تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود در توضیح دهندگی تأثیر سلامت مالی و مشکلات نمایندگی در ارزش بازار شرکت

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانشجوی دکترای حسابداری، دانشگاه شهید چمران اهواز

2 دانشیار گروه حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد بروجرد

3 دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه ازاد اسلامی واحد بروجرد

چکیده

هدف این پژوهش، بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود در توضیح‏‌دهندگی تأثیر سلامت مالی و مشکلات نمایندگی در ارزش بازار شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. بدین‌منظور، پنج فرضیه برای بررسی این موضوع تدوین و داده‌های مربوط به 120 شرکت عضو بورس اوراق بهادار برای دورۀ زمانی بین سال‎های 1387 تا 1392 تجزیه و تحلیل شد. الگوی رگرسیون پژوهش با استفاده از روش داده­های تابلویی با رویکرد آثار ثابت، بررسی و آزمون شد. نتایج نشان داد دارایی نامشهود مناسب، به شرکت برای دستیابی موفقیت­‌آمیز به ریشه­های خلق ارزش کمک می‎کند؛ به عبارت دیگر، دارایی­های نامشهود، محرک اصلی رشد و ایجاد ارزش در بسیاری از بخش‏های اقتصادی است. افزون بر این، نتایج نشان داد دارایی نامشهود در توضیح‌دهندگی ارتباط بین سلامت مالی شرکت (متغیر عملکرد شرکت) و هزینۀ نمایندگی (سیاست توزیع سود) در ارزش بازار شرکت، تأثیر معناداری دارد. همچنین نتایج نشان داد دارایی نامشهود بر توضیح‌دهندگی تأثیر دو متغیر دیگر (قدرت پرداخت بدهی و نسبت بدهی) در ارزش بازار شرکت، تأثیر معناداری ندارد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Effect of Investments in Intangible Assets in the Explanatory Impact of Financial Health and Agency Problems on the Market Value Company's

نویسندگان [English]

  • Javad Nikkar Nikkar 1
  • Mahmod Hemat far 2
  • Maryam Esami 3
1 Ph.D. Student in Accounting, Shahid Cahmran University of Ahvaz
2 Associate professor of accounting, Islamic Azad University of Boroujerd
3 MSc Student in Accounting, Islamic Azad University of Boroujerd
چکیده [English]

The aim of this study is to investigate the effect of investments in intangible assets in the explanatory impact of financial health and agency problems on the market value company's in the company at listed in the Tehran Stock Exchange. For this purpose five hypotheses are developed and data on the 120 companies in Tehran Stock Exchange for the period between the years 2009 to 2014 were analyzed. This regression model using panel data with fixed effects approach, reviews and tests. The results showed that the intangible asset helps to companies to create value. In other words, the results confirm that intangible assets the major driver for growth and value creation in many sectors of the economy. In addition, the results showed that intangible assets has a significant effect on the explanatory relationship between financial health of the company's (variable performance) and agency costs (profit distribution policy) on the company's market value. Also, the results indicate that the intangible asset on the explanatory impact other two variables (the solvency and debt) No significant effect on the market value of the company.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Intangible assets
  • financial health
  • agency problems and the market value of the compa

مقدمه

 

امروزه نگاه مدیریت واحدهای انتفاعی به جای محیط و صنعت به‌طور جدی به منابع درون سازمانی معطوف شده است. منابع غیرعینی که از آن با عناوینی چون دانش، دارایی نامشهود، دارایی راهبردی و ... نیز یاد می­شود، مهم‌ترین منابع درون‌سازمانی است که شرایط ایجاد و افزایش مزیت­های رقابتی پایدار را دارد. مقارن با انقلاب فناوری اطلاعات و توسعۀ سریع فناوری برتر، از دهۀ 1990 الگوی رشد اقتصادی، تغییرات اساسی یافت؛ درنتیجه، عامل دانش که مهم‌ترین سرمایه بود، جایگزین سرمایه‌های مالی و فیزیکی در اقتصاد جهانی شد؛ به بیان دیگر، اقتصاد صنعتی جای خود را به اقتصاد دانش‌محور داد. در اقتصاد صنعتی، عوامل اصلی تولید ثروت اقتصادی، دارایی­های فیزیکی و مشهود مانند زمین، نیروی کار، پول و ماشین‌آلات و ... است و درنهایت، ترکیب این عوامل موجب تولید ثروت می‌شود. در این نوع اقتصاد، دانش که کلیدی‌ترین عامل ایجاد ارزش و ثروت است، نقش اندکی دارد [8]. در اقتصاد دانش‌محور، به دانش و دارایی‌های نامشهود به‌عنوان عامل اصلی تولید ثروت در مقایسه با سایر دارایی‏های مشهود و فیزیکی، جایگاه مهم‌تری اختصاص می‌یابد. در بازارهای رقابتی کنونی که هدف سازمان‌ها، کسب سهم بیشتر بازار با ایجاد مزیت‌های رقابتی است، موفقیت یک سازمان در گروی به‌کارگیری و مدیریت عنصر دانش و دارایی‏های نامشهود در تمامی ابعاد سازمانی است.

افزون بر این، افزایش شکاف بین ارزش واقعی و دفتری شرکت‌ها، توجه پژوهشگران را برای توضیح ارزش نامرئی جلب کرده است؛[1] ارزشی که از آن با نام دارایی نامشهود نام برده می‌شود و در تمامی ابعاد سازمان همچون یک پیکرۀ دانش حضور دارد؛ اما نادیده گرفته می‌شود. براساس پژوهش­های انجام‌شده بین 500 شرکت تایوانی، نسبت ارزش بازار (واقعی) شرکت‌ها به ارزش دفتری آنها به‌تدریج از 1 تا بیشتر از 5 برابر بین سال‌های 1997 تا 2001 افزایش یافته است. پژوهش­ها نشان داد در حدود 80 درصد ارزش بازار شرکت‌ها در گزارش‌های مالی آنها منعکس نشده ‌است [17]. همچنین نتایج نشان داد در سال 1982، از هر صد دلار سرمایه‌گذاری در سهام شرکت­های تولیدی امریکا، 62 درصد از این سرمایه‌گذاری، صرف دارایی­های مشهود می­شد و دارایی­های مشهود، سهم عظیمی از ارزش بازار شرکت‏ها را در بر می­گرفت؛ اما در سال 1999، این عدد به 16 درصد رسید؛ یعنی حدود 84 درصد ارزش بازار شرکت را دارایی­های نامشهود تشکیل می­داد. این افزایش نسبت دارایی­های نامشهود به کل ارزش بازار شرکت­ها، اهمیت توجه به این دارایی را نشان می‌دهد [25].

مسألۀ اصلی این پژوهش نیز بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود در توضیح‌دهندگی تأثیر سلامت مالی و مشکلات نمایندگی در ارزش بازار شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. اهمیت و ضرورت پژوهش حاضر به‌دلیل اهمیت فزاینده‌ای است که این سرمایۀ کمتر شناخته ‌‌شده (دارایی­های نامشهود) در ارزش واقعی شرکت‌ها و به‌تبع آن، موفقیت و شکست آنها در محیط رقابتی و پیچیدۀ ‌امروزی دارد. افزون بر این، به‌دلیل اقبال و توجه رو به افزایش شرکت‌های مطرح نسبت به دارایی نامشهود، این پژوهش کوششی برای ارج‌نهادن بر این مفهوم در کشور نیز به شمار می‌آید. ساختار مقاله تا انتها در برگیرندۀ پیشینۀ نظری و تجربی پژوهش، تدوین فرضیه‌ها و روش‌شناسی پژوهش و درانتها، شامل یافته­های پژوهش به همراه نتیجه‏گیری و ارائۀ پیشنهادهای پژوهش است.

