌شرط‌های اساسی برای موفقیت بنگاه است. مدیریت سرمایه در گردش، به دنبال برقراری تعادل حساس بین حفظ نقدینگی برای پشتیبانی از عملیات روزانه و حداکثرسازی فرصت‌های سرمایه‌گذاری کوتاه مدت است (مرادی و نجار، 1392). در پژوهشی که توسط راپاپورت[i](1998) بر روی محرک‌های مؤثر بر ارزش سهام انجام شد، از هفت محرک مؤثر بر ارزش سهام شناسایی شده، بهبود اثربخشی و کارایی استفاده از سرمایه در گردش به عنوان ساده‌ترین راه قابل اجرا جهت افزایش ارزش سهام شناسایی شدند. سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش، تنها سرمایه‌گذاری است که بنگاه انتظار بازده محدود و تعریف شده از آن ندارد (وازیوزمن[ii]، 2015). در سال 1996 این مساله بسیار مورد توجه قرار گرفت که شرکت‌ها مزیت رقابتی خود را از طریق بهبود مدیریت مؤثر سرمایه در گردش از جمله افزایش جریان نقدی و مدیریت بهتر موجودی کالا ارتقا دهند که در این مورد توجه ویژه‌ای به به اندازه بنگاه‌ها شد. بررسی عملکرد شرکت‌هایی که توجه ویژه‌ای به سرمایه در گردش خود داشته‌اند، رابطهٔ معناداری بین سرمایه در گردش و سودآوری را نشان می‌دهد. از این‌رو پژوهش‌های زیادی پیرامون بررسی رابطه بین اثربخشی و سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش و سودآوری بنگاه صورت گرفته است. اگرچه سودآوری یک معیار کوتاه مدت برای عملکرد است (سامیلوگلو و دمیرگانس، 2008) اما نقش آن به عنوان شاخصی برای ارزیابی خوب بودن وضعیت بنگاه، مشروط به قابلیت دستکاری و تغییر آن است. برای مثال پژوهش‌ها نشان دادند که مدیران در روزهای نزدیک به پایان سال مالی، سیاست‌های اعتبار گسترده‌تری اعمال می‌کنند تا فروش خود را بالا ببرند و از گزارش زیان جلوگیری کنند تا از پاداش بهره‌مند شوند. از این‌رو منحصراً توجه به اثر سرمایه در گردش بر سودآوری نمی‌تواند تصویر واضحی از تأثیر واقعی سرمایه در گردش بر سودآوری نشان دهد، زیرا حداقل یکی از اجزاء آن دستکاری شده است تا سود را تحت تأثیر قرار دهد. (هاواتیس[iii]، 2003). از سوی دیگر، ارزش شرکت یک معیار بلند مدت از عملکرد بنگاه است. به همین دلیل سرمایه در گردش در کنترل شرکت است و مستقل از فاکتورهای اقتصاد کلان است و به بنگاه اجازه می‌دهد تا به راحتی محیط اقتصادی را تغییر داده و ارزش افزوده اقتصادی خود را افزایش دهد (هاواتیس، 2003). مدیریت کارای سرمایه در گردش به افزایش جریان نقد آزاد بنگاه کمک می‌کند، از این‌رو ارزش بنگاه را حداکثر می‌سازد. در مقایسه با سرمایه‌گذاری در دارایی ثابت، سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش حساسیت بیشتری به محدودیت‌های تأمین مالی دارد (فزاری و پترسون[iv]، 1993). باتوجه به اینکه تصمیم سرمایه‌گذاری دارایی ثابت یک بنگاه، پیش از سال مالی تنظیم شده است، شرکت سعی خواهد کرد که مسیر پایداری برای سرمایه‌گذاری دارایی ثابت خود حفظ کند اما نوسانات وجه نقد ممکن است رخ دهد و این ممکن است نیازمند جبران از طریق استفاده از وجوه خارجی (تأمین مالی بیرونی) باشد. متاسفانه بنگاهی که محدودیت تأمین مالی مواجه باشد ممکن نیست قادر به انجام این تأمین مالی بدون تحمل هزینه‌های سنگین باشد. از این‌رو ممکن است به دنبال جایگزینی ارزان‌تر باشد، یکی از این جایگزین‌ها ممکن است سرمایه در گردش باشد که اجازه دهد نقدینگی در کوتاه مدت آزاد شود و باتوجه به ماهیت کوتاه مدت آن، معکوس‌پذیر خواهد بود.

پژوهش فولکندر و ونگ[v] (2006) شواهدی مبنی بر تأثیر محدودیت تأمین مالی بر میزان نگهداری وجه نقد نشان داد، از این‌رو انجام پژوهشی پیرامون تأثیر سرمایه گذاری در سرمایه در گردش بر ارزش شرکت بدون در نظر گرفتن محدودیت‌های تأمین مالی ممکن است ناکافی باشد. این پژوهش درنظر دارد تا به بررسی این بعد از مدیریت منابع مالی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بپردازد. کارایی سرمایه در گردش نه تنها عملکرد مالی (سودآوری) کوتاه مدت بنگاه را تحت تأثیر قرار می‌دهد، بلکه عملکرد بلند مدت و حداکثر سازی ارزش بنگاه را نیز متأثر می‌سازد (سامیلوگلو و دمیرگانس[vi]، 2008). پژوهش‌های بسیاری به بررسی سرمایه در گردش و رابطه آن با متغیرهای مختلف پرداخته‌اند، اما تاکنون پژوهشی به بررسی ارزش سرمایه در گردش و نیز اثر محدودیت تأمین مالی بر ارزش سرمایه در گردش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نپرداخته‌است.

 

2- مروری بر مبانی نظری و پیشینه پژوهش

2-1- پژوهش‌های خارجی

گیل[vii] و همکاران (2010) در پژوهشی به بررسی رابطه بین سرمایه در گردش و سودآوری در شرکت‌های آمریکایی پرداخته‌اند. یافته‌های پژوهش رابطهٔ معناداری بین چرخه تبدیل وجه نقد و سودآوری نشان دادند که از طریق سود ناخالص عملیاتی مورد بررسی قرار گرفته است. به این ترتیب مدیران از طریق مدیریت مؤثر چرخه تبدیل وجه نقد و نگه‌داشتن حساب‌های دریافتنی در سطح بهینه، می‌توانند سودآوری مناسبی برای بنگاه ایجاد نمایند.

عامری و لطفی[viii](2013) در پژوهشی به بررسی اثر مدیریت سرمایه در گردش بر کاهش ریسک سقوط قیمت سهام در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته‌اند. نتایج یافته‌های پژوهش نشان داده‌است که مدیریت سرمایه در گردش با احتمال بسیار بالا می‌تواند کاهش قابل توجهی در ریسک سقوط قیمت سهم ایجاد نماید.

یافته‌های پژوهش وازیوزمن (2015) در بورس اوراق بهادار مالزی نیز نشان داد که رابطهٔ بین سرمایه در گردش و ارزش بنگاه در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار مالزی در سطح اطمینان 95 درصد معنی‌دار نمی‌باشد.

