بررسی رابطۀ توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از رگرسیون تابلویی آستانه‌ای

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 مربی گروه حسابداری دانشکده مدیریت و حسابداری موسسه آموزش عالی امام جواد (ع) یزد

2 دانشجوی دکتری اقتصاد گروه اقتصاد دانشکده علوم اداری و اقتصاد دانشگاه اصفهان

چکیده

در دهه­های اخیر، روند جهانی‌سازی شرکت­ها و شکل‌گیری فضاهای رقابتی جدید به توجه ویژه به امر صادرات به‌عنوان عاملی حیاتی برای بقا و رشد بسیاری از شرکت­ها منجر شده است. در این پژوهش، پس از طبقه‌بندی شرکت­های نمونۀ مدّنظر به دو گروه شرکت‌های محلی و با توسعۀ جهانی، رابطۀ سطح نگهداشت وجه نقد و توسعۀ جهانی شرکت­ها بررسی شد. در این راستا، تعداد 88 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1389 تا 1393 بررسی شد. نتایج حاصل از آزمون­های پژوهش نشان می­دهد، گرایش شرکت­ها به سوی جهانی‌شدن، نقش تعیین‌کننده­ای در سطح نگهداشت وجه نقد آنها دارد. همچنین بر مبنای نتایج پژوهش آشکار شد رابطۀ U معکوسی بین افزایش صادرات در راستای توسعۀ جهانی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد آنها وجود دارد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Investigating the Relationship between Global Development and the Level of Cash Holdings in Companies Listed in Tehran Stock Exchange Using Panel Threshold Regression

نویسندگان [English]

  • saeed farzadi 1
  • saber molaei 2
1 Instructor of Department of Accounting Faculty, Management and Accounting Institute of Higher Education Imam Javad (AS) Yazd
2 PhD Student of Economics Faculty of Administrative Sciences and Economics, University of Isfahan
چکیده [English]

During recent decades, corporate globalization and the new competitive environment have led to the formation of specific attention to exports as a crucial factor to the survival and growth of many companies. In this study, the sample was divided into two groups, local and global developed companies, and the relationship between level of cash holding and the level of global development was studied. In this regard, 88 companies listed in Tehran Stock Exchange during the period 2009 to 2014 were studied. The results of the tests indicate that the trend toward globalization plays a determining role in corporate cash holdings. Also based on the results, it was evident that an inverted U relationship between exports increased in line with global development and corporate cash holdings.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Cash holdings
  • World development organization
  • Threshold regression model

مقدمه

 

جهانی‌سازی برای توصیف تغییراتی به کار برده می‌شود که در جوامع اقتصادی بر اثر افزایش روزافزون داد و ستد، تجارت بین‌الملل و مبادلات فرهنگی به وجود می‌آید. در مفهوم تخصصی مالی، جهانی‌سازی بیشتر برای توصیف انتقال سرمایه از کشوری به کشور دیگر و تصمیم به سرمایه‌گذاری در آن سوی مرزهای ملی استفاده می‌شود. جهانی‌سازی اقتصادی، فرایندی تعریف می‌شود که به افزایش سطح ارتباط میان کشورها براساس معیارهایی مانند انتقال کالا، فعالیت شرکت­های چندملیتی، انتقال سرمایه و ذخیرۀ ارزش منجر می‌شود. مشخصۀ اصلی جهانی‌سازی، ادغام بین‌المللی است که باعث می­شود شرکت­ها، نیروی انسانی و سرمایه را به دست آورند و فروش محصولات خود را در بازارهای جهانی تضمین کنند ]34[. جهانی‌شدن به ایجاد بازارهای بزرگ‌تر و گسترش‌یافته، تجارت آزاد، شرکت­های چندملیتی و سرمایه‌گذاری خارجی منجر می‌شود. در سال­های اخیر، فشارهای رقابتی، اقتصادهای کوچک‌تر را ترغیب کرد با ادغام و ائتلاف با اقتصادهای دیگر و ایجاد بازارهای تجاری و مالی یکپارچه به افزایش توان رقابتی خود اقدام کنند]14[. در طول دو دهۀ اخیر، به صادرات همگام با رشد اقتصاد جهانی به‌عنوان یکی از فعالیت­های اقتصادی توجه شده است که نسبت به دیگر فعالیت­ها، رشد بیشتری دارد. درحقیقت، صادرات، یک فعالیت تجاری ضروری برای اقتصاد ملی به شمار می­رود. صادرات در سطح شرکت نیز امکانی برای فروش بیشتر، سودآوری بیشتر، استفاده از اقتصاد مقیاس برای کاهش هزینه­های توسعۀ محصول، افزایش استاندارد زندگی برای مشتریان و بهبود کیفیت زندگی کاری کارکنان تلقی می­شود ]28[. شرکت­های موفق، نیاز به انجام تعدیل‌هایی در رویه­های تأمین مالی خود، در هر مرحله از توسعه ازجمله ورود به توسعۀ جهانی دارند. درواقع، شرکت­های دارای توسعۀ جهانی به سبب برخورداری از فرصت­های رشد بیشتر، سودآوری بیشتر و دسترسی بیشتر به بازارهای سرمایۀ بین‌المللی نسبت به سایر شرکت­ها، نیازهای مالی بیشتری دارند. تاکنون پژوهش­های بسیاری، ابعاد گوناگون جهانی­سازی شرکت­ها ازجمله تأثیر جهانی­سازی در استراتژی­ها و عوامل مالی شرکت­ها را بررسی کرده‌اند. چیانگ و وانگ[1] (2011) رابطۀ فعالیت­های جهانی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد آنها را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد رابطۀ غیریکنواختی بین توسعۀ جهانی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد برقرار است و شرکت­ها پس از گذراندن مراحل اولیۀ توسعۀ جهانی به کاهش سطح نگهداشت وجه نقدشان اقدام می‌کنند. همچنین پژوهش­های اندکی در زمینۀ بررسی رابطۀ جهانی­شدن و عملکرد شرکت­ها، ریسک و ساختار سرمایه وجود دارد ]9،4،1[. هدف از انجام این پژوهش، بررسی رابطۀ جهانی­سازی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها است.