 

مبانی نظری پژوهش

در چند دهۀ گذشته، توسعه و تغییر محیط کسب و کار رشد زیادی داشته است. پیشرفت سریع فناوری، خصوصی‌سازی و جهانی‌شدن، شرکت­ها را به سرمایه گذاری مجدد مجبور کرده است. سرمایه‌گذاری­هایی که به شرکت­ها کمک می­کند توانایی رقابتی خود را بهبود دهند، به دو دسته تقسیم می‏شود. مورد اول، دارایی مشهود است که شواهد فیزیکی دارد؛ در حالی که مورد دوم، دارایی نامشهود است که بدون شواهد فیزیکی است. دارایی نامشهود مناسب، به شرکت برای دستیابی موفقیت‌آمیز به ریشه‌های خلق ارزش کمک می­کند [9]. افزون بر این، پژوهشگران معتقدند دارایی­های نامشهود، محرک اصلی برای رشد و ایجاد ارزش در بسیاری از بخش­های اقتصادی است [26]. پنمن[2] (2009) تفاوت دارایی مشهود و نامشهود را در فیزیکی‌بودن و قابلیت شناسایی می­داند و عقیده دارد حتی اگر دارایی­های نامشهود شناسایی شوند، قیمت بازار مناسبی برای آنها وجود ندارد و ارزش تخمینی یک دارایی نامشهود هرگز نمی­تواند با قیمت بازار تأیید شود و به‌طور ذاتی، قضاوتی است. دردسر حسابداری نیز واردکردن ارزش­های ذهنی در آن است؛ در حالی که خود دارایی نیز ذهنی است. این موضوع باعث شده است بیشتر دارایی­های نامشهود در امریکا شناسایی و ثبت نشود [24].

دو دیدگاه عمده دربارۀ حسابداری دارایی نامشهود وجود دارد. عده­ای از صاحب­نظران حسابداری عقیده دارند نسبت زیاد ارزش بازار سهام به ارزش دفتری، نشان‌دهندۀ وجود دارایی­های نامشهود ثبت‌نشده‌ای در شرکت است و اگر دارایی‌های ثبت‌نشده‌ای در ترازنامه وجود داشته باشد، موجب بروز مشکلات متعدد خواهد شد. مطالعات تجربی نشان داده است رابطۀ مثبتی بین دارایی نامشهود و قیمت‌های سهام وجود دارد [19 و 23]. دلایل دیگر افراد مبنی بر وجود دارایی نامشهود در شرکت­ها و ارزش آنها، وثیقه قراردادن این نوع دارایی­های ثبت‌نشده برای وام­ها و بیمه‌کردن این نوع دارایی­ها است [28]. علاوه بر این، کاسترو[3] (2014) بیان می­کند اگر دارایی­ها کمتر ارزیابی شوند و یا دارایی­های نامشهود ثبت نشوند، عواقب متعددی شامل؛ بازده بازار کمتر به‌دلیل بسنده‌کردن مدیر به بازده کم در اثر دارایی­های کمتر، دامنۀ قیمت کم برای شرکت، برنامه‌ریزی ضعیف، رهبری منابع ضعیف، ازدست‌دادن اعتماد سرمایه‌گذاران و آسیب در فروپاشی یا اعمال کنترل متوجه شرکت است [4].

درمقابل، عده­ای از اندیشمندان حسابداری معتقدند به دو دلیل دارایی­های نامشهود را نمی‌توان در ترازنامۀ شرکت ثبت کرد. اول اینکه، شواهد عینی برای ارزش این نوع دارایی وجود ندارد و دوم اینکه، شناسایی این اقلام، هزینه‌های غیرضروری به شرکت تحمیل می­کند [7]. افزون بر این، پنمن (2009) عقیده دارد بیشتر دارایی نامشهود به‌تنهایی دارایی‌ای نیست که آن را مستقل از سایر دارایی­ها در ترازنامه بتوان ارزشیابی کرد. ارزش آنها از ایجاد جریان‌های نقدی با دارایی­های دیگر به‌طور مشترک ناشی می­شود؛ بنابراین، ترازنامه مکانی برای گزارش ارزش دارایی­های نامشهود نیست [24]. پتکو[4] (2011) بیان کرد دارایی­های نامشهود، مزایای بسیاری برای شرکت ایجاد می‏کنند؛ با این حال، آن نیز موجب هزینۀ نمایندگی و ورشکستگی شرکت می­شود [25]. به‌علاوه، بسیاری از اقتصادانان، مدیران را به‌دلیل اشتباه در ارزش‌گذاری و رفتار با دارایی نامشهود متهم می‌کنند که به بحران اقتصاد جهانی در سال 2008 منجر شده است. آنان معتقدند پدیدۀ حباب قیمتی به‌دلیل ناتوانی در شناسایی برخی دارایی­های نامشهود می‌تواند اتفاق بیفتد و قیمت دارایی مقدار واقعی از ارزش ذاتی دارایی را منعکس نکند؛ بنابراین، افزایش شکاف بین ارزش بازار و ارزش دفتری شرکت موجب انعکاس اهمیت دارایی نامشهود و راهی برای اندازه‌گیری آن است [9]؛ درنتیجه، هر دو ویژگی دارایی نامشهود یعنی ایجاد مزیت رقابتی برای شرکت و ایجاد خطر بالقوۀ حباب قیمتی باعث می‌شود این دارایی خاص به موضوع پژوهشی جالبی تبدیل شود.

افزون بر این، از آنجا که امروزه پرهیز از ورشکستگی، راهبردی بنیادی است که هدف آن تضمین فعالیت‏‎های کسب و کار است، پژوهشگران به بحث پیش‌بینی سودآوری و ارزیابی تداوم فعالیت شرکت ها توجه کرده‌اند. سلامت مالی به مفهوم توان سودآوری و تداوم فعالیت واحد اقتصادی (صندوق بین‌المللی پول، 2000) برای کلیّۀ سهامداران و صاحبان منافع، اهمیت بسیار زیادی دارد و اساساً همۀ صاحبان منافع در واحدهای اقتصادی به داشتن ابزارهای مناسبی علاقه‌مندند که سودآوری و تداوم فعالیت این واحدها را بتوانند ارزیابی و پیش‌بینی کنند [13]. پیشرفت سریع فناوری و تغییرات محیطی وسیع نیز شتاب فزاینده­ای به اقتصاد بخشیده است و رقابت روزافزون بنگاه­های اقتصادی، دستیابی به سود را محدود و احتمال ناتوانی در ایفای تعهدات و توقف فعالیت­های آنها را افزایش داده است. ورشکستگی‏های بی­سابقۀ اخیر شرکت‏های بزرگ در سطح بین‌المللی و نوسان­های بورس اوراق بهادار در ایران، وجود بحران‏های مالی در شرکت ها و صنایع مهم داخلی و تأثیر آنها در ورشکستگی و نابودی شرکت­ها که از آنها به سونامی وحشتناک مالی می‌توان یاد کرد، نگرانی‌هایی را ایجاد کرده است که نیاز به وجود ابزارهایی را برای ارزیابی توان و سلامت مالی شرکت­ها با توجه به شرایط محیطی نشان می‌دهد. یکی از ابزارهای ارزیابی توان مالی شرکت­ها، استفاده از نسبت‌های مالی مستخرج از صورت‌های مالی و انواع مؤلفه‌های مبتنی بر ارزش به‌عنوان متغیرهای پیش‌بینی‌کنندۀ سلامت مالی شرکت‌ها است [27].