 

2-2- پژوهش‌های داخلی

سرمایه در گردش یکی از مباحث مهم در مدیریت زنجیره تأمین از نگاه مالی می‌باشد و اگر به خوبی مدیریت شود منافع عظیمی عاید سازمان‌ها می‌گردد، به ویژه برای سازمان‌هایی با اندازه‌های کوچک‌تر که دارایی‌ها و بدهی‌های جاری، حجم عظیمی از سرمایة آن‌ها را تشکیل می‌دهد، مدیریت سرمایه در گردش و سیاست‌های اتخاذ شده در این زمینه از اهمیت فراوانی برخوردار است، چرا که این سیاست‌ها تعاملات مالی شرکت با تأمین کنندگان و خریداران در زنجیره تأمین را مدیریت می‌کند. عوامل زیادی همچون مدیریت وجوه نقد، ابزارهای کنترل ریسک، نسبت بدهی، جریان نقدی عملیاتی وغیره بر روی سرمایه در گردش سازمان تأثیر می‌گذارد که اگر به‌خوبی توسط سازمان‌ها شناسایی شده و مورد استفاده قرار گیرد می‌تواند در ارتقای عملکرد سرمایه در گردش سازمان مفید واقع شود (فتحی و توکلی، 1388). به نوبه خود مدیریت سرمایه در گردش و سیاست‌های سرمایه در گردش اتخاذ شده در سازمان نیز می‌تواند بر عملکرد مالی سازمان تاثیرگذار باشد و موجب افزایش سودآوری سازمان گردیده و یک موقعیت نقدینگی بهینه را برای آن فراهم سازد از این‌رو سازمان‌ها بایستی عوامل تأثیر گذار بر سرمایه در گردش وسیاست‌های سرمایه در گردش سازمان را شناسایی کرده و از طریق توجه کافی به این عوامل موجب ارتقای عملکرد سرمایه در گردش سازمان شوند. فتحی و توکلی (1388) در پژوهش خود به شناسایی عوامل مؤثر بر سرمایه در گردش بنگاه‌های اقتصادی و تأثیر مدیریت سرمایه در گردش (شامل تعامل با تأمین کنندگان و خریداران کالاهای شرکت در زنجیره تأمین) بر روی سودآوری ونقدینگی به عنوان دو فاکتور مهم عملکرد مالی پرداخته‌اند و به در نهایت الگویی به شرح شکل 1 جهت مدیریت سرمایه در گردش ارائه نمودند.

 

شکل 1- چرخه مدیریت سرمایه در گردش، (فتحی و توکلی، 1388)

 

نتایج بررسی پورحیدری و هوشمند زعفرانیه (1391) بر تحقیقات تجربی پیرامون تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت‌ها در دوره 5 ساله از 2008 تا 2012 نشان می‌دهد که بین دوره وصول مطالبات، دوره گردش موجودی‌ها و چرخه تبدیل به نقد با سودآوری شرکت‌ها رابطه معکوس و معناداری وجود دارد؛ و مدیران شرکت‌ها می‌توانند با کاهش دوره وصول مطالبات، دوره گردش موجودی‌ها و چرخه تبدیل به نقد، سودآوری شرکت را افزایش دهند، اما در رابطه با ارتباط دوره پرداخت حساب‌های پرداختنی با سودآوری شرکت‌ها، پژوهش‌های انجام شده در این زمینه به نتایج یکسانی دست نیافته‌اند. کلیه پژوهش‌های انجام شده در این زمینه بر این واقعیت که مدیریت سرمایه در گردش باعث بهبود سودآوری شرکت‌ها می‌شود، تاکید کرده‌اند.

مرادی و نجار (1392) به بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری مازاد سرمایه در گردش بر مازاد بازده سهام پرداختند که شاخص ارزش آفرینی برای سهامداران است. نتایج پژوهش نشان داد که ارتباط منفی و معناداری بین سرمایه گذاری مازاد در خالص سرمایه در گردش عملیاتی و مازاد بازده سهام وجود دارد. همچنین در شرکت‌های اهرمی نگهداشت وجه نقد در مقایسه با سرمایه‌گذاری مازاد در خالص سرمایه در گردش عملیاتی، ثروت سهامداران را افزایش می‌دهد.

فخاری و روحی (1392)، آتاکائیتی و ملی[ix](2013) به بررسی تأثیر وجه نقد نگهداری شده و مدیریت سرمایه در گردش بر مازاد بازده سهام شرکت‌ها پرداخته‌اند. نتایج یافته‌ها نشان داد که بین وجه نقد نگهداری شده و سرمایه در گردش سال جاری و سال قبل و همچنین اثرات اهرم بر آن‌ها، رابطه معناداری وجود دارد. این یافته‌ها بیانگر اهمیت تأثیر تصمیمات کوتاه مدت بر مازاد بازده سهام است و بیان می‌کند که به دلیل محدودیت منابع مالی، نگهداشت وجه نقد و سرمایه در گردش با مازاد بازده سهام رابطه مستقیم دارند.

مرادی و همکاران (1393) به بررسی ارتباط استراتژی‌های مدیریت سرمایه درگردش با ارزش افزوده بازار شرکت‌ها پرداخته است. در این پژوهش تأثیر استراتژی‌های مختلف سرمایه درگردش بر ارزش افزوده بازار به عنوان معیار ارزیابی ارزش شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران مورد بررسی قرار گرفت. یافته‌های این پژوهش نشان داد که بین میانگین ارزش افزوده بازار در استراتژی‌های مختلف سرمایه درگردش تفاوت معناداری وجود دارد. استراتژی جسورانه بیشترین ارزش افزوده بازار را در بین سایر استراتژی‌ها در کل صنایع دارد و کمترین ارزش افزوده بازار مربوط به استراتژی میانه‌رو است.

واعظ و همکاران (1393) به بررسی رابطه تمرکز مالکیت و ساختار هیأت مدیره با کارایی مدیریت سرمایه در گردش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخته‌اند. در این پژوهش محققین به بررسی تأثیر برخی از مؤلفه‌های حاکمیتی نظیر تمرکز مالکیت (درصد سهام پنج سهامدار بزرگ) و ساختار هیأت مدیره (اندازه و استقلال هیأت مدیره) برکارایی مدیریت سرمایه در گردش پرداخته‌اند. در این پژوهش به منظور سنجش هرچه بهتر مدیریت سرمایه در گردش و کارایی آن، از چهار معیار دوره وصول مطالبات، دوره تبدیل موجودی، دوره پرداخت بدهی و چرخه تبدیل وجه نقد استفاده شده است. یافته‌های پژوهش نشان داده‌است که سطح تمرکز مالکیت ارتباط منفی و معناداری با دوره تبدیل موجودی و چرخه تبدیل وجه نقد دارد، اما ارتباط معناداری با دوره وصول مطالبات و دوره پرداخت بدهی ندارد؛ به عبارتی، افزایش درصد سهام نگهداری شده توسط پنج سهامدار بزرگ به علت بالابردن سطح نظارت سهامداران از طریق کاهش در طول دوره تبدیل موجودی و چرخه تبدیل وجه نقد، می‌تواند به افزایش کارایی مدیریت سرمایه در گردش منجر شود. این در حالی است که ساختار هیأت مدیره به جز با دوره وصول مطالبات، ارتباط معناداری با سایر معیارهای مدیریت سرمایه در گردش ندارد. بنابراین، در کل می‌توان گفت که به علت عدم رابطه معنادار ساختار هیأت مدیره با چرخه تبدیل وجه نقد به عنوان اثر مشترک و توأم سه شاخص دیگر، ساختار هیأت مدیره تأثیر معناداری بر کارایی مدیریت سرمایه در گردش ندارد که این موضوع می‌تواند نشان‌دهنده ضعف و عدم کارایی هیأت مدیره در کنترل و نظارت بر سیاست‌های سرمایه در گردش شرکت‌های ایرانی باشد.