 

مبانی نظری

توسعۀ بین‌المللی‌شدن یکی از استراتژی­هایی است که شرکت­ها برای ابقای خود و افزایش سودشان می‌توانند اتخاذ کنند. پژوهش­های پیشین بیان می­کند منافع اصلی ناشی از توسعۀ جهانی در استفاده از قابلیت­های بازار به دست می­آید؛ به‌عنوان مثال، از این قابلیت­ها در راستای ارتقای تولیدات، عوامل تولید و دارایی­های مالی می‌توان بهره برد. شرکت­های چندملیتی، عوامل محرک رقابت مانند صرفه­جویی ناشی از مقیاس، کارشناسی تکنولوژی و مدیریتی، تفاوت محصول و نقاط قوت مالی را بهتر می‌توانند به کار گیرند ]21[. مطابق این استدلال، بسیاری از پژوهش­ها نیز تأیید کردند، سطوح بالاتری از توسعۀ جهانی موجب می­شود شرکت­های بین‌المللی، عملکرد بهتری نسبت به سایر شرکت­ها داشته باشند. درواقع، شرکت­های چندملیتی، ویژگی­های متفاوتی نسبت به سایر شرکت­ها دارند؛ به‌عنوان مثال، شرکت­های چندملیتی همواره نسبت به شرکت‌های دیگر، فرصت­های رشد بیشتر ]8[، سودآوری بیشتر ]11[ و دسترسی بیشتر به بازارهای سرمایۀ بین‌المللی ]7،12[دارند. در این راستا، فرییرا و ویللا[2] (2004) با انجام پژوهشی نشان دادند شرکت‌های چندملیتی به سبب مواجهه با فرصت‌های سرمایه‌گذاری بیشتر، سطح نگهداشت وجه نقد بیشتری نسبت به شرکت‌های محلی دارند. همچنین ریب و کوک[3] (1996) با انجام پژوهشی دریافتند شرکت­های چندملیتی در معرض ریسک­های دیگری مانند ریسک سیاسی و ریسک نرخ تسعیر ارز در مقایسه با بازارهای داخلی قرار دارند ]27[. هزینه­های نمایندگی نیز که به‌دلیل جهانی‌شدن شرکت­ها به آنها تحمیل می­شود، در شرکت­های چندملیتی به‌سبب عدم تقارن و هزینه­های نظارت بیشتر، بیشتر است ]12، 36[. بر مبنای مطالب پیشین، فرضیۀ اول پژوهش به‌شرح زیر است:

شرکت‌های دارای توسعۀ جهانی، سطح نگهداشت وجه نقد بیشتری نسبت به سایر شرکت‌ها دارند.