در پژوهش حاضر از دو معیار برای اندازه‌گیری سلامت مالی شرکت استفاده می­شود؛ معیار اول، عملکرد شرکت و معیار دوم، نسبت قدرت پرداخت بدهی[5] شرکت است. دربارۀ معیار عملکرد شرکت (به‌عنوان معیاری برای سلامت مالی)، گارانینا و پاولو[6] (2010) معتقدند ارزش نامشهود، ارتباط مثبتی با عملکرد شرکت دارد [8]. پتکو (2011) استدلال می­کند وجود دارایی نامشهود مستلزم آن است که شرکت در چند سال اخیر منافعی به دست آورده باشد و در بین رقبا، جایگاه مناسبی در صنعت داشته باشد؛ درنتیجه، این درک وجود دارد که وجود دارایی نامشهود می‎تواند عملکرد شرکت را بهبود دهد [25]. افزون بر این، ماهیت دارایی نامشهود به‌گونه­ای است که ریسک زیادی دارد (ریسک ورشکستگی و ریسک نقدینگی) و مستلزم توجه خاص از لحاظ مدیریت ریسک است؛ بنابراین ماهیت ریسکی دارایی نامشهود، نگرانی بسیار مهمی در سرمایه‌گذاری در آن ایجاد می­کند [2]. براساس همین مشکل، پتکو (2011) گام‏هایی برای مقابله با ریسک دارایی نامشهود ارائه کرد. وی استدلال می­کند سهامداران برای کاهش ریسک دارایی نامشهود، سهم بدهی را به‌عنوان یکی از منابع تأمین مالی، در سرمایه‌گذاری دارایی نامشهود کاهش می­دهند (به عبارت دیگر، ریسک بدهی را برای جبران ریسک دارایی نامشهود کاهش می­دهد)؛ بنابراین، این نظریه وجود دارد که شرکت­ها برای سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود، بیشتر به سرمایه‌گذاری با صدور سهام جدید تمایل دارند؛ زیرا شرکت هیچ تعهدی برای پرداخت بازده سهام به‌صورت دوره­ای ندارد؛ درنتیجه، انتظار می‌رود درادامه، کاهش بدهی سبب افزایش قدرت پرداخت بدهی و سلامت مالی شرکت ­شود [25].

رابطۀ نمایندگی، نوعی قرارداد است که براساس آن یک یا چند نفر (مالک یا مالکان) شخص دیگری (نماینده یا مدیر) را مأمور اجرای عملیاتی می‌کنند و در این راستا، اختیار برخی تصمیم‏گیری­ها را نیز به وی تفویض می‌کنند [12]. با برقراری رابطۀ نمایندگی، هر یک از دو طرف رابطه به دنبال به‌حداکثررساندن منافع شخصی خویش است. به دلیل یکسان‌نبودن تابع مطلوبیت مدیران با مالکان، بین آنان تضاد منافع به وجود می­آید. هدف اولیۀ شرکت‌ها، افزایش ثروت مالکان است؛ اما به‌دلیل وجود تضاد منافع، مدیران لزوماً همیشه در پی کسب حداکثر منافع برای مالک (مالکان) نخواهند بود [23]؛ درنتیجه، این تضاد منافع به مشکلات نمایندگی منجر می‏شود. پرداخت سود سهام یکی از ابزارهای مؤثری است که مدیران برایکاهش تعارض­های نمایندگی در شرکت می‌توانند به کار ببرند. پرداخت سود سهام به دو دلیل ممکن است تضاد نمایندگی را در شرکت کاهش دهد: نخست، پرداخت سود سهام، میزان جریان نقد آزاد شرکت را کاهش می‌دهد که ممکن است با اشخاص دارای اطلاعات محرمانه در زمینۀ پروژه‌های موجود ، به نفع خود و به هزینۀ سهامداران صرف شود. دوم اینکه، سودهای سهام تقسیمی موجب می‌شود شرکت‌ها در معرض بازرسی‌های مکرر بازارهای سرمایه قرار بگیرند؛ زیرا پرداخت سود سهام، احتمال انتشار سهام عادی جدید را افزایش می‌دهد [20].

دربارۀ تضاد نمایندگی که با سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود ایجاد می‏شود، دو دیدگاه وجود دارد. دیدگاه اول، بیان می‌کند مدیر به‌عنوان مجری طرح سرمایه‌گذاری دارایی نامشهود، نقش زیادی در نگهداری موقعیت استراتژیک در پروژه دارد؛ بنابراین، منافع برای مدیران با افزایش قدرت چانه‌زنی آنان ایجاد می‏شود [21]. دیدگاه دوم، بیان می­کند پروژه‌های سرمایه گذاری نوآور (دارایی نامشهود) پرمخاطره و پیش‌بینی‌نشدنی است؛ بنابراین، قرارداد مدیریت تحت مجموعه‌ای از این شرایط، تقاضاهای خاصی از سوی مدیریت دارد؛ درنتیجه، هزینۀ نمایندگی دربارۀ نوآوری (سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود) افزایش می­یابد [11]. مارتین و آلوز[7] (2010) استدلال می­کنند نتیجۀ آزادی عمل در رفتار اختیاری مدیران سبب تشدید بیشتر ارزیابی بیشتر دارایی نامشهود، جابه‌جایی دارایی (انتقال ریسک) و افزایش مشکلات سرمایه‌گذاری می‌شود که درنهایت، مشکلات انتخاب مغرضانه را تشدید می‌کند. از این دیدگاه، دارندگان بدهی در معرض بیشترین ریسک در عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه­های ورشکستگی زیاد قرار دارند [18]؛ درنتیجه، دارندگان بدهی، اعتبار خود را برای شرکت­ها با تشدید دارایی نامشهود محدود خواهند کرد. وجود دارایی نامشهود نیز کنترل سهامداران را بر حجم بدهی افزایش خواهد داد؛ زیرا مالکان برای تأمین مالی دارایی نامشهود به حقوق صاحبان سهام به جای ایجاد بدهی تمایل دارند؛ زیرا بدهی صرف پرداختی بیشتری دارد که سبب ریسک زیادی برای تأمین مالی نوآوری می‌شود؛ بنابراین، این قضیه سبب همبستگی منفی بین سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود با سطح بدهی می‌شود [29].

افزون بر این، در پژوهش حاضر از سود پرداختی سهام به‌عنوان یکی از معیارهای هزینۀ نمایندگی استفاده می‏شود. این استدلال وجود دارد که حفظ سود سهام یکی از منابع تأمین مالی سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود شرکت است [10]. علاوه بر این، شرکت­هایی که خود سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود دارند، از این دارایی­ها برای سرمایه‌گذاری بلندمدت استفاده می­کنند؛ بنابراین با توجه به سرمایه‌گذاری بلندمدت، چرخۀ حیات این شرکت­ها در مرحلۀ رشد قرار دارد؛ درنتیجه، شرکت­ها با تشدید دارایی نامشهود، به پرداخت سود کمتری تمایل دارند (به‌دلیل قرارگرفتن در مرحلۀ رشد). مطابق نظریۀ علامت‌دهی، شرکت­های باعدم تقارن زیادی، به پرداخت سود بیشتری تمایل دارند؛ بنابراین، باتوجه به اینکه سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود به سبب ریسک زیاد، بیشتر با صدور سهام به جای ایجاد بدهی تأمین مالی می‌شود، شرکت­ها تمایل دارند برای جذب بیشتر سرمایه‌گذاری با صدور سهام، سهام شرکت را با پرداخت سود تقسیمی بیشتر، جذاب‌تر نشان دهند [29].