تشکری جهرمی و همکارارن (1393) به بررسی مدیریت بهینه سرمایه در گردش و ثروت سهامداران پرداخته‌اند. نتایج حاصل از پژوهش نشان داد شرکت‌هایی که بتوانند متوسط دورة فروش موجودی کالا و متوسط دورة وصول مطالبات خود را کاهش دهند، بازده ماهانه سهام بالاتری را برای سهامداران خود رقم می‌زنند. خالص سرمایه در گردش و تغییرات آن به‌طور معناداری بر ثروت سهامداران اثر گذار است و وجه نقد به منزله یکی از مهم‌ترین و عمده‌ترین اجزای سرمایه در گردش نسبت به سایر اجزای سرمایه در گردش، تأثیر بیشتری بر ثروت سهامداران دارد. پژوهشی که توسط مرادی و نجار (1392) و کیسنیک و همکاران[x] (2011) صورت گرفت، نتایجی مشابه را نشان دادند.

 

3- فرضیات پژوهش

این پژوهش به دنبال آزمون دو فرضیه زیر می‌باشد:

فرضیه (1): بین سرمایه در گردش بنگاه و ارزش بنگاه رابطه وجود دارد.

فرضیه (2): ارزش بنگاه در بنگاه‌هایی که با محدودیت منابع مالی مواجه هستند در مقایسه با بنگاه‌هایی که با محدودیت مواجه نیستند، به سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش حساس‌تر است.

 

4- روش پژوهش

ابزار گردآوری و روش تجزیه و تحلیل داده‌ها

این پژوهش در حوزة تحقیقات توصیفی حسابداری قرار دارد و از نظر هدف از نوع کاربردی و از نظر روش از نوع همبستگی - تحلیل رگرسیون می‌باشد. به منظور برآورد ضرایب و آزمون فرضیه از روش الگوهای داده‌های ترکیبی استفاده شده است. برای جمع‌آوری داده‌های مربوط به فرضیه‌ها و متغیرهای پژوهش از بانک اطلاعاتی سازمان بورس و اوراق بهادار تهران و نرم‌افزار مالی رهاوردنوین استفاده شده است. تجزیه و تحلیل نهایی به کمک نرم‌افزارهای EXCEL، EVIEWS و STATA صورت گرفته است.

 

5- تعریف نظری و عملیاتی متغیرهای پژوهش

پژوهش‌های پیشین به بررسی ارتباط بین سرمایه در گردش و ارزش شرکت پرداخته‌اند. از آنجایی که کاهش سرمایه‌گذاری‌در سرمایه در گردش به معنای سودآوری بالاتر و در نتیجه ارزش بالاتر برای شرکت در نظر گرفته می‌شود، یک رابطه منفی بین سرمایه در گردش و ارزش شرکت تصور می‌شود (کایسچ نیک و همکاران[xi]، 2008، لو و همکاران[xii] 2009). کایسچ نیک و همکاران در سال 2013 به بحث پرداختند که با ارائه فرمول ارزشیابی زیر توسط بریگمن و دیوز[xiii](2007) این رابطه خیلی هم مثبت نیست:

(1) محاسبه ارزش بنگاه (وازیوزمن، 2015)     

در معادله فوق:

 

 

جدول 1- متغیرهای محاسبه ارزش بنگاه

ارزش بنگاه	V firm
میانگین موزون سرمایه شرکت	WACC
جریان نقد آزاد در زمان t
خالص سود عملیاتی بعد از مالیات در زمان t
تغییرات خالص سرمایه در گردش در زمان t یا سرمایه گذاری در سرمایه در گردش در زمان t
تغییرات در ارزش دارایی‌های ثابت بنگاه یا سرمایه گذاری آن در دارایی‌های بلند مدت

(وازیوزمن، 2015)

 

معادله 1 نشان می‌دهد که ارزش بنگاه توسط جریان نقد آزاد حال و آتی بنگاه، سنجیده می‌شود و اینکه خالص سرمایه در گردش به عنوان یک جزء مهم در جریان نقد آزاد به حساب می‌آید. به دلیل اینکه سرمایه‌گذاری در خالص سرمایه در گردش در یک مقطع زمانی مشخص ( ) موجب کاهش جریان نقد آزاد در آن مقطع زمانی می‌شود، از این‌رو کاهش سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش باید جریان نقد آزاد را در آن مقطع زمانی بهبود بخشد، و تأثیر آن بر جریان نقد آزاد آتی نامشخص است. این رابطه در حقیقت به دلیل تأثیر سرمایه در گردش بر فروش‌های آتی، بسیار پیچیده‌تر است (کایسچ نیک و همکاران، 2008). برای مثال نگهداری حجم زیادی موجودی کالا امروزه چندان مطلوب نیست، زیرا موجب کاهش جریان نقد آزاد می‌شود اما از سویی دیگر به دلیل جلوگیری از کاهش فروش در مواقع افزایش تقاضا یا وجود نقص در خط تولید، می‌تواند مفید باشد (بریگمن و دیوز، 2007). به‌طور مشابه سیاست‌های اعتباری سخت‌گیرانه ممکن است موجب کاهش حساب‌های دریافتنی و زیان مطالبات سوخت‌شده شود اما از سویی موجب کاهش فروش آتی نیز می‌شود (سالک[xiv]، 2005). تأثیر جداگانه اجزاء سرمایه در گردش بر فروش آتی و ارزش شرکت و ارتباط پویای بین هریک از اجزا، به ویژه سیاست‌های اعتباری بنگاه و مدیریت موجودی‌های آن، دلایلی برای پیچیدگی روابط هستند. از این‌رو اولین فرضیه پژوهش به شرح زیر است:     

فرضیه (1): بین سرمایه در گردش بنگاه و ارزش بنگاه رابطه وجود دارد.

سرمایه در گردش به ویژه در شرایطی که بنگاه‌ها با محدودیت تأمین مالی مواجه‌اند، به عنوان «یک منبع نقدینگی جهت هموارسازی سرمایه گذاری دارایی ثابت[xv] باتوجه به شوک‌های نقدینگی محسوب می‌شود». از این‌رو سرمایه‌گذاران با ارزش‌گذاری بیشتر شرکت‌های با نقدینگی بالاتر، به این شرکت‌ها پاداش می‌دهند (فولکندر و ونگ، 2006). پژوهش کایسچ نیک و همکاران، (2013) نیز تأثیر محدودیت‌های تأمین مالی بر ارزشیابی خالص سرمایه در گردش را تائید کردند. در این پژوهش محدودیت‌های تأمین مالی با توجه به اندازه بنگاه درنظر گرفته شده است. شرکت‌های بزرگ‌تر با بهره بردن از حسن شهرت بیشتر و دستیابی بهتر به بازار سرمایه در مقایسه با شرکت‌های کوچک‌تر، نفع بیشتری می‌برند (فولکندر و ونگ، 2006). از این‌رو شرکت‌های بزرگ‌تر در زمان نیاز به منابع مالی جهت سرمایه‌گذاری‌هایشان، با محدودیت‌های منابع مالی کمتری مواجه خواهند بود. از سویی دیگر شرکت‌های کوچک‌تر زمانی که با مشکل محدودیت منابع مالی مواجه می‌شوند، به سرمایه در گردش به عنوان منبع نقدینگی کوتاه مدت و نسبتاً ارزان، جهت تأمین نیازهای سرمایه‌گذاری دارایی ثابت خود روی می‌آورند. به این ترتیب انتظار می‌رود کاهش سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش، برای بنگاه‌هایی که با محدودیت تأمین مالی مواجه هستند، منجر به ارزش‌گذاری بالاتر شود (در مقایسه با بنگاه‌هایی که با محدودیت مواجه نیستند). فرضیه دوم پژوهش به شرح زیر است:

فرضیه (2): ارزش بنگاه در بنگاه‌هایی که با محدودیت منابع مالی مواجه هستند در مقایسه با بنگاه‌هایی که با محدودیت مواجه نیستند، به سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش حساس‌تر است.