پژوهشگران حوزۀ مالی به‌تازگی، به موضوع سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها توجه کرده‌اند]25[. دربارۀ موضوع بین‌المللی‌شدن شرکت­ها، چانگ و نوربخش[4] (2006)  بیان کردند جریان سرمایه­گذاری­های مستقیم خارجی به داخلی به‌عنوان جایگزینی برای سطح نگهداشت وجه نقد عمل می‌کند. شرکت­ها به‌ویژه در مراحل اولیۀ جهانی‌شدن، سطح نگهداشت وجه نقد را به‌دلیل انگیزه­های احتیاطی ممکن است افزایش دهند. این تأثیرپذیری از افزایش ریسک محیط تجاری و احساس وجود عدم تقارن اطلاعاتی زیاد از سرمایه‌گذار ناشی می­شود. آراتا و همکاران[5] (2015) با انجام پژوهشی، رابطۀ جهانی‌سازی و سطح نگهداشت وجه نقد را در برزیل و مکزیک بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد، سطح وجه نقد شرکت بر مبنای میزان جهانی‌شدن آن تغییرپذیر است. همچنین نتایج پژوهش آنها بیان می‌کند، رفتار متغیر نگهداشت وجه در شرکت‌های بین‌المللی نمونه، تحت تأثیر اختلاف نرخ بهره در این کشورها قرار دارد. به‌علاوه، در گام‌های نخست جهانی‌سازی، شرکت­ها به‌دلیل اینکه در محیط تجاری ناشناخته­ای فعالیت دارند، هزینه­های یادگیری بیشتری خواهند داشت ]22[. رامیرز و تادس[6] (2009) روابط پرهیز از عدم اطمینان، چندملیتی‌بودن و نگهداری وجه نقد شرکت­ها را بررسی کردند. شواهد این پژوهش، فرضیه‌های ارائه‌شده را تأیید می‌کند؛ به‌گونه‌ای که شرکت­ها در کشورهایی که از عدم اطمینان زیاد پرهیز می‌کنند، به نگهداری وجه نقد بیشتر تمایل دارند. درادامه، همانگونه که توسعۀ جهانی ادامه می‌یابد، شرکت­ها بر بدهی­های خارجی خود می‌توانند غلبه کنند؛ بنابراین به دنبال کنترل ریسک تجاری و افزایش اعتبارشان از حضور در عرصۀ تجارت جهانی می‌توانند بهره­مند شوند. به دنبال افزایش اعتبار تجاری شرکت­های بین‌المللی، سرمایه‌گذاران با اعتماد به نفس بیشتری در بازار سرمایۀ جهانی، سرمایه­گذاری می‌کنند و درنتیجه، هزینۀ تأمین مالی شرکت­ها کاهش می‌یابد. وجود اثر جایگزینی، وجوه خارجی شرکت­ها را به کاهش سطح نگهداری وجه نقد تشویق می­کند؛ بنابراین انتظار می­رود در مراحل اولیۀ جهانی­سازی، ابتدا رابطۀ مثبت و پس از توسعۀ جهانی شرکت­ها و تعیین نقطۀ معینی، رابطه‌ای منفی میان جهانی­سازی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد برقرار باشد ]9[؛ درنتیجه، فرضیۀ دوم پژوهش به‌شرح زیر است:

بین توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­های با توسعۀ جهانی، رابطۀ U معکوس وجود دارد.

انتظار می­رود سطح نگهداشت وجه نقد در شرکت با عوامل متعددی در ارتباط باشد]33،35،26،13[. برخی از این عوامل شامل جریان‌های نقدی، خالص سرمایه در گردش غیرنقدی، بدهی­های جاری، فرصت­های رشد شرکت و اندازۀ شرکت است. نوسان بیشتر جریان­های نقدی، احتمال ایجاد بحران مالی را افزایش خواهد داد؛ زیرا شرکت­ها، تعهدات تأمین بدهی­ها را نخواهند توانست برآورده کنند؛ بنابراین، انتظار می‌رود با افزایش نوسان جریان نقدی، شرکت­ها، وجه نقد بیشتری نیز نگهداری کنند، به‌ویژه هنگامی که شرکت­ها، تغییرات نرخ تسعیر ارز و ریسک­های سیاسی بیشتری را به‌سبب توسعۀ جهانی متحمل می­شوند. فروغی و فرزادی (2013) با انجام پژوهشی،اثر تغییرات جریان­های نقدی را در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها بررسی کردند. نتایج پژوهش آنها نشان داد تغییرات جریان­های نقدی، رابطۀ معکوس و معناداری با تغییرات سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها دارد. همچنین بررسی­های اُزکان و ازکان[7] (2004) نشان می­دهد خالص سرمایه درگردش، تأثیر منفی در خور توجهی در سطح نگهداری موجودی­های نقدی شرکت­ها دارد. این مورد با انگیزۀ هزینه‌های معاملاتی شرکت­ها برای نگهداری موجودی­های نقدی نیز سازگار است؛ یعنی حساب­های دریافتنی به‌سرعت و با هزینۀ کمتری نسبت به سایر دارایی­ها، قابلیت تبدیل‌شدن به وجه نقد را دارند و شرکت­ها به حساب­های دریافتنی به‌عنوان جانشین موجودی­های نقدی نگاه می­کنند؛ درنتیجه، انتظار می­رود رابطۀ منفی بین سرمایه در گردش غیرنقدی و سطح نگهداشت وجه نقد وجود داشته باشد. مطابق نظر اُپلر[8] (1999) شرکتی که توانایی تأمین مالی بیشتری با استقراض دارد، به ذخیره­سازی بخش زیادی از وجوه نقد خود نیاز نخواهد داشت. به این دلیل، بدهی کوتاه­مدت را نوعی جانشین وجه نقد شرکت­ها می‌توان دانست؛ درنتیجه، رابطۀ منفی بین نسبت بدهی­های کوتاه مدت و سطح نگهداشت وجه نقد انتظار می‌رود. گارسیا و همکاران[9] (2009) و اُزکان و اُزکان (2004) در پژوهش­های تجربی خود دریافتند فرصت­های رشد شرکت به‌دلیل تقاضای بیشتر برای انباشت وجه نقد و تأثیر این فرصت­ها در افزایش ارزش شرکت و ثروت سهامداران، اثر مثبتی در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت دارد ]5[. شرکت­هایی که اندازۀ بزرگ‌تری دارند نسبت به شرکت­هایی که اندازۀ کوچک‌تری دارند، وجه نقد بیشتری نگهداری می­کنند؛ زیرا آنها به سطح معینی از وجه نقد برای صرفه‌جویی ناشی از مقیاس در چرخۀ تولید نیاز دارند. همچنین انتظار می­رود اندازۀ شرکت به‌دلیل دسترسی بیشتر شرکت­های بزرگ به منابع مالی خارجی، تأثیر منفی در سطح نگهداشت وجه نقد داشته باشد ]3[.