 

پیشینۀ پژوهش

لیم و همکاران (2015) ارتباط بین دارایی نامشهود و ساختار سرمایه را بررسی کردند. این پژوهش با دورۀ زمانی بین سال‏های 2002 تا 2011 با استفاده از روش تجزیه و تحلیل همبستگی با رویکرد رگرسیونی انجام شد. نتایج حاصل از پژوهش وی نشان داد رابطۀ مثبت معناداری بین دارایی نامشهود و دارایی مشهود با اهرم مالی شرکت وجود دارد. همچنین نتایج نشان داد دارایی نامشهود، اثر قوی‌تری در اهرم مالی در شرکت­های با فناوری قوی­تر و شرکت­های با شدت دارایی مشهود کمتر دارد [15]. افزون براین، راسل (2014) با استفاده از داده‌های شرکت‌های استرالیایی در دورۀ 1987 تا 2012، رابطۀ بین شناسایی دارایی‌های نامشهود و ارزش‌های آن را با انگیزه‌های شرکت برای مدیریت سود آزمون کرد. علاوه بر این، ارتباط ارزشی دارایی نامشهود و شناسایی سرقفلی، مخارج تحقیق و توسعه، اکتشاف و ارزیابی و دارایی­های نامشهود شناسایی‌شدنی با عملکرد شرکت را بررسی کرد. یافته‌های وی نشان داد شناسایی دارایی‏های نامشهود با برنامه‌های پاداش مدیران، انتشار سهام و اهرم ارتباط دارد. علاوه بر این، اکتشاف و ارزیابی و سرقفلی در مقایسه با دارایی­های نامشهود شناسایی‌شدنی و تحقیق و توسعه، رابطۀ بسیار قوی‌تری با عملکرد دارند. دارایی­های نامشهود نیز با عملکرد شرکت­های کوچک و هم با عملکرد شرکت­های بزرگ، رابطه­ای منفی دارد [17]. کاسترو (2014) تأثیر دارایی نامشهود را در ارزش بازار شرکت در کشورهای امریکای جنوبی بررسی کرد. نتایج پژوهش وی نشان داد دارایی نامشهود، تأثیر منفی معناداری در ارزش بازار شرکت دارد [4].

نسیف[8] (2013) اثر ارزش افزودۀ سرمایه فکری را در سلامت مالی شرکت بررسی کرد. نتایج پژوهش وی نشان داد سرمایۀ فکری و انسانی، ارتباط معناداری با شاخص­های سلامت مالی نظیر بهره‌وری و سودآوری دارد. سرمایۀ ساختاری نیز ارتباط معناداری با قدرت نقدینگی به‌عنوان متغیر سلامت مالی شرکت دارد [21]. اولیا[9] و همکاران (2013) نیز تأثیر دارایی نامشهود را در مزیت­های رقابتی شرکت و ارزش بازار آن بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد دارایی نامشهود، تأثیر مثبت معناداری در مزیت­های رقابتی و ارزش بازار شرکت دارد. علاوه بر این، آنان بیان کردند که این تأثیر در شرکت­های تولیدی بیشتر از شرکت­های غیرتولیدی است [3]. هوسنا[10] و همکاران (2013) تأثیر دارایی نامشهود را در استراتژی رقابتی و عملکرد مالی شرکت در شرکت­های اندونزیایی بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد وجود دارایی نامشهود سبب انتخاب مزیت رقابتی برتر و درنهایت، سبب بهبود عملکرد مالی شرکت می­شود [11]. علاوه بر این، ویدین[11] (2012) تأثیر سرمایه‌گذاری را در دارایی نامشهود در سلامت مالی و مشکلات نمایندگی شرکت بررسی کرد. نتایج نشان داد دارایی نامشهود شرکت، تأثیر مثبت معناداری در ارزش بازار شرکت دارد. نتایج وی نشان داد دارایی نامشهود در مشکلات نمایندگی شرکت تأثیرگذار است؛ اما تأثیری در سلامت مالی شرکت ندارد [29]. اولیورا[12] و همکاران (2010) ارزش ارتباطی دارایی‌های نامشهود شناسایی‌شده براساس استانداردهای بین‎المللی را بررسی کردند که به‌تازگی پرتغال آنها راپذیرفته است. نتایج پژوهش آنان نشان داد سرقفلی گزارش‌شده و دیگر دارایی‏های نامشهود تا حد زیادی، با قیمت سهام شرکت در ارتباط است. علاوه بر این، نتایج آنان نشان دادند ارزش ارتباطی دارایی­های نامشهود بعد از پذیرش استانداردهای بین‏المللی کاهش یافته است [23]. در پژوهش‌های داخلی نیز قهرمان­ایزدی و بهنامه (1392) ارتباط بین دارایی­های نامشهود و ارزش بازار شرکت را برای شرکت‌های داروسازی در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان می‌دهد بین دارایی نامشهود گزارش‌شده و ارزش بازار، ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. درآمد عملیاتی غیرعادی نیز رابطۀ مثبت معناداری با ارزش بازار شرکت داشته است [9]. شمس و خلیلی (1390) معتقدند سرمایۀ فکری با شاخص‌های نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، بهره‌وری کارکنان و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری هر سهم، بازده دارایی‌ها و سود هر سهم، رابطۀ مستقیم دارد [26].

 

روش پژوهش

با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده و پژوهش­های پیشین، فرضیه‌های پژوهش به‌صورت زیر تدوین شده است:

فرضیۀ اول: دارایی نامشهود، ارتباط مثبتی با ارزش بازار شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دارد.

فرضیۀ دوم: دارایی نامشهود به توضیح ارتباط بین عملکرد شرکت و تأثیر آن در ارزش بازار شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران کمک می‌کند.

فرضیۀ سوم: دارایی نامشهود به توضیح ارتباط بین سلامت مالی شرکت و تأثیر آن در ارزش بازار در شرکت‎های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران شرکت کمک می‌کند.

فرضیۀ چهارم: دارایی نامشهود، بیشتر، ارتباط بین نسبت بدهی و ارزش بازار شرکت را در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران توصیف می‌کند.

فرضیۀ پنجم: دارایی نامشهود به توضیح رابطۀ سیاست تقسیم سود و ارزش بازار در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران کمک می‌کند.

پژوهش حاضر با توجه به نبود امکان کنترل کلیّۀ متغیرهای مربوط، از نوع پژوهش‌های تجربی محض نیست؛ اما با توجه به تجزیه و تحلیل اطلاعات گذشته، از نوع نیمه‌تجربی است.با توجه به اینکه نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش، یک مشکل یا موضوع خاص را حل می‌کند، از لحاظ هدف، کاربردی و از لحاظ روش نیز از نوع تجزیه و تحلیل همبستگی با رویکرد رگرسیونی است.

نمونۀ آماری پژوهش، کلیّۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در فاصلۀ زمانی سال‌های 1387 تا 1392 بوده است. در پژوهش حاضر، برای تعیین نمونۀ آماری از روش نمونه‌گیری به‌صورت حذف نظاممند استفاده شد؛ بدین صورت که در هر مرحله از بین کلیّۀ شرکت‌های موجود در ابتدای سال 1387، شرکت‌هایی انتخاب شدند که در دورۀ پژوهش تداوم فعالیت داشتند و شامل شرکت‌های تولیدی و صنعتی بودند و سال مالی آنها به انتهای اسفندماه ختم می‌شد. درنهایت، پس از مراحل مزبور، تعداد 120 شرکت برای انجام آزمون فرضیه‌های پژوهش انتخاب شد.

در پژوهش حاضر، گردآوری اطلاعات در دو مرحله انجام شده است. در مرحلۀ اول برای تدوین مبانی نظری پژوهش از روش کتابخانه‌ای و در مرحلۀ دوم، برای گردآوری داده‌های مدّنظر از ماهنامه‌های بورس و سایت‌های بورس و بانک مرکزی و نرم‌افزارهای اطلاعات مالی شرکت‌ها استفاده شده است؛ سپس برای آماده‌سازی اطلاعات از نرم‌افزار اکسل استفاده شده است؛ به این ترتیب که پس از استخراج اطلاعات مربوط به متغیرهای مدّنظر از منابع ذکرشده، این اطلاعات در کاربرگ‌های ایجادشده در محیط این نرم‌افزار وارد و سپس محاسبات لازم برای دستیابی به متغیرهای مدّنظر انجام شده است و درنهایت نیز برای آزمون فرضیه‏ها از نرم‌افزار ایویوز (eviews) نسخۀ 7 استفاده شده است.