مدل ارزشیابی فاما و فرنچ[xvi](1998) که ارزش بنگاه و ویژگی‌های آن را به هم مرتبط می‌کند، از مجموعه‌ای از متغیرها شامل سود[xvii]، سرمایه‌گذاری، مخارج تحقیق و توسعه به عنوان معیاری جهت سنجش خالص جریان نقد استفاده می‌کند. سپس پینکوئیتز و همکاران[xviii] (2006) این مدل را تعدیل کردند تا نقدینگی را اندازه‌گیری[xix] کنند. جریان نقد آزاد در معادله 1 شامل تمام ویژگی‌های شناسایی شده فاما و فرنچ شده و خالص سرمایه در گردش را نیز در بر می‌گیرد. بنابراین در این مطالعه، مدل مورد تعدیل قرار گرفته تا خالص سرمایه در گردش را شامل شود از این رو اهمیت خالص سرمایه در گردش باتوجه به ارزش بنگاه ممکن است سنجیده شود. باتوجه به عدم الزام به افشای اطلاعات مربوط به مخارج تحقیق و توسعه در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، داده‌های مربوط به این مخارج برای بسیاری از شرکت‌ها در دوره مورد نظر در دسترس نبود. از این‌رو این متغیر در مدل در نظر گرفته نشد. جهت سنجش دو فرضیه فوق، مدل زیر در نظر گرفته شده است و اجزاء مدل به شرح جدول 2 است:

 

(2) معادله سنجش فرضیات پژوهش (وازیوزمن، 2015)

 

 

 

جدول 2- متغیرهای پژوهش

نحوه اندازه گیری	نماد
ارزش بازار بنگاه (حاصل ضرب ارزش بازار هر سهم عادی در تعداد سهام جاری بنگاه)	Value it
تغییرات ارزش بازار بنگاه	∆Value it
سود عملیاتی سال t	Earnings it
تغییرات سود عملیاتی سال t با سال قبل	∆Earnings it
تغییر سود عملیاتی سال t با سال بعد	∆Earnings it +1
تغییرات خالص دارایی‌ها با سال قبل	∆Net Assets it
تغییرات خالص دارایی‌ها با سال بعد	∆Net Assets it + 1
مخارج تحقیق و توسعه	RnD it
تغییرات مخارج تحقیق و توسعه نسبت به سال قبل	∆RnD it
تغییرات مخارج تحقیق و توسعه نسبت به سال بعد	∆RnD it+1
هزینه‌های مالی پرداختی سال i	Interest it
تغییرات هزینه‌های مالی پرداختی نسبت به سال قبل	∆Interest it
تغییرات هزینه‌های مالی پرداختی نسبت به سال بعد	∆Interest it + 1
سود نقدی پرداختی به سهام عادی	Dividend it
تغییرات سود نقدی پرداختی به سهام عادی نسبت به سال قبل	∆Dividend it
تغییرات سود نقدی پرداختی به سهام عادی نسبت به سال بعد	∆Dividend it + 1
خالص سرمایه در گردش (متغیر مستقل جهت سنجش سرمایه در گردش)	NWC
وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه مدت	Cash

(وازیوزمن، 2015)

 

به دلیل در دسترس نبودن داده‌های مربوط به هزینه تحقیق و توسعه در ایران، این متغیر کنترلی از مدل پژوهش حذف شد. از سویی اطلاعات مربوط به هزینه تبلیغات نیز که می‌تواند متغیر جایگزینی برای تحقیق و توسعه باشد، به تفکیک در یادداشت‌های توضیحی بسیاری از شرکت‌ها ذکر نشده‌است. از این‌رو پژوهشگران از آوردن این متغیر و تغییرات آن در مدل اجرا شده صرف نظر کردند.

از آنجایی که پینکوئیتز و همکاران (2006) وجه نقد را به عنوان یکی از متغیرهای مستقل در مدل خود وارد نمودند، آن‌ها از دارایی‌های خالص به جای مجموع دارایی‌ها استفاده کردند تا تأثیر وجه نقد بر مجموع دارایی‌ها را ازبین ببرند. در این پژوهش به دلیل اینکه خالص سرمایه در گردش بصورت مجزا، علاوه بر وجه نقد درنظر گرفته‌شده است، خالص دارایی‌ها بصورت: مجموع دارایی‌ها منهای وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه مدت و کسر بخش دارایی خالص سرمایه در گردش محاسبه شده است.

مدل فاما و فرنچ اطلاعاتی در مورد سیاست‌های اهرمی و تغییرات آن بدست می‌دهد، زیرا آن‌ها از هزینه‌های مالی پرداختی شرکت استفاده می‌کنند، این اندازه‌گیری در این پژوهش مدنظر قرار گرفته است. باتوجه به پژوهش پینکوئیتز و همکاران (2006) در این پژوهش از سود سهام نقدی پرداخت شده به سهامداران عادی به عنوان معیاری جهت سنجش سیاست‌های پرداخت سود نقدی، استفاده شده است. وجه نقد در این پژوهش معادل وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه مدت در نظر گرفته‌شده است. تغییرات متغیرها جهت گنجاندن تغییر در انتظارات، در نظر گرفته شده‌اند (پینکوئیتز و همکاران، 2006). جهت سنجش اثر محدودیت‌های تأمین مالی بر ارزشیابی خالص سرمایه در گردش، شرکت‌ها بر اساس اندازه، به دو گروه تقسیم شدند. فولکندر و ونگ (2006) معیارهای مختلفی جهت سنجش محدودیت تأمین مالی ارائه نمودند که شامل پرداخت سود نقدی سهام عادی، رتبه بندی اوراق بدهی بلند مدت و اندازه می‌شود. فولکر و ونگ بیان داشتند که هرکدام از این معیارها می‌توانند بصورت جداگانه معیاری جهت رتبه‌بندی شرکت‌ها قرار گیرند. به دلیل در دسترس نبودن معیار رتبه‌بندی اوراق بدهی بلند مدت در ایران، در این پژوهش از معیار اندازه به عنوان معیاری جهت سنجش محدودیت‌های تأمین مالی استفاده شد. جهت رتبه بندی شرکت‌ها براساس اندازه، اندازه تمام شرکت‌ها (شامل شرکت‌هایی که در نمونه در نظر گرفته نشدند) برای دوره 10 ساله محاسبه گردید. اندازه شرکت براساس لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌ها محاسبه شد و سپس میانگین هرسال جداگانه محاسبه گردید. شرکت‌هایی که اندازه آن‌ها کمتر از میانگین در سال t بود، به عنوان «شرکت‌های کوچک» یا «شرکت‌های دارای محدودیت» درنظر گرفته شدند و شرکت‌های بالاتر از میانگین به عنوان «شرکت‌های بزرگ» یا «شرکت‌های بدون محدودیت» درنظر گرفته شدند. اکثر شرکت‌ها در تمام دوره‌های مورد بررسی به یکی از گروه‌ها (دارای محدودیت یا بدون محدودیت) تعلق داشتند اما بعضی از شرکت‌ها در طول بعضی از دوره‌ها در گروه دارای محدودیت و در بعضی از دوره‌ها در گروه بدون محدودیت طبقه بندی شدند. مطابق با پژوهش فزاری و پترسون (1993) و نیز نتایج پژوهش فولکندر و ونگ (2006) شرکت‌های کوچک‌تر محتمل به داشتن محدودیت‌های تأمین مالی بالاتر هستند، از این رو ارزش بالاتری به سرمایه‌گذاری در خالص سرمایه در گردش این شرکت‌ها اختصاص می‌یابد.