 

 

 

روش پژوهش

جامعۀ آماری این پژوهش، کلیّۀ شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 1389 تا 1393 است که این ویژگی‌ها را دارند: پایان سال مالی آنها 29 اسفندماه باشد؛ در سال­های یادشده، تغییر سال مالی و یا تغییر فعالیت در آنها صورت نگرفته باشد؛ جزء شرکت­های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی نباشند و اطلاعات مالی ضروری آنها در دسترس باشد. با مدّنظر قراردادن ویژگی‌های ذکرشده، جامعۀ آماری این پژوهش شامل 88 شرکت (440 سال-شرکت) است. برای جمع‌آوری داده‌های لازم از نرم‌افزار ره‌آورد نوین و سایت پژوهش، توسعه و مطالعات اسلامی بورس اوراق بهادار تهران و کدال استفاده شد. پس از جمع‌آوری اطلاعات، داده‌ها با صفحات گسترده، طبقه‌بندی و محاسبه و با استفاده از بستۀ نرم‌افزارهای آماری MATLAB نسخۀ 2015 و STATA نسخۀ 12 پردازش شد. در این پژوهش به استناد پژوهش دوکاس و پانتزالیس[10] (2003)، شرکت­هایی که نسبت فروش صادراتی آنها به کل فروش،10 درصد یا بیشتر از آن است، به‌عنوان شرکت­های با توسعۀ جهانی و شرکت­هایی که هیچگونه فروش خارجی در طول سال مالی گزارش نکرده­اند، به‌عنوان شرکت­های محلی طبقه‌بندی شدند؛ سپس برای بررسی فرضیه­های پژوهش از الگو­هایی با متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی به‌شرح زیر استفاده شده است:

متغیر وابستۀ این پژوهش، نسبت وجه نقد است که از لگاریتم طبیعی نسبت ماندۀ وجه نقد به کل دارایی­های شرکت محاسبه می­شود. متغیر مستقل پژوهش، میزان توسعۀ جهانی شرکت­ها است که شاخص آن در این پژوهش مطابق پژوهش دوکاس و پانتزالیس (2003) فروش خارجی شرکت به کل فروش است. این معیار به میزان وابستگی شرکت­ها به بازارهای خارجی برای درآمد فروش مربوط است و از نسبت فروش صادراتی به کل فروش محاسبه می­شود. در این پژوهش، برمبنای پژوهش دوکاس و پانتزالیس (2003) شرکت­هایی که نسبت فروش صادراتی به فروش کل آنها 10 درصد یا بیشتر از آن است، به‌عنوان شرکت­های با توسعۀ جهانی و شرکت­هایی که در طول سال مالی، فروش صادراتی ندارند، شرکت­های محلی در نظر گرفته شده است. متغیرهای کنترلی پژوهش به استناد پژوهش چیانگ و وانگ (2011) شامل جریان‌های نقدی، خالص سرمایه در گردش غیرنقدی، بدهی‌های جاری، فرصت‌های رشد شرکت و اندازۀ شرکت است که درادامه، چگونگی محاسبۀ هر یک تشریح می‌شود. برای محاسبۀ جریان­های نقدی از نسبت جریان­های نقدی به کل دارایی­ها استفاده شد. کاداپاکام و همکاران[11] (1998) جریان­های نقدی را به‌عنوان جمع سود خالص، استهلاک و مالیات‌های معوق به کسر سودهای تقسیمی تعریف کرده­اند. در این پژوهش نیز با توجه به لزوم حذف اثر اقلام تعهدی از سود خالص، از رابطۀ شمارۀ (1) برای محاسبۀ جریان­های نقدی استفاده شده است:

رابطۀ شمارۀ (1)

CashFlowit= سود قبل از مالیات + هزینۀ استهلاک دارایی­های ثابت

 

برای محاسبۀ متغیر سرمایۀ در گردش غیرنقدی، مجموع بدهی­های جاری و ماندۀ وجه نقد از دارایی‌های جاری، کسر و متغیر بدهی­های با نسبت بدهی­های جاری سال قبل به دارایی­های جاری همان سال محاسبه شده است. در این پژوهش برای کنترل عملکرد شرکت­ها در بهره­برداری از فرصت­های سرمایه­گذاری از متغیر Q توبین استفاده شده است. این متغیر از مجموع ارزش دفتری بدهی­ها و ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری دارایی­ها محاسبه شده است. همچنین متغیر اندازۀ شرکت با لگاریتم طبیعی مجموع دارایی­ها محاسبه می­شود. درادامه، پس از معرفی متغیرهای پژوهش، برای آزمون فرضیۀ­ اول نیز به استناد پژوهش چیانگ و وانگ (2011) از رابطۀ رگرسیونی بر مبنای داده­های ترکیبی به‌شرح رابطۀ شمارۀ (2) استفاده می­شود:

رابطۀ شمارۀ (2)

Cashit= β0+ β1FSit + β2CFit+ β3Liqit+ β4Levit + β5Qit + β6Sizeit + εit

 

Cashit متغیر وابسته، نشان‌دهندۀ نسبت ماندۀ وجه نقد شرکت است. در این الگو از نسبت فروش خارجی (FS) به مجموع فروش، به‌عنوان جایگزینی از میزان توسعۀ جهانی شرکت­ها استفاده شد و معناداری ضریب  نشان می‌دهد توسعۀ جهانی شرکت­ها، نقش تعیین‌کننده­ای در سطح نگهداشت وجه نقد دارد. CFit نسبت جریان­های نقدی شرکت، Liqit سرمایۀ در گردش غیرنقدی شرکت، Levit نسبت بدهی­های جاری به دارایی­های جاری سال قبل شرکت، Qit شاخص Q توبین شرکت و متغیر Sizeit اندازۀ شرکت است. همچنین برای آزمون فرضیۀ­ دوم پژوهش به استناد پژوهش چیانگ و وانگ (1997) از رابطۀ رگرسیون چندگانۀ درجۀ دوم بر مبنای داده­های ترکیبی به‌شرح رابطۀ شمارۀ (3) استفاده می­شود:

رابطۀ شمارۀ (3)

Cashit= γ0+ γ1FSit + γ2FS2it + γ3CFit+ γ4Liqit + γ5Levit + γ6Qit + γ7Sizeit + εit

در این الگو، نوع رابطۀ توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها بررسی شد. بر مبنای مبانی نظری پژوهش که پیش از این بیان شد، وجود رابطۀ غیریکنواختی میان جهانی‌سازی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها انتظار می­رود و در صورتی که ضرایب γ1 و γ2 هر دو معنی­دار و علامت­های مختلفی داشته باشد، نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ غیریکنواختی بین توسعۀ جهانی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد آنها است.تخمین هر یک از الگو­های مذکور براساس روش Newey-west انجام می‌شود که گرنت[12] (1987) ارائه داد. مزیت­های استفاده از این روش تخمین نسبت به دیگر روش­ها در این است که برخلاف تخمین­های حداکثر درست­نمایی نظیر حداقل مربعات معمولی[13]، خودهمبستگی و رفع ناهمسانی واریانس میان اجزای خطای را تصحیح می‌کند. در ادامۀ پژوهش برای بررسی و تأکید بر وجود رابطۀ غیرخطی بین توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد، از الگوی رگرسیون آستانه­ای بر مبنای داده­های ترکیبی هانسن (2003)، به‌شرح رابطۀ شمارۀ (4) استفاده شده است:

رابطۀ شمارۀ (4)

Cashit = α0+ θ1FSitI(FSit ≤γ) + θ2FSit I(FSit ≥γ) + β1CFit+ β2Liqit + β3Levit + β4Qit5Sizeit + εit

در این رابطه، γ  نشان‌دهندۀ مقدار آستانه­ای مفروض، θ1 و θ2، ضرایب قبل و بعد از متغیر با ارزش آستانه­ای و I تابع شناساگر است. در این الگو، مقدار آستانه­ای (نقطۀ شکست) را با برآورد رابطۀ شمارۀ (4) و با یافتن مینیمم مجموع مجذور خطاهای این معادله در یک برآورد چندمرحله­ای با روش حداقل مربعات (LS) می‌توان به دست آورد. متغیر آستانه­ای براساس مبانی نظری هر یک از متغیرهای الگو می‌تواند انتخاب شود که در این پژوهش بر مبنای رابطۀ نزدیک و وضعیت جایگزینی بین جریان­های نقدی و سطح نگهداشت وجه نقد، متغیر نسبت جریان­های نقدی، متغیر حاشیه­ای در نظر گرفته شده است. در صورتی که ضرایبθ1 و θ2علامت­های غیریکسان داشته باشد، وجود دو رژیم در دو سوی متغیر آستانه­ای الگو و نیز رابطۀ غیرخطی توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد تأیید می‌شود. در رویکرد پنل آستانه‌ای، برای تعیین وجود اثر آستانه‌ای از آزمون نسبت راست‌نمایی[14] استفاده می‌شود]20[. در این آزمون، فرض صفر، نشان‌دهندۀ نبود نقطه آستانه‌ای و فرض جایگزین نیز مبنی بر وجود اثر آستانه‌ای در الگو است:

 

 

در حالت قبول فرض صفر، الگو به‌صورت خطی و اگر فرض وجود آثار آستانه‌ای تأیید شود، الگو به‌صورت غیرخطی خواهد بود. از آنجایی که آزمون نسبت راست‌نمایی، توزیع حدی غیراستاندارد دارد؛ باید از روش بوت استرپ[15] برای شبیه­سازی این توزیع حدی غیراستاندارد استفاده شود ]19[؛ بنابراین مقدار تقریبی آمارۀ نسبت راست‌نمایی به‌صورت زیر محاسبه می‌شود:

 

 

که  مقدار مجموع مربعات خطا در حالت الگوی خطی (بدون وجود اثر آستانه‌ای)،  مجموع مربعات خطا در حالت وجود اثر آستانه‌ای در الگو است و  هم واریانس پسماندها است. هرگاه مقدار آمارۀ محاسبه‌شده بیشتر از آمارۀ جدول توزیع باشد، فرض صفر رد می‌شود و الگو، اثر آستانه‌ای دارد. در این پژوهش برای آزمون وجود اثر آستانه‌ای، تعداد شبیه‌سازی برابر با 100 در نظر گرفته شد که نتایج نشان‌دهندۀ وجود اثر آستانه‌ای در الگو بود.