برای تجزیه و تحلیل داده‌ها با استفاده از شاخص‌های مرکزی همچون میانگین، میانه و شاخص‌های پراکندگی انحراف معیار و برای آزمون فرضیه‌ها از الگوی رگرسیون داده‌های ترکیبی استفاده شده است. برای انتخاب از بین روش‌های الگوهای رگرسیونی ترکیبی[13] و تابلویی[14] از آزمون F لیمر استفاده شده است؛ یعنی اگر در آزمون F لیمر روش داده‌های ترکیبی انتخاب شود، کار تمام است؛ اما اگر روش داده‌های تابلویی انتخاب شد، لازم است آزمون هاسمن نیز انجام شود. از آزمون هاسمن برای تعیین استفاده از الگوی آثار ثابت در مقابل الگوی آثار تصادفی استفاده می‌شود [1]. قبل از برازش الگو و با توجه به اینکه شرکت‌های مدّنظر در پژوهش حاضر مربوط به صنایع مختلف است و در آن از روش داده‌های ترکیبی استفاده شده است؛ درنتیجه، امکان وجود ناهمسانی ­واریانس وجود دارد که برای رفع این مشکل از روش رگرسیون کم‌ترین مربعات تعمیم‌یافته برای برازش الگو استفاده شد. پس از برازش الگو برای بررسی نبود خودهمبستگی در باقی‌مانده‌های الگو از آمارۀ دوربین واتسون استفاده شده است.

 

الگوها و متغیرهای پژوهش

با توجه به چارچوب نظری و پیشینۀ پژوهش، الگوی پژوهش از نوع رگرسیون چندمتغیره است؛ بنابراین الگوهای زیر برای آزمون فرضیه‌های پژوهش پیشنهاد می‌شود [29]. گفتنی است این الگوها با توجه به فرضیه‌های پژوهش در دو الگو ارائه شده است که الگوی اول برای بررسی فرضیۀ اول و الگوی دوم برای بررسی سایر فرضیه‌های پژوهش به کار گرفته شده است.


الگوی شمارۀ (1)

 

الگوی شمارۀ (2)

 

 


متغیرهای پژوهش

متغیر وابسته

نسبت : این شاخص از دیدگاه نظری، برابر با نسبت ارزش بازار به ارزش جایگزینی دارایی‏های شرکت است و به‌صورت زیر محاسبه می‌شود [29]:

 

نسبت کیو توبین

 

متغیرهای مستقل

ROE(معیار سلامت مالی شرکت): بازده حقوق صاحبان سهام، متغیر عملکرد شرکت است که از تقسیم سود خالص پس از مالیات بر حقوق صاحبان سهام شرکت به دست می‌آید [29].

Solvency Ratio(معیار سلامت مالی شرکت): این نسبت از تقسیم مجموع سود خالص پس از مالیات به اضافۀ هزینۀ استهلاک بر کل بدهی‌های شرکت به دست می­آید [29].

(معیار مشکلات نمایندگی): از تقسیم کل بدهی‌ها به کل دارایی‌های شرکت به دست می‌آید [29].

(معیار مشکلات نمایندگی): برابر با نسبت سود پرداختی هر سهم به سود هر سهم شرکت است [29].

: برابر با ارزش دارایی نامشهود که در ترازنامه نشان داده شده است به کل دارایی­های ابتدای دورۀ شرکت است [29].

 

متغیر کنترل:

: برابر با لگاریتم طبیعی دارایی‌های شرکت است [29].

 

یافته‌های پژوهش

نمونۀ آماری پژوهش حاضر، شامل 120 شرکت است که با توجه به دورة 6 سالة پژوهش، نمونۀ نهایی دربرگیرندۀ 720 سال-شرکت است. میانگین، اصلی‌ترین و مهم‌ترین شاخص مرکزی به شمار می‌آید که نشان‌دهندة نقطۀ تعادل و مرکز ثقل توزیع است. میانه، نقطه‌ای است که یک نمونه را به دو قسمت مساوی تقسیم می‌کند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش و نزدیک‌بودن میانگین و میانه در بیشتر متغیرهای پژوهش، گفتنی است کلیۀ متغیرها، توزیع مناسبی دارند. افزون بر این، آماره‌های انحراف معیار، ضریب کشیدگی، چولگی و احتمال آمارۀ جارکوبرا نیز برای بررسی نرمال بودن توزیع داده‌ها به کار گرفته می‎شوند. با بررسی معیارهای مذکور می‌توان گفت داده‌های مربوط به متغیرهای مستقل و وابسته، توزیع نرمال دارند؛ زیرا متغیرها، حداقل فاصله از ارزش ارائه‌شده برای کشیدگی را دارند. علاوه بر این، نتایج حاصل از آمار توصیفی نشان داد، میانگین نسبت بدهی برابر با 67 درصد است که نشان‌دهندۀ سهم زیاد بدهی در ساختار سرمایۀ شرکت‏های ایرانی است. با توجه به میانگین درصد سود پرداختی، که برابر با 54 درصد است، می­توان ادعا کرد که درصد سود پرداختی در بازار سهام کشور، مقدار زیادی از سود کسب‌شده را دارد. افزون بر این، میانگین متغیر بازده حقوق صاحبان سهام برابر با 25 درصد است که با توجه به سطح تورم در دورۀ پژوهش، این بازده معقول و منطقی به نظر می‌رسد.

افزون بر این، همانگونه که در نگارۀ شمارۀ (1) مشاهده می‌شود، نتایج همبستگی بین متغیرهای پژوهش نشان داده شده است.

 

 

نگارۀ شمارۀ (1) همبستگی متغیرهای پژوهش

متغیر

1

2

3

4

5

6

7

نسبت کیوتوببن

1

 

 

 

 

 

 

نسبت دارایی نامشهود به کل دارایی ها

176/0

1

 

 

 

 

 

بازده حقوق صاحبان سهام

106/0

010/0

1

 

 

 

 

نسبت قدرت باز پرداخت بدهی

385/0

031/0

190/0

1

 

 

 

نسبت بدهی

07/0-

027/0

07/0-

53/0-

1

 

 

درصد سود تقسیمی

051/0

03/0-

169/0

349/0

44/0-

1

 

اندازۀ شرکت

14/0-

07/0-

01/0-

049/0

06/0-

088/0

1

 

 

با توجه به نگارۀ شمارۀ (1)، همانگونه که مشاهده می­شود، ضریب همبستگی متغیرهای پژوهش، منطقی است که نشان‌دهندۀ نبود همبستگی در بین متغیرهای پژوهش است. با استفاده از آزمون‌ لوین، لین و چو نیز پایایی متغیرهای پژوهش آزموده شد. در صورتی که متغیرهای پژوهش پایا نباشند، خواه دربارۀ داده‌های سری زمانی و خواه در داده‌های ترکیبی باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب خواهد شد. نتایج آزمون نشان می‌دهد تمامی متغیرهای پژوهش در سطح اطمینان 99 درصد پایا هستند؛ بنابراین پارامترها را بدون نگرانی از کاذب‌بودن آنها می‌توان برآورد کرد.