 

6- جامعه آماری، حجم نمونه آماری و روش نمونه‌گیری

جامعة آماری پژوهش حاضر، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران می‌باشد که از سال 1382 تا سال 1392 در فهرست شرکت‌های بورس قرار داشته‌اند.

نمونة پژوهش شامل شرکت‌هایی است که دارای ویژگی‌های زیر باشند:

1)   شرکت قبل از سال 1382 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده باشد.

2)   به لحاظ افزایش قابلیت مقایسه، دورة مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفندماه باشد.

3)   اطلاعات مورد نیاز برای محاسبة متغیرهای تحقیق در سال‌های مورد بررسی موجود باشد و صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی مربوط به آن‌ها، به طور کامل در اختیار باشد.

4)   جزء بانک‌ها یا مؤسسات مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری‌های مالی، شرکت‌های هلدینگ و لیزینگ‌ها) نباشد.

در نهایت با توجه به این معیارها تعداد شرکت‌های نمونه به 127 شرکت رسید.

 

7- یافته‌های پژوهش

نتایج مربوط به آزمون فرضیه (1) در بررسی 1143 سال – شرکت

فرضیه (1): بین سرمایه در گردش بنگاه و ارزش بنگاه رابطه وجود دارد.

در ابتدا و قبل از برآورد مدل لازم است روش برآورد آن مشخص گردد. بدین منظور از آزمون F لیمر و هاسمن استفاده شده است. در صورتی که احتمال آزمون F لیمر بیش‌تر از 5 درصد باشد از روش پولد[xx] استفاده می‌شود و برای مشاهداتی که احتمال آزمون آن‌ها کم‌تر از 5 درصد است، برای تخمین مدل از روش پانل[xxi] استفاده می‌شود. روش داده‌های پانل دارای دو نوع اثرات ثابت و تصادفی می‌باشد که از آزمون هاسمن برای تعیین نوع آن استفاده می‌شود. با توجه به نتایج آزمون‌های F لیمر و هاسمن مشخص شد که برای تخمین مدل باید از روش پانل و با اثرات ثابت استفاده شود. نتایج مربوط به آزمون‌های F لیمر و هاسمن درجدول 3 آمده است:

جدول 3- نتایج مربوط به آزمون‌های F لیمر و هاسمن

تعیین الگو	هاسمن		تعیین مدل	F لیمر		فرضیه
	P	Chi-Square		P	F	فرضیه (1)
اثرات ثابت	0000/0	30/81	پانل	0000/0	68/5

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

در داده‌های ترکیبی زمانی که حجم نمونه آماری بیش از 30 مشاهده باشد، توزیع جملات اخلال به توزیع نرمال نزدیک می‌شود. در این حالت حتی اگر جملات اخلال دارای توزیع نرمال نباشند، ضرایب مدل حداقل واریانس بوده و کارا هستند و همین دو ویژگی برای تصمیم‌گیری در خصوص فرضیه‌هایی که با استفاده از ضرایب مدل آزمون می‌شوند، کافی است (افلاطونی 1392). لذا با توجه به اینکه تعداد مشاهدات 1143 عدد می‌باشد نیازی به بررسی نرمال بودن جملات اخلال نمی‌باشد.

هم‌چنین برای بررسی عدم ناهمسانی واریانس از آزمون والد تعدیل شده[xxii] استفاده شده است. گرین[xxiii] (2000) برای بررسی ناهمسانی واریانس در داده‌های پانل، آزمون والد تعدیل شده را مطرح می‌کند. این آزمون بر خلاف آزمون‌های دیگری که به منظور بررسی ناهمسانی واریانس معرفی شده‌اند، در صورت نقض فرض نرمال بودن اجزای خطا هم قابل کاربرد است و نتایج معتبری را به دست می‌دهد. با توجه به نتایج حاصل از این آزمون که در جدول 4 آمده است، فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس خطاها در سطح 5 درصد رد می‌شود.

 

جدول 4 - نتایج آزمون والد تعدیل شده

نتیجه	P	مقدار	آماره
ناهمسانی واریانس	000/0	1/1	آزمون ناهمسانی واریانس اثرات ثابت (والد تعدیل شده)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به منظور بررسی عدم خودهمبستگی از آزمون والدریج[xxiv] استفاده شده است. والدریج این آزمون را برای خودهمبستگی در مدل‌های پانل معرفی کرده است که فرضیات کم‌تری می‌طلبد و از انعطاف‌پذیری بالایی برخوردار است. نتایج مربوط به این آزمون در جدول 5 آمده است. با توجه به نتایج آزمون فرض صفر مبنی بر عدم وجود خودهمبستگی در سطح 5 درصد رد می‌شود.

 

 

جدول 5- نتایج آزمون والدریج

نتیجه	P	مقدار	آماره
خودهمبستگی	000/0	105/125	آزمون خودهمبستگی (والدریج)

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به منظور بررسی هم‌خطی بین متغیرهای مستقل از معیار عامل تورم واریانس[xxv] (F) استفاده شده است. جدول 6 نتایج حاصل از این معیار را نشان می‌دهد. از آنجا که VIF ضرایب مدل برآورد شده کم‌تر از عدد 10 است مشکل هم‌خطی وجود ندارد.

 

جدول 6- نتایج آزمون عامل تورم واریانس

متغیر مستقل	نماد	VIF	متغیر مستقل	متغیرهای مستقل	VIF
سود عملیاتی سال t	Earnings t	95/1	تغییرات هزینه‌های مالی سال t با سال بعد	∆interest t+1	07/1
تغییرات سود عملیاتی سال t با سال قبل	∆earnings t	49/1	سود سهام پرداختنی به سهام عادی سال t	Dividend t	67/1
تغییر سود عملیاتی سال t با سال بعد	∆earnings t+1	31/1	تغییرات سود سهام پرداختنی سال t با سال قبل	∆dividend t	34/1
تغییرات خالص دارایی‌ها سال t با سال قبل	∆net asset t	35/1	تغییرات سود سهام پرداختنی سال t با سال بعد	∆dividend t+1	21/1
تغییرات خالص دارایی‌ها سال t با سال بعد	∆net assett+1	14/1	وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه مدت سال t	Cash t	29/1
هزینه‌های مالی سال t	Interest t	44/1	خالص سرمایه در گردش سال t	Net Working Capitalt	49/1
تغییرات هزینه‌های مالی سال t با سال قبل	∆interest t	23/1	تغییرات ارزش بازار با سال بعد	∆valuet+1	29/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به منظور برطرف کردن مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی در مدل اثرات ثابت و رعایت فروض کلاسیک تحلیل آماری از رگرسیون راجرز[xxvi] (1993) استفاده شده است. با استفاده از این روش می‌توان مطمئن بود که اثرات ناهمسانی واریانس و خود همبستگی برطرف شده و موجب مخدوش شدن نتایج حاصله نمی‌شوند. خلاصه نتایج حاصل از این آزمون در جدول 7 ارائه شده است. با توجه به احتمال آماره F محاسبه شده مشاهده می‌شود که مدل رگرسیونی برازش شده معنادار است.