 

یافته‌ها

اطلاعات مربوط به آمار توصیفی پژوهش اعم از متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی از داده­های 5 سالۀ شرکت­ها گردآوری شده است. این اطلاعات به‌طور عمده، شامل اطلاعات مربوط به شاخص­های مرکزی نظیر مقدار حداقل، حداکثر، میانگین و همچنین اطلاعات مربوط به شاخص­های پراکندگی نظیر انحراف معیار است. در بین متغیرهای پژوهش، سطح نگهداشت وجه نقد و سرمایه در گردش غیرنقدی شرکت­های نمونه، بیشترین انحراف معیار (به‌ترتیب، 008/3- و 119/0) را دارد. دلیل این موضوع، متفاوت‌بودن سطح نگهداشت وجه نقد و نیز میزان دارایی‌های نقدشونده در طبقات شرکت‌های نمونه شامل داخلی و محلی است. میانگین (انحراف معیار) نسبت بدهی‌های جاری نیز معادل 977 (669) است؛ یعنی به‌طور میانگین، شرکت‌های نمونه برای تأمین مالی بیشتر به ایجاد بدهی‌های کوتاه‌مدت اقدام کرده‌اند. در راستای مقایسۀ شرکت­های محلی و شرکت­های با توسعۀ جهانی، ابتدا شرکت­های نمونه (440 سال شرکت) براساس معیار معرفی در بخش متغیر مستقل، به دو گروه شرکت­های بین‌المللی (194 سال شرکت) و شرکت‌های محلی (185 سال شرکت) تقسیم و موارد خارج از تعریف ارائه‌شده، حذف شد؛ سپس متغیرهای مدّنظر در این پژوهش برای این دو گروه شرکت­ها تجزیه و تحلیل شد که نتایج حاصل از آن در جدول شمارۀ (1) ارائه شده است. همانگونه که در جدول شمارۀ (1) مشاهده می­شود، میانگین سطح نگهداشت وجه نقد در شرکت­های با توسعۀ جهانی 775/1- است؛ در حالی که در شرکت­های محلی 144/4- است. همچنین سطح معناداری آزمون برابری میانگین­ها نشان می­دهد، میزان جریان­های نقدی و سرمایه در گردش غیرنقدی در شرکت­های دارای توسعۀ جهانی نسبت به شرکت­های محلی بیشتر است.


 

جدول (1) مقایسۀ شرکت­های دارای توسعۀ جهانی و شرکت­های محلی

آزمون برابری میانگین‌ها

محلی

دارای توسعۀ جهانی

گروه شرکت‌ها

سطح معناداری

میانگین

میانگین

نام متغیر

000/0

144/4-

775/1-

سطح نگهداشت وجه نقد

000/0

000/0

263/0

نسبت فروش صادراتی

001/0

060/0

148/0

جریان نقدی

019/0

428/0-

308/0

سرمایه در گردش غیرنقدی

025/0

055/1

901/0

نسبت بدهی‌های جاری

428/0

280/3

092/2

شاخص Q توبین

170/0

057/13

227/13

اندازۀ شرکت

یلیبلیبلیبلیلیبلیبلیبلیبلیبلیبلیبلیبلیبلیبلیبلیلیلیلیلیلیلیلیبلیبلیبلیلیبلیبلیلیلیلیبلیبلیبلیلیلیلیبلیلبلیلیلیبللیل  تاتالاتلاتلنلانتلتنالنتا

 

نتایج آزمون الگوی بررسی تأثیر توسعۀ جهانی در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها که در جدول شمارۀ (2) درج شده است، نشان می­دهد ضریب مثبت و معناداری برای فروش­های صادراتی (FS) به‌عنوان معیاری از توسعۀ جهانی شرکت­ها وجود دارد؛ بنابراین گفتنی است توسعۀ جهانی شرکت­ها و افزایش فروش­های صادراتی، تأثیر مثبتی در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها دارد؛ بنابراین فرضیۀ اول این پژوهش رد نمی­شود. نتایج این فرضیه با نتایج پژوهش چیانگ و وانگ (2011) و دوکاس و پانتزالیس (2003) مطابقت دارد. همانگونه که مشاهده می­شود ضرایب متغیرهای جریان‌های نقدی و شاخص توبین، معنی­دار و منفی است. این مقادیر نشان می‌دهد، به‌دلیل خاصیت جایگزینی جریان‌های نقدی، وجود این جریان‌ها، تأثیر معکوسی در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها دارد که این نتایج با پژوهش­های باوو و همکاران (2012)، ریدیک و وایتد (2009) مطابقت دارد. همچنین شرکت­ها در مواردی که فرصت­های سرمایه‌گذاری مناسبی دارند، به‌دلیل هزینۀ فرصت ازدست‌رفتۀ ناشی از وجوه نقد مازاد، از نگهداری آن پرهیز می‌کنند؛ در نتیجه، وجود فرصت­های سرمایه­گذاری برای شرکت­ها، تأثیر منفی در سطح نگهداشت وجه نقدشان می‌گذارد. این نتایج با پژوهش­های باوو و همکاران (2012)، فروغی و فرزادی (2014) و اُزکان و اُزکان (2004) سازگار است. ضریب متغیرهای سرمایه در گردش غیرنقدی، نسبت بدهی­های جاری و اندازۀ شرکت در سطح مدّنظر، معنادار نیست.