هدف این پژوهش، اندازه‌گیری تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود در سلامت مالی و مشکلات نمایندگی شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. در همین راستا، با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده، پنج فرضیه تدوین و درادامه، بررسی و آزمون شده است. برای این منظور، ابتدا الگوی شمارۀ (1) آزمون شده است؛ البته قبل از برازش الگوهای پژوهش، آزمون F لیمر باید برای بررسی استفاده از روش داده‏های تابلویی در مقابل روش داده­های تلفیقی برای نمونۀ پژوهش انجام شود.نتایج حاصل از آزمون F لیمر برای الگوی شمارۀ (1) و (2) نشان می‌دهد روش داده‌های تابلویی، روش برتر است؛ بنابراین برای انتخاب از بین الگوی داده‌های تابلویی با آثار ثابت یا داده‌های تابلویی با آثار تصادفی، آزمون هاسمن نیز باید انجام شود. نتایج مربوط به آزمون هاسمن نشان می‌دهد الگوی داده­های تابلویی با آثار ثابت برای الگو­های (1 و 2) روش برتر است؛ بنابراین درادامه، الگوهای پژوهش با توجه به روش برتر تخمین زده شد. برای بررسی فرضیۀ اول از الگوی شماره (1) استفاده شده است. نتایج مربوط به آزمون فرضیۀ اول در نگارۀ شمارۀ­ (3) آورده شده است.

 

 

نگارۀ شمارۀ (2) نتایج حاصل از برآورد الگوی پژوهش

 

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

156/10-

825/7-

000/0

(Intangible) دارایی نامشهود

301/8

146/2

0413/0

بازده حقوق صاحبان سهام (ROE)

056/0

282/1

203/0

قدرت بازپرداخت بدهی (Solvency)

610/0

237/5

000/0

نسبت بدهی (Debt)

115/1

964/4

000/0

نسبت سود تقسیمی (Dividend)

060/0

598/0

549/0

اندازۀ شرکت (Size)

791/0

341/8

000/0

ضریب تعیین

571/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

457/0

آمارۀ دوربین-واتسون

810/1

آمارۀ F

049/5

احتمال آمارۀ F

000/0

 

 

با توجه به نتایج نگارۀ شماره­ (2) و با توجه به آمارۀ F به‌دست‌آمده (049/5) و سطح خطای آن (000/0) می‌توان ادعا کرد که درمجموع، الگوی پژوهش، معناداری زیادی دارد. با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 45 درصد است، گفتنی است درمجموع، متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیشتر از 45 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آمارۀ دوربین واتسون که برابر 810/1 است، می‌توان ادعا کرد که خودهمبستگی مرتبۀ اول بین باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد.

با توجه به نتایج ارائه‌شده در نگارۀ شمارۀ­ (2)؛ سطح معناداری مربوط به فرض صفر، مبنی بر تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود بر ارزش بازار شرکت، برابر 041/0 است که کوچک‌تر از 05/0 است؛ بنابراین فرض صفر در سطح خطای 5 درصد رد نمی­شود؛ درنتیجه، با توجه به ضریب به‌دست‌آمده (30/8) و سطح خطای (041/0) می‌توان ادعا کرد که ارتباط مثبت معناداری بین سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود و ارزش بازار شرکت وجود دارد؛ به عبارت دیگر، می‎توان ادعا کرد دارایی نامشهود مناسب، به شرکت برای دستیابی موفقیت‌آمیز به ریشه‌های خلق ارزش کمک می‌کند (مطابق با پژوهش ویدین، 2012 و گارانیناو پاولو، 2011).

علاوه بر این، برای بررسی سایر فرضیه‌های پژوهش از الگوی شمارۀ (2) استفاده شده است. نتایج مربوط به آزمون این الگو در نگارۀ شمارۀ­ (3) آورده شده است.

 

 

نگارۀ شمارۀ (3) نتایج حاصل از برآورد الگوی پژوهش

 

متغیر

ضریب متغیر

آماره تی

سطح خطا

عرض از مبداء

147/6-

577/8-

000/0

(Intangible) دارایی نامشهود

409/47

067/2

044/0

بازده حقوق صاحبان سهام (ROE)

008/0

588/0

556/0

قدرت بازپرداخت بدهی (Solvency)

340/0

680/3

000/0

نسبت بدهی (Debt)

011/1

687/9

000/0

نسبت سود تقسیمی (Dividend)

025/0

312/0

697/0

اندازۀ شرکت (Size)

508/0

764/9

000/0

Intangible* ROE

833/7-

994/1-

047/0

Intangible* Solvency

821/6

657/0

511/0

Intangible* Debt

698/2-

185/0-

652/0

Intangible* Dividend

030/17-

535/2-

011/0

Intangible* Size

510/2-

352/1-

177/0

ضریب تعیین

747/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

677/0

آمارۀ دوربین-واتسون

923/1

آمارۀ F

687/10

احتمال آمارۀ F

000/0

 

 

 

 

با توجه به نتایج نگارۀ شمارۀ­ (3) و با توجه آمارۀ F به‌دست‌آمده (687/10) و سطح خطای آن (000/0) می‌توان ادعا کرد که درمجموع، الگوی پژوهش، معناداری زیادی دارد. با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ به‌دست‌آمده برای الگو که برابر 67 درصد است، گفتنی است درمجموع، متغیرهای مستقل و کنترل پژوهش بیشتر از 67 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهند. افزون بر این، با توجه به مقدار آمارۀ دوربین واتسون که برابر 923/1 است، می‌توان ادعا کرد که خودهمبستگی مرتبۀ اول بین باقی‌مانده‌های الگو وجود ندارد.

فرضیۀ دوم پژوهش، تأثیر دارایی نامشهود را در توضیح ارتباط بین عملکرد شرکت و ارزش بازار شرکت بررسی می‌کند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در نگارۀ شمارۀ (4) از برآورد الگو، ضریب متغیر بازده حقوق صاحبان سهام برابر 008/0 و سطح خطای آن 556/0 است. ضریب متغیر تعدیلی ضرب دارایی نامشهود در بازده حقوق صاحبان سهام برابر 833/7- است و با توجه به سطح معناداری آن که برابر با 047/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است، باید گفت بازده حقوق صاحبان سهام، تأثیر مثبت غیرمعناداری (در سطح خطای 5 درصد) در ارزش بازار سهام شرکت دارد؛ اما در شرکت­های با دارایی نامشهود بیشتر به‌دلیل افزایش ریسک مرتبط با سرمایه‌گذاری در اینگونه دارایی­ها، این رابطه به یک رابطۀ منفی معنادار تبدیل می‌شود؛ به عبارت دیگر، افزایش سودآوری (عملکرد) ناشی از استفادۀ دارایی نامشهود با توجه به ریسک زیاد آن نه‌تنها تأثیر مثبتی در قیمت ندارد، به سبب افزایش ریسک ناشی از این دارایی­ها، سبب تأثیر منفی در ارزش شرکت می­شود. افزون بر این، ضریب تعیین تعدیل‌شده در نگارۀ شمارۀ (3) برابر 45 درصد و در نگارۀ شمارۀ (4) برابر 67 درصد است که قدرت توضیح‌دهندگی بیشتر الگوی شمارۀ (2) را نشان می‌دهد؛ بنابراین با توجه به سطح معناداری، فرضیۀ دوم پژوهش در سطح خطای 5 درصد تأیید می‌شود.