 

جدول 7- نتایج آزمون فرضیه اول

مدل پژوهش
متغیر	نماد	ضریب	آماره t	سطح معناداری
عرض از مبداء	0α	0725/0	64/0	523/0
سود عملیاتی سال t	Earnings t	5706/3	76/6	000/0
تغییرات سود عملیاتی (تفاضل سود عملیاتی سال t با سال قبل)	∆earnings t	5602/0-	17/1-	245/0
تغییر سود عملیاتی (تفاضل سود عملیاتی سال t با سال بعد)	∆earnings t+1	3940/1	61/5	000/0
تغییرات خالص دارایی‌ها (تفاضل خالص دارایی‌ها سال t با سال قبل)	∆net asset t	1663/0	17/1	245/0
تغییرات خالص دارایی‌ها (تفاضل خالص دارایی‌ها سال t با سال بعد)	∆net assett+1	2266/0	63/1	105/0
هزینه‌های مالی سال t	Interest t	9618/1-	96/2-	004/0
تغییرات هزینه‌های مالی (تفاضل هزینه‌های مالی سال t با سال قبل)	∆interest t	1459/0-	22/0-	825/0
تغییرات هزینه‌های مالی (تفاضل هزینه‌های مالی سال t با سال بعد)	∆interest t+1	0863/1	67/1-	098/0
سود سهام پرداختنی به سهام عادی سال t	Dividend t	6107/2	45/4	000/0
تغییرات سود سهام پرداختنی (تفاضل سود سهام پرداختنی سال t با سال قبل)	∆dividend t	6549/1-	55/2-	012/0
تغییرات سود سهام پرداختنی (تفاضل سود سهام پرداختنی سال t با سال بعد)	∆dividend t+1	1153/0-	28/0-	776/0
وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه مدت سال t	Cash t	4448/1	81/3	000/0
خالص سرمایه در گردش سال t	Net Working Capitalt	1877/0-	31/1-	193/0
تغییرات ارزش بازار (تفاضل ارزش بازار سال t با سال بعد)	∆valuet+1	3144/0-	41/7-	000/0
ضریب تعیین 2R
آماره F
معناداری آماره F
متغیر وابسته ارزش شرکت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

بررسی حاصل از آزمون فرضیة اول نشان می‌دهد که با توجه معناداری ضرایب متغیرهای سود عملیاتی، تغییرات سود عملیاتی سال t با سال آتی، سود سهام پرداختنی و وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه‌مدت در سطح 95% و مثبت بودن ضرایب آن‌ها، بین این متغیرها با ارزش شرکت ارتباط مستقیمی وجود دارد. هم‌چنین معناداری ضرایب متغیرهای هزینه‌های مالی، تغییرات سود سهام پرداختنی نسبت به سال قبل و تغییرات ارزش بازار با سال آتی در سطح 95% و منفی بودن ضرایب نشان می‌دهد که ارتباط معکوسی بین این متغیرها و ارزش شرکت وجود دارد.

لکن رابطه بین «ارزش شرکت «و «خالص سرمایه در گردش» معنی‌دار نیست، به همین دلیل فرضیه اول پژوهش پذیرفته نمی‌شود. رگرسیون برآورد شده با ضریب تعیین 57 درصد مدل ارائه شده را تبیین می‌کند.

 

نتایج حاصل از آزمون فرضیه (2):

فرضیه (2): ارزش بنگاه در بنگاه‌هایی که با محدودیت منابع مالی مواجه هستند در مقایسه با بنگاه‌هایی که با محدودیت مواجه نیستند، به سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش حساس‌تر است.

به منظور بررسی آزمون فرضیه (2) از روش پولد استفاده شده است. در داده‌های ترکیبی زمانی که حجم نمونة آماری بیشتر از 30 مشاهده باشد، توزیع جملات اخلال به توزیع نرمال نزدیک می‌شود. در این حالت حتی اگر جملات اخلال دارای توزیع نرمال نباشند، ضرایب مدل حداقل واریانس بوده و کارا هستند و همین دو ویژگی برای تصمیم‌گیری در خصوص فرضیه‌هایی که با استفاده از ضرایب مدل آزمون می‌شوند، کافی است (افلاطونی 1392). لذا با توجه به اینکه تعداد مشاهدات برای شرکت‌های بدون محدودیت 572 عدد و برای شرکت‌های دارای محدودیت 571 عدد می‌باشد نیازی به بررسی نرمال بودن جملات اخلال نمی‌باشد.

به منظور آزمون ناهمسانی واریانس از آزمون وایت^[xxvii] استفاده شده است. بر اساس نتایج حاصل از این آزمون که در جدول 8 آمده است، فرض صفر مبنی بر همسانی واریانس خطاها در سطح 5 درصد چه در داده‌های مربوط به شرکت‌های دارای محدودیت و چه در داده‌های مربوط به شرکت‌های بدون محدودیت رد می‌شود. به منظور مرتفع ساختن مسئله ناهمسانی واریانس از «انحراف استاندارد سازگار با ناهمسانی وایت[xxviii]» استفاده شده است.

 

 

 

 

جدول 8- نتایج آزمون وایت

نتیجه	P	مقدار	آزمون وایت
ناهمسانی واریانس	000/0	9933/14	شرکت‌های دارای محدودیت
ناهمسانی واریانس	000/0	7087/15	شرکت‌های بدون محدودیت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به منظور آزمون خودهمبستگی (استقلال خطاها)، از آماره دوربین – واتسن[xxix] استفاده شده است. با توجه به میزان آماره دوربین-واتسن فرض صفر مبنی بر عدم وجود خودهمبستگی بین خطاها چه در داده‌های مربوط به شرکت‌های دارای محدودیت و چه در داده‌های مربوط به شرکت‌های بدون محدودیت رد نمی‌شود. نتایج مربوط به آماره دوربین – واتسن در جدول 9 آمده است.

 

جدول 9- نتایج آزمون خودهمبستگی

نتیجه	مقدار	آزمون دوربین – واتسن
عدم خودهمبستگی	6373/1	شرکت‌های دارای محدودیت
عدم خودهمبستگی	8328/1	شرکت‌های بدون محدودیت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

به منظور بررسی هم‌خطی بین متغیرهای مستقل از معیار عامل تورم واریانس (VIF) استفاده شده است. جدول 10 نتایج حاصل از این معیار را نشان می‌دهد. از آنجا که VIF ضرایب مدل برآورده شده کم‌تر از عدد 10 است مشکل هم‌خطی چه در داده‌های مربوط به شرکت‌های دارای محدودیت و چه در داده‌های مربوط به شرکت‌های بدون محدودیت وجود ندارد.