 

 

 

جدول (2) آزمون الگوی بررسی تأثیر توسعۀ جهانی در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها

Cashit= β0+ β1FSit + β2CFit+ β3Liqit + β4Levit + β5Qit + β6Sizeit + εit

نام متغیر

نماد متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آمارۀ t

p-value

عرض از مبدأ

 

618/2-

812/0

22/3-

001/0

فروش صادراتی

FS

7118/4

411/0

46/11

000/0

جریان‌های نقدی

CF

749/0-

287/0

61/2-

009/0

سرمایۀ در گردش غیرنقدی

Liq

008/0

012/0

67/0

503/0

نسبت بدهی‌های جاری

Lev

065/0

107/0

61/0

543/0

شاخص Q توبین

MKTB

005/0-

001/0

12/4-

000/0

اندازۀ شرکت

Size

069/0-

059/0

17/1-

244/0

آماره‌های آزمون الگو

آمارۀ F (معنی­داری کل رگرسیون)

آماره

P-Value

89/39

000/0

 

 

نتایج آزمون الگوی بررسی رابطۀ توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها که در جدول شماره (3) درج شده است، نشان می­دهد از یکسو، رابطۀ مثبت و معناداری بین فروش­های صادراتی (FS) به‌عنوان معیاری از توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها و از سوی دیگر، رابطۀ منفی و معناداری بین توان دوم فروش­های صادراتی (FS2) و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها وجود دارد. این تغییر در علامت ضرایب، نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ U معکوس بین توسعۀ جهانی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد آنها است؛ بنابراین می­توان گفت بین توسعۀ جهانی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها، رابطۀ غیریکنواختی برقرار است؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش نیز رد نمی­شود. مطابق نتایج جدول شمارۀ (3)، شرکت­ها در مراحل اولیۀ توسعۀ جهانی به نگهداشت وجه نقد بیشتری اقدام می‌کنند و پس از دستیابی به نقطه­ای از فروش‌های صادراتی به دلایلی از قبیل افزایش اعتبار تجاری، کاهش هزینه­های تأمین مالی، اثر جایگزینی وجوه خارجی، توان بیشتر برای غلبه بر بدهی­های خارجی، کاهش هزینه­های یادگیری کارکنان و کنترل ریسک به نگهداشت سطح کمتری از وجه نقد اقدام می‌کنند.

   نتایج این فرضیه با نتایج پژوهش چیانگ و وانگ (2011) مطابقت دارد. ضریب متغیرهای سرمایه در گردش غیرنقدی، نسبت بدهی­های جاری و اندازۀ شرکت در سطح مدّنظر، معنادار نیست.


 

 

 

 

 

جدول (3) نتایج آزمون فرضیه دوم پژوهش

Cashit= γ0+ γ1FSit + γ2FS2it + γ3CFit+ γ4Liqit + γ5Levit + γ6Qit + γ7Sizeit + εit

نام متغیر

نماد متغیر

ضریب

خطای استاندارد

آمارۀ t

p-value

عرض از مبدأ

 

074/3-

763/0

03/4-

000/0

فروش صادراتی

FS

591/11

808/0

35/14

000/0

توان دوم فروش صادراتی

FS2

271/9-

832/0

14/11-

000/0

جریان­های نقدی

CF

729/0-

231/0

15/3-

002/0

سرمایۀ در گردش غیرنقدی

Liq

001/0-

011/0

11/0-

916/0

نسبت بدهی‌های جاری

Lev

009/0-

100/0

09/0-

926/0

شاخص Q توبین

MKTB

004/0-

001/0

21/4-

000/0

اندازۀ شرکت

Size

056/0-

055/0

01/1-

313/0

آماره‌های آزمون الگو

آمارۀ F (معنی­داری کل رگرسیون)

آماره

P-Value

21/76

000/0

 

 