فرضیۀ سوم پژوهش، تأثیر دارایی نامشهود را در توضیح ارتباط بین سلامت مالی شرکت و ارزش بازار شرکت بررسی می‌کند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در نگارۀ شمارۀ (4) از برآورد الگو، ضریب متغیر قدرت بازپرداخت بدهی برابر 340/0 و سطح خطای آن 000/0 است. ضریب متغیر تعدیلی ضرب دارایی نامشهود در قدرت بازپرداخت بدهی برابر 821/6 است و با توجه به سطح معناداری آن که برابر با 511/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است، باید گفت قدرت بازپرداخت بدهی (سلامت مالی شرکت) تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای 5 درصد) در ارزش بازار سهام شرکت دارد؛ اما در شرکت­های با دارایی نامشهود بیشتر به‌دلیل افزایش ریسک مرتبط با سرمایه‌گذاری در اینگونه دارایی‌ها، تأمین مالی با بدهی کاهش می‌یابد؛ درنتیجه، قدرت بازپرداخت بدهی افزایش و درنهایت، سبب افزایش سلامت مالی می­شود؛ به عبارت دیگر، می‌توان انتظار داشت دارایی نامشهود بیشتر سبب افزایش تأثیر مثبت سلامت مالی شرکت در ارزش بازار آن شود؛ البته سطح معناداری متغیر نشان می‌دهد این رابطه در سطح خطای 5 درصد، یک رابطۀ غیرمعنادار است. افزون بر این، ضریب تعیین تعدیل‌شده در نگارۀ شمارۀ (3) برابر 45 درصد و در نگارۀ شمارۀ (4) برابر 67 درصد است که نشان‌دهندۀ قدرت توضیح‌دهندگی بیشتر الگوی شمارۀ (2) است؛ بنابراین با توجه به سطح معناداری، فرضیۀ سوم پژوهش در سطح خطای 5 درصد رد می‌شود.

فرضیۀ چهارم پژوهش، تأثیر دارایی نامشهود را در توضیح ارتباط نسبت بدهی شرکت و ارزش بازار شرکت بررسی می‌کند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در نگارۀ شمارۀ (4) از برآورد الگو، ضریب متغیر نسبت بدهی برابر 011/1 و سطح خطای آن 000/0 است. ضریب متغیر تعدیلی ضرب دارایی نامشهود در نسبت بدهی برابر 698/2- است و با توجه به سطح معناداری آن که برابر با 652/0 و بیشتر از سطح خطای 05/0 است، باید گفت نسبت بدهی، تأثیر مثبت معناداری (در سطح خطای 5 درصد) در ارزش بازار سهام شرکت دارد؛ البته باید استدلال کرد شاید وجود این تأثیر مثبت معنادار به‌سبب استفاده از بدهی برای افزایش سودآوری است که درنهایت، سبب تأثیر مثبت معناداری در ارزش بازار شرکت شده است؛ اما در شرکت‌های با دارایی نامشهود بیشتر، به‌دلیل افزایش ریسک مرتبط با سرمایه‌گذاری در اینگونه دارایی‌ها، سبب افزایش ریسک شرکت می‌شود؛ درنتیجه، این تأثیر مثبت را به منفی تبدیل می­کند؛ البته سطح معناداری متغیر نشان می‌دهد این رابطه در سطح خطای 5 درصد، رابطۀ غیرمعناداری است. افزون بر این، ضریب تعیین تعدیل‌شده در نگارۀ شمارۀ (3) برابر 45 درصد و در نگارۀ شمارۀ (4) برابر 67 درصد است که قدرت توضیح‌دهندگی بیشتر الگوی شمارۀ (2) را نشان می‌دهد؛ بنابراین با توجه به سطح معناداری، فرضیۀ چهارم پژوهش در سطح خطای 5 درصد رد می‏شود.

فرضیۀ پنجم پژوهش، تأثیر دارایی نامشهود را در توضیح ارتباط سیاست تقسیم سود شرکت و ارزش بازار شرکت بررسی می‌کند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در نگارۀ شمارۀ (4) از برآورد الگو، ضریب متغیر نسبت سود پرداختی برابر 025/0 و سطح خطای آن 697/0 است. ضریب متغیر تعدیلی ضرب دارایی نامشهود در نسبت سود پرداختی برابر 030/17- است و با توجه به سطح معناداری آن که برابر با 011/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است، باید گفت نسبت سود پرداختی، تأثیر مثبت غیرمعناداری (در سطح خطای 5 درصد) در ارزش بازار سهام شرکت دارد؛ اما در شرکت‌های با دارایی نامشهود بیشتر، شرکت‌هایی که خود سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود دارند، از این دارایی‌ها برای سرمایه‌گذاری بلندمدت استفاده می­کنند؛ بنابراین با توجه به سرمایه‌گذاری بلندمدت، چرخۀ حیات این شرکت­ها در مرحلۀ رشد قرار دارد؛ درنتیجه، شرکت­ها با تشدید دارایی نامشهود، به پرداخت سود کمتری تمایل دارند (به‌دلیل قرارگرفتن در مرحلۀ رشد) که درنهایت، سبب کاهش قیمت می‌شود؛ البته این کاهش قیمت حتی می‎تواند به‌سبب افزایش ریسک در ارتباط با سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود باشد. علاوه بر این، سطح معناداری متغیر نشان می‏دهد این رابطه در سطح خطای 5 درصد، رابطۀ معناداری است. ضریب تعیین تعدیل‌شده در نگارۀ شمارۀ (3) نیز برابر 45 درصد و در نگارۀ شمارۀ (4) برابر 67 درصد است که نشان‌دهندۀ قدرت توضیح‌دهندگی بیشتر الگوی شمارۀ (2) است؛ بنابراین با توجه به سطح معناداری، فرضیۀ پنجم پژوهش در سطح خطای 5 درصد تأیید می‌شود.

 

نتیجه‌گیری

 در این پژوهش، تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود در سلامت مالی و مشکلات نمایندگی شرکت در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شد. بدین‌منظور، فرضیه‌هایی برای بررسی این موضوع تدوین و با استفاده از اطلاعات در دسترس تجزیه و تحلیل شد. به‌طور کلی، این استدلال وجود دارد که دارایی‌های نامشهود، مزایای بسیاری برای شرکت ایجاد می‏کنند؛ با این حال، آن نیز موجب هزینۀ نمایندگی و ورشکستگی شرکت می­شود. بسیاری از اقتصادانان، مدیران را به‌دلیل اشتباه در ارزش‌گذاری و رفتار با دارایی نامشهود متهم می‌کنند که به بحران اقتصاد جهانی در سال 2008 منجر شده است. آنان معتقدند پدیدۀ حباب قیمتی می‏تواند به‌دلیل ناتوانی در شناسایی برخی دارایی‌های نامشهود اتفاق بیفتد و قیمت دارایی مقدار واقعی از ارزش ذاتی دارایی را منعکس نکند؛ بنابراین، افزایش شکاف بین ارزش بازار و ارزش دفتری شرکت موجب انعکاس اهمیت دارایی نامشهود و راهی برای اندازه‌گیری آن است؛ درنتیجه، هر دو ویژگی دارایی نامشهود یعنی ایجاد مزیت رقابتی برای شرکت و ایجاد خطر بالقوۀ حباب قیمتی باعث می‌شود این دارایی خاص به موضوع پژوهشی جالبی تبدیل شود. مطابق این استدلال‏ها، نتایج نشان داد دارایی نامشهود مناسب، به شرکت برای دستیابی موفقیت‌آمیز به ریشه‌های خلق ارزش کمک می‌کند (مطابق پژوهش­های ویدین، 2012، گارانیناو پاولو، 2011 و قهرمان­ایزدی و بهنامه 1392). افزون بر این، نتایج نشان داد دارایی نامشهود در توضیح‌دهندگی ارتباط بین سلامت مالی شرکت (متغیر عملکرد شرکت) و هزینۀ نمایندگی (سیاست توزیع سود) در ارزش بازار شرکت، تأثیر معناداری دارد. نتایج نشان داد دارایی نامشهود در توضیح‌دهندگی تأثیر دو متغیر دیگر (قدرت پرداخت بدهی و نسبت بدهی) در ارزش بازار شرکت، تأثیر معناداری ندارد (مطابق با پژوهش‌های ویدین، 2012، گارانیناو پاولو، 2011).