 

جدول 10- نتایج آزمون هم‌خطی

متغیرهای مستقل	نماد	عامل تورم واریانس
		بنگاه‌های دارای محدودیت	بنگاه‌های بدون محدودیت
سود عملیاتی سال t	Earnings t	15/2	70/2
تغییرات سود عملیاتی (تفاضل سود عملیاتی سال t با سال قبل)	∆earnings t	57/1	35/1
تغییر سود عملیاتی (تفاضل سود عملیاتی سال t با سال بعد)	∆earnings t+1	37/1	27/1
تغییرات خالص دارایی‌ها (تفاضل خالص دارایی‌ها سال t با سال قبل)	∆net asset t	29/1	01/2
تغییرات خالص دارایی‌ها (تفاضل خالص دارایی‌ها سال t با سال بعد)	∆net asset t+1	11/1	45/1
هزینه‌های مالی سال t	Interest t	68/1	09/2
تغییرات هزینه‌های مالی (تفاضل هزینه‌های مالی سال t با سال قبل)	∆interest t	37/1	33/1
تغییرات هزینه‌های مالی (تفاضل هزینه‌های مالی سال t با سال بعد)	∆interest t+1	09/1	14/1
سود سهام پرداختنی به سهام عادی سال t	Dividend t	80/1	47/2
تغییرات سود سهام پرداختنی (تفاضل سود سهام پرداختنی سال t با سال قبل)	∆dividend t	44/1	89/1
تغییرات سود سهام پرداختنی (تفاضل سود سهام پرداختنی سال t با سال بعد)	∆dividend t+1	25/1	51/1
وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه مدت سال t	Cash t	38/1	49/2
خالص سرمایه در گردش سال t	Net Working Capital t	46/1	34/2
تغییرات ارزش بازار (تفاضل ارزش بازار سال t با سال بعد)	∆value t+1	41/1	49/1

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

خلاصه نتایج حاصل از آزمون فرضیه (2) در جدول 11 ارائه شده است. با توجه به احتمال آماره F محاسبه شده مشاهده می‌شود که مدل رگرسیونی برازش شده معنادار است.

 

جدول 11- نتایج آزمون فرضیة دوم

مدل پژوهش
متغیر	نماد
		ضریب	آماره t	سطح معناداری	ضریب	آماره t	سطح معناداری
عرض از مبداء	0α	0487/0-	87/0-	383/0	1315/0	21/1	226/0
سود عملیاتی سال t	Earnings t	8824/3	80/14	000/0	6553/3	52/8	000/0
تغییرات سود عملیاتی سال t با سال قبل	∆earnings t	6517/0-	25/2-	025/0	7464/0-	03/1-	302/0
تغییر سود عملیاتی سال t با سال بعد	∆earnings t+1	7569/1	17/5	000/0	2486/1	39/2	302/0
تغییرات خالص دارایی‌ها سال t با سال قبل	∆net asset t	5038/0	96/3	000/0	2189/0-	31/1-	191/0
تغییرات خالص دارایی‌ها سال t با سال بعد	∆net assett+1	4569/0	64/2	009/0	0699/0-	74/0-	459/0
هزینه‌های مالی سال t	Interest t	7528/1-	90/2-	004/0	9299/1-	92/2-	004/0
تغییرات هزینه‌های مالی سال t با سال قبل	∆interest t	1208/0	12/0	904/0	0323/0	03/0	975/0
تغییرات هزینه‌های مالی سال t با سال بعد	∆interest t+1	1881/1-	47/1-	143/0	7834/0-	10/1-	270/0
سود سهام پرداختنی به سهام عادی سال t	Dividend t	3832/2	14/5	000/0	5078/2	37/3	000/0
تغییرات سود سهام پرداختنی سال t با سال قبل	∆dividend t	5501/0-	31/1-	194/0	3502/2-	71/2-	008/0
تغییرات سود سهام پرداختنی سال t با سال بعد	∆dividend t+1	4610/0	79/0	433/0	6911/0-	82/0-	409/0
وجه نقد و سرمایه‌گذاری کوتاه مدت سال t	Cash t	308/1	12/3	002/0	4528/1	02/3	003/0
خالص سرمایه در گردش سال t	Net Working Capitalt	1301/0-	43/1-	153/0	2116/0-	17/1-	243/0
تغییرات ارزش بازار با سال بعد	∆valuet+1	4329/0-	62/4-	000/0	2490/0-	13/2-	034/0
ضریب تعیین 2R
آماره F
معناداری آماره F
متغیر وابسته ارزش شرکت

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

 

فرضیه دوم پژوهش بیان می‌کند که ارزش بنگاه در بنگاه‌هایی که با محدودیت منابع مالی مواجه هستند در مقایسه با بنگاه‌هایی که با محدودیت مواجه نیستند، به سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش حساس‌تر است. نتایج حاصل از برآورد رگرسیون این فرضیه نشان می‌دهد که بین ارزش شرکت و سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش، چه در بنگاه‌های دارای محدودیت و چه در بنگاه‌های بدون محدودیت، ارتباط معناداری وجود ندارد.

از این‌رو فرضیه دوم پژوهش یعنی حساس‌تر بودن ارزش بنگاه‌های دارای محدودیت منابع مالی نسبت به سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش در مقایسه با بنگاه‌هایی که با این محدودیت مواجه نیستند، پذیرفته نمی‌شود. با این وجود رگرسیون برآورد شده برای بنگاه‌های دارای محدودیت با ضریب تعیین 0.67 درصد مدل ارائه شده را تبیین می‌کند لکن این ضریب برای بنگاه‌های بدون محدودیت 0.53 درصد می‌باشد.

 

8- بحث و نتیجه‌گیری

سرمایه‌گذاری شرکت‌ها در «سرمایه در گردش» این سؤال را مطرح می‌کندکه آیا سرمایه در گردش بر ارزش شرکت مؤثر است و این تأثیر در کدام دسته از شرکت‌ها تأثیر بیشتر دارد. از این رو هدف این پژوهش بررسی اثر سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش بر ارزش شرکت در بورس اوراق بهادار تهران است. با استفاده از داده‌های 127 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در یک دوره 11 ساله (از 1382 تا 1392)، رابطه بین سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش بر ارزش شرکت مورد بررسی قرار گرفت. یافته‌های پژوهش نشان داد که رابطهٔ معناداری بین «سرمایه در گردش» و «ارزش بنگاه» در شرکت‌های مورد بررسی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود ندارد. از سویی نتایج آزمون روی داده‌های پژوهش نشان داد که بین ارزش شرکت و سرمایه در گردش در شرکت‌های دارای محدودیت تأمین مالی و بدون محدودیت تأمین مالی رابطهٔ معناداری وجود ندارد. از این‌رو ارزش بنگاه در بنگاه‌هایی که با محدودیت منابع مالی مواجه هستند در مقایسه با بنگاه‌هایی که با محدودیت مواجه نیستند، به سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش حساس‌تر نیست. پژوهش پورحیدری هوشمند زعفرانیه (1391) اگرچه پیرامون تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت‌ها براری دوره 5 سال بود، نشان داد که بین دوره وصول مطالبات، دوره گردش موجودی‌ها و چرخه تبدیل به نقد با سودآوری شرکت‌ها رابطه معکوس و معناداری وجود دارد. همچنین مرادی و همکاران (1393) به بررسی ارتباط استراتژی‌های مدیریت سرمایه درگردش با ارزش افزوده بازار شرکت‌ها پرداخته است. یافته‌های این پژوهش نشان داد که بین میانگین ارزش افزوده بازار در استراتژی‌های مختلف سرمایه درگردش تفاوت معناداری وجود دارد. استراتژی جسورانه بیشترین ارزش افزوده بازار را در بین سایر استراتژی‌ها در کل صنایع دارد و کمترین ارزش افزوده بازار مربوط به استراتژی میانه‌رو است. باتوجه به گوناگونی متغیرهای مورد بررسی و تغییر بازه‌های زمانی مورد بررسی در هریک از پژوهش‌ها، نتایج آن‌ها متفاوت و هریک از این پژوهش‌ها دارای محتوای اطلاعاتی متفاوتی می‌باشند. یافته‌های پژوهشی مشابه که توسط وازیوزمن (2015) در بورس اوراق بهادار مالزی انجام شد نیز نشان داد که رابطه بین سرمایه در گردش و ارزش بنگاه در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار مالزی در سطح اطمینان 95 درصد معنی‌دار نمی‌باشد. به استفاده‌کنندگان اطلاعات حسابداری و مالی پیشنهاد می‌شود در تصمیمات سرمایه‌گذاری خود، به سرمایه در گردش شرکت موردنظر، اجزاء سرمایه در گردش و سایر ابعاد مالی شرکت مانند ساختار تأمین مالی توجه نمایند. همچنین استانداردگذاران حسابداری و سیاست‌گذاران بورس، شرکت‌ها را به ارائهٔ اطلاعات بیشتر نسبت به اجزاء سرمایه در گردش، هزینه‌های مربوط به تحقیق و توسعه بصورت جداگانه و در یادداشت‌های تکمیلی تشویق نمایند.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1- استاد گروه حسابداری، دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران. (نویسنده اصلی) [e-mail]

2- کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه تهران، تهران، ایران.