علاوه بر این، با توجه به نتایج پژوهش پیشنهاد می‌شود مدیران شرکت‌ها، دارایی نامشهود را شناسایی و کنترل کنند و در فرایند تصمیم‌گیری و برنامه‌ریزی فعالیت‌های شرکت، آن را برای پیش‏بینی ارزش آیندۀ شرکت مدّنظر قرار دهند و بدینگونه تصمیم‌گیری دقیق‌تر و جامع‌تری را ارائه کنند. افزون بر این، به سرمایه‌گذاران نیز پیشنهاد می‌شود در فرایند ارزشیابی شرکت‌ها و تعیین ارزش آیندۀ آنان، مقدار دارایی نامشهود را مدّنظر قرار دهند و آن را در تصمیم‌گیری خود لحاظ کنند.

با انجام هر پژوهش، راه به سوی مسیری جدید باز می‌شود و ادامۀ راه، مستلزم انجام پژوهش‌های دیگری است؛ بنابراین، انجام پژوهش‌هایی شامل بررسی تأثیر دارایی نامشهود در ارزش بازار شرکت‌ها در شرایط و صنایع متفاوت و بررسی تأثیر دارایی نامشهود در روش‌های متفاوت تأمین مالی شرکت پیشنهاد می‏شود. مهم‌ترین محدودیت‌های پژوهش حاضر شامل عدم تعدیل اقلام صورت‌های مالی با وجود تورم که ممکن است در نتایج پژوهش مؤثر باشد، کنترل‌نکردن بعضی از عوامل مؤثر در نتایج پژوهش ازجمله تأثیر متغیرهایی چون عوامل اقتصادی، شرایط سیاسی، وضعیت اقتصاد جهانی، قوانین و مقررات و... خارج از دسترس پژوهشگر است و ممکن است در بررسی روابط اثرگذار باشد و به‌علت دردسترس‌نبودن دادۀ مربوط به میزان دارایی نامشهود برای سال‌های قبل از سال 1387، نویسندگان، دورۀ پژوهش را به‌دلیل این محدودیت از سال 1387 تا 1392 تعیین کرده‌اند.



[1]. Value invisibly

[2] .Penman

[3]. Castro

[4]. Petkov

[5]. Solvency Ratio

[6]. Garanina & Pavlova

[7]. Martins & Alves  

[8]. Nasif

[9]. Aulia

[10]. Husnah

[11]. Widiantoro  

[12]. Oliveira

[13]. Pooled Data

[14]. Panel Data

[1] Aflatoni, A., & Nikbakht, L. (2011). Econometrics application of Accounting Research, Financial Management and Economic Sciences, Tehran, Publications Termeh. (in Persian).

[2] Alves, S., & Martins, J. (2010). The Impact of intangible assets on financial and governance policies: UK Evidence. International Research Journal of Finance & Economics. (36): 147-169.

[3] Aulia, H., Fanani, Z., Prasetyo, K., & Mardijuwono, W. (2013). The impact of intangible asset on firm’s competitive advantage and market value: Empirical Examination from Emerging Market. www.ssrn.com.

[4] Castro, W.B. (2014). The impact of intangible assets on the company's market value: A comparative analysis in the listed companies on Latin America and USA, http://ssrn.com/abstract=2496118.

[5] Chen, M.Y., Lin, J.Y., Hsiao, T.Y., & Thomas, W.L. (2008). Censoring model for evaluating intellectual capital value drivers. Journal of Intellectual Capital. 9(4): 639-654.

[6] Esmailzadeh Mqry, A., Hematfar, M., & Zamanian, A. (2010). The relationship between intellectual capital and indicators evaluating the performance of companies listed in Tehran Stock Exchange. Management Accounting. 3(6): 1-12. (in persian).

[7] Foster, B.P., Fletcher, R., & Stout, W. D. (2003). Valuing intangible assets. The CPA Journal. October.PP.217-233.

[8] Garanina, T., & Pavlova, Y. (2011). Intangible assets and value creation of a company: Russian and UK Evidence. Proceedings of the European Conference on Intellectual Capital. 165-175.

[9] Ghahraman Ezady, M., & Behnameh, M. (2013). The relationship between intangible assets and market value of companies, the pharmaceutical industry Case Study of Tehran Stock Exchange, National Conference Accounting and Management. Institute of InternationalEducation and ResearchKharazmiSafashahr. (in persian).

[10] Holmstrom. (1989). Agency costs and innovation. Journal of Economic Behavior and Organization. 12(4): 305-327.

[11] Husnah., subroto, B., Aisjah, S., & Djumahir. (2013). Intangible assets, competitive strategy and financial performance: Study On Rattan SMEs In Palu City Of Central Sulawesi (Indonesia). IOSR Journal of Business and Management, e-ISSN: 2278-487X. 7(4):14-27.

[12] Jensen, M.C., & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and capital structure. Journal of FinancialEconomics. 3: 305–360.

[13] Kritsonis , A.(2005). Assessing a firms future financial health. International Journal of Scholarly Academic Intellectual Diversity. 8(1):

[14] Lev, B. (2001). Intangibles: Management, Measurement, and Reporting. Washington, D.C.: Brookings Institution Press.

[15] Lim, S,C., & Macias, A,J. (2015). Intangible assets and capital structure. http://ssrn.com/abstract=2514551.

[16] Madhoshi, M., & AsgharneJad Amiry, M. (2009). Measuring intellectual capital and assess its relationship with financial return companies, Reviews of Accounting and Auditing. 57: 101-116. (in persian).

[17] Russell, M. (2014). Capitalization of intangible assets and firm performance. The University of Queensland, pp.1-67.

[18] Martins, J., & Alves, S. (2010). The impact of intangible assete on financial and governance policies: A Literature Review. Portuguese Journal of Management Studies. 15(1): 87-107.

[19] Matolcsy, Z., & Wyatt, A. (2006). Capitalized intangibles and financial analysts. Accounting and Finance. 46: 457–479.

[20] McKnight, F., & Weir, C. (2008). Agency costs, corporate governance mechanisms and ownership structure in large UK publicly quoted companies: A panel data analysis. The Quarterly Review of Economics and Finance.

[21] Nasif, F. (2013). The impact of value added intellectual coefficient components on financial health. Review of International Comparative Management. 14(3): 459-472.

[22] Noravesh, E., Karami, Gh., & Vafi Sani, J. (2009). Examine the mechanisms of corporate governance on Agency Costs, Accounting Research. 1:1-27. (in persian).

[23] Oliveira, L., Rodrigues, L.L., & Craig, R. (2010). Intangible assets and value relevance: evidence from the portuguese stock exchange. The BritishAccounting Review. 42(4): 241-252.

[24] Penman, S.H. (2009). Accounting for intangible assets: There is also an income statement. ABACUS. 45(3): 358-371.

[25] Petkov, R.R. (2011). The current financial crisis and its potential impact on internally generated intangible assets. International Journal of Business & Management. 6(3): 37-44.

[26] Shams, Sh., & Khalili, M. (2011). Relationship between intellectual capital and financial performance of companies listed on the stock exchange. PerspectiveFinancial Management and Accounting. 1: 51-65. (in Persian).

[27] Taghavi, M., & Porali, M.R. (2010). Analysis of financial ratios in determining the different levels of the financial health of manufacturing units in Iran. Journal of Financial Studies. 8: 23-51. (in Persian).

[28] Whitwell, S. (2008). Intangible assets. Financial Management. 50-51.

[29] Widiantoro, D.M. (2012). Measuring the impact of intangible asset investment toward company financial health and company agency problem. ACRN Journal of Finance and Risk Perspectives. 1(2): 2224-9729.