[3]-  کارشناس ارشد حسابداری، دانشگاه الزهرا (س)، تهران، ایران. (مسئول مکاتبات) [e-mail]

---

[i] Rappaport

[ii] Wasiuzzaman

[iii] Havoutis

[iv] Fazzari and Petersen

[v] Faulkender and Wang

[vi] Samiloglou and Demirgunes

[vii] Gill et. al

[viii] Ameri and Lotfi

[ix] Autukaite and Molay

[x] Kieschnick et. al

[xi] Kieschnicket. al

[xii] Luo et.al

[xiii] Brigham and Daves

[xiv] Salek

[xv] Smooth Fixed Investment

[xvi] Fama and French

[xvii] Earnings

[xviii] Pinkowitz et. al

[xix] Cash Valuation

[xx] Pooled

[xxi] Panel

[xxii] Modified Wald Statistic

[xxiii] Greene

[xxiv] Wooldridge

[xxv] Variance Inflation Factor

[xxvi] Rogers

[xxvii] White

[xxviii] White heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance

[xxix] Durbin Watson

مراجع

1)     افلاطونی، عباس، (1392)، " تجزیه و تحلیل آماری با Eviews در تحقیقات حسابداری و مدیریت مالی"، انتشارات ترمه.

2)     پورحیدری، امید و رحمت اله هوشمندزعفرانیه، (1391)، "مروری بر تحقیقات تجربی پیرامون تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت‌ها"، فصلنامه پژوهش حسابداری. سال اول، شماره 5، صص 1- 18.

3)     تشکری جهرمی، محمد، یوسف احدی سرکانی و عبدالرضا تالانه، (1393)، "مدیریت بهینه سرمایه در گردش و ثروت سهامداران"، بررسی‌های حسابداری، دوره 21، شماره 2، صص 127-150.

4)     فتحی، سعید و سید یاسین توکلی، (1388)، "بررسی ارتباط بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد مالی بنگاه‌های اقتصادی"، بررسی‌های بازرگانی، شماره 36، صص 104- 116.

5)     فخاری، حسین و قاسم روحی، (1392)، "بررسی تأثیر وجه نقد نگهداری شده و مدیریت سرمایه در گردش بر مازاد بازده سهام شرکت‌ها"، مجله دانش حسابداری، سال چهارم، شماره 14، صص 27-49.

6)      مرادی، محسن، مرتضی شفیعی سردشتی و مهسا معمارپور یزدی، (1393)، "ارتباط استراتژی‌های مدیریت سرمایه درگردش با ارزش افزوده بازار شرکت‌ها"، پژوهش‌های تجربی حسابداری، سال سوم، شماره 11، صص 93-113.

7)     مرادی، محمد علی و مصطفی نجار، (1392)، "بررسی رابطه بین مازاد سرمایه در گردش و مازاد بازده سهام شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 20، شماره 2، صص 109-132.

8)     واعظ، سید علی، محمدحسین قلمبر، نسرین قنواتی و فاطمه رحمانی، (1393)، "بررسی رابطه تمرکز مالکیت و ساختار هیأت مدیره با کارایی مدیریت سرمایه در گردش"، فصلنامه مدیریت دارایی و تأمین مالی، سال دوم، شماره چهارم، صص 113- 128.

9)      Ameri, M., Lotfi, M. (2013), “The Effect of Working Capital Management on Reducing the Stock Price Crash Risk (Case Study: Companies Listed in Tehran Stock Exchange)”, International Research Journal of Applied and Basic Sciences. Vol. 6 (9).

10)   Autukaite, R.,Molay, E. (2013), “Cash Holding, Working Capital and Firm Value: Evidence from France”.

11)   Brigham, E. and Daves, P. (2007), “Intermediate Financial Management”, 9th ed., Thomson Learning, Mason, OH.

12)   Fama, E.F. and French, K.R. (1998), “Taxes, Financing Decisions, and Firm Value”, Journal of Finance, Vol. 53, No. 3, PP. 819-843.

13)   Faulkender, M. and Wang, R. (2006), “Corporate Financial Policy and the Value of Cash”, Journal of Finance, Vol. 61, No. 4, PP. 1957-1990.

14)   Fazzari, S.M. and Petersen, B. (1993), “Working Capital and Fixed Investment: New Evidence on Financing Constraints”, Rand Journal of Economics, Vol. 24, No. 3, PP. 328-342.

15)   Gill, A., Biger, N., Mathur, N. (2010), “The Relationship Between Working Capital Management And Profitability: Evidence From The United States”, Business and Economics Journal, Vol. 2010: BEJ-10.

16)   Greene, W. (2000), "Econometric Analysis", New York: Prentice-Hall.

17)   Havoutis, N. (2003), “Optimising Working Capital: The Latest Solutions”, JP Morgan, New York, NY.

18)   Kieschnick, R., LaPlante, M. & Moussawi, R. (2011), “Working Capital Management and Shareholder Wealth”, Electronic copy. available at: http://ssrn.com/abstract=1431165.

19)   Kieschnick, R., Laplante, M. and Moussawi, R. (2013), “Working Capital Management and Shareholders’ Wealth”, Review of Finance, Vol. 17, No. 5, PP. 1827-1852.

20)   Kieschnick, R., LaPlante, M. and Moussawi, R. (2008), “Working Capital Management, Agency Costs, and Firm Value”, Financial Management Association Annual Meeting.

21)   Luo, M. M., Lee, J.J.-Y., and Hwang, Y. (2009), “Cash Conversion Cycle, Firm Performance and Stock Value”, Financial Management Association Annual Meeting, October 21-24, Reno-Lake Tahoe.

22)   Pinkowitz, L., Stulz, R. and Williamson, R. (2006), “Does the Contribution of Corporate Cash Holdings and Dividends to Firm Value Depend on Governance? A Cross-country Analysis”, Journal of Finance, Vol. 61, No. 6, PP. 2725-2751.

23)   Rappaport, A. (1998), “Creating Shareholder Value”, The Free Press, New York, NY.

24)   Rogers, W. (1994), “Regression Standard Errors in Clustered Samples”, Stata Technical Bulletin, Vol. 3, No. 13, PP. 19-23.

25)   Salek, J.G. (2005), “Accounts Receivable Management Best Practices”, John Wiley & Sons, Hoboken, NJ.

26)   Samiloglou, F. and Demirgunes, K. (2008), “The Effect of Working Capital Management on Firm Profitability: Evidence from Turkey”, International Journal of Applied Economics and Finance, Vol. 2, No. 1, PP. 44-50.

27)   Wasiuzzaman, s. (2015), “Working Capital and Firm Value in an Emerging Market”, International Journal of Managerial Finance, Vol. 11, No. 1, PP. 60 – 79.

 

 

 

 

 

یادداشت‌ها