در این پژوهش از الگوی رگرسیون آستانه­ای هانسن[16] (1999) برای بررسی تأکیدی بر وجود رابطۀ U معکوس بین سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها و فروش صادراتی آنها استفاده شد. همانگونه که در جدول شمارۀ (4) مشاهده می­شود، زمانی که متغیر آستانه­ای نسبت جریان­های نقدی است، مقدار آمارۀ F برابر با 071/16 و سطح معناداری الگو 000/0 است. مقدار این آماره، وجود یک آستانه را در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می­کند که مقدار آن 391/0 است و نشان می­دهد زمانی که نسبت جریان­های نقدی به 391/0 می­رسد، تابع رابطۀ سطح نگهداشت وجه نقد و فروش صادراتی شکست می­خورد و نحوۀ رفتار شرکت­ها در مصرف یا نگهداشت وجه نقد با توجه به افزایش فروش­های صادراتی تغییر می­کند. جدول شمارۀ (4) نشان می­دهد زمانی که رابطۀ فروش صادراتی و سطح نگهداشت وجه نقد براساس آستانۀ یافت‌شده بررسی می­شود، ضریب متغیر فروش صادراتی در رژیم اول 462/3 و در رژیم دوم 892/4- برآورد شده است؛ درنتیجه، با افزایش نسبت فروش­های صادراتی شرکت­ها، سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها تا نقطۀ شکست تعیین‌شده افزایش می‌یابد و پس از آن، رو به کاهش می­رود. همچنین نتایج نشان می­دهد بین جریان‌های نقدی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها در رژیم اول، رابطۀ منفی و معنی­داری وجود دارد؛ در حالی که در رژیم دوم، این رابطه، مثبت خواهد بود. همچنین میان شاخص فرصت‌های سرمایه‌گذاری و اندازۀ شرکت در هر دو رژیم، رابطۀ مثبتی با سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها برقرار است. وجود رابطۀ مثبت میان نسبت بدهی­های جاری و سطح نگهداشت وجه نقد در رژیم اول و رابطۀ منفی میان آنها در رژیم دوم نشان می­دهد شرکت­ها در مراحل اولیۀ توسعۀ جهانی به‌دلیل نیاز به نقدینگی لازم در تسویۀ این بدهی‌ها به افزایش نگهداشت وجه نقد اقدام می‌کنند؛ حال آنکه پس از توسعۀ شرکت­ها به دلایلی ازقبیل اثر جایگزینی وجوه خارجی، کاهش هزینۀ تأمین مالی و افزایش اعتبار شرکت­ها، رابطۀ منفی میان نسبت بدهی­های جاری و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها به وجود می‌آید. این نتایج با پژوهش چیانگ و وانگ (2011) همسو است.

 

 

جدول (4) نتایج الگوی رگرسیون آستانهای در آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

Cashit = β0+ θ1FSit I(FSit ≤γ) + θ2FSit I(FSit ≥γ) + β1CFit+ β2Liqit + β3Levit +     β4Qit + β5Sizeit + εit

 

آمارۀ F= 0718/16

سطح معناداری= 000/0

مقدار آستانه­ای= 3913/0

رژیم اول (FS>3913/0)

رژیم دوم (FS<3913/0)

 

ضریب

آمارۀ t

ضریب

آماره t

 

نام متغیر

نماد متغیر

 

فروش صادراتی

FS

461/3

679/4

892/4-

907/4-

 

نسبت جریان­های نقدی

CF

844/0-

305/1-

160/0

935/0

 

سرمایۀ در گردش غیرنقدی

Liq

015/0-

696/0-

020/0-

400/0-

 

نسبت بدهی­های جاری

Lev

179/0

878/1

425/2-

211/3-

 

شاخص Q توبین

MKTB

011/0

730/0

001/0

668/0

 

اندازۀ شرکت

Size

184/0

473/1

213/0

668/1

 

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

 

هدف این پژوهش، بررسی رفتار سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌های دارای توسعۀ جهانی است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه­ها، با استفاده از اطلاعات مربوط به 88 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1389 تا 1393 نشان می­دهد رابطۀ متغیری میان توسعۀ جهانی شرکت­ها (افزایش نسبت فروش­های صادراتی) و سطح نگهداشت وجه نقد برقرار است. آزمون فرضیۀ اول پژوهش نشان داد، توسعۀ جهانی شرکت­ها و افزایش فروش­های صادراتی به‌عنوان معیاری از جهانی‌سازی، تأثیر معناداری در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها دارد. همچنین بررسی فرضیۀ دوم پژوهش با استفاده از روش­ تخمین الگوی رگرسیون آستانه­ای، نشان‌دهندۀ وجود رفتار دوگانۀ شرکت­ها در مسیر توسعۀ جهانی نسبت به تعیین سطح نگهداشت وجه نقد خود است.به‌طور کلی، نتایج حاصل از انجام این پژوهش نشان می­دهد، در مراحل اولیۀ جهانی­سازی، ابتدا رابطۀ مثبت و پس از توسعۀ جهانی شرکت­ها و تعیین نقطۀ شکست، رابطه­ای منفی میان جهانی­سازی شرکت­ها و سطح نگهداشت وجه نقد برقرار است.

این پژوهش به مدیران و تحلیلگران مالی شرکت­هایی که در مراحل اولیۀ جهانی­سازی قرار دارند، در تعیین سطح بهینۀ موجودی­های نقدی کمک می‌کند. همچنین پیشنهاد می­شود مدیران پیش از تأمین مالی منابع نقدی، در راستای حداکثرکردن ارزش شرکت، نخست، فرصت­های سرمایه­گذاری مناسب را ارزیابی کنند. همچنین به پژوهشگران دربارۀ انجام پژوهش­های جدید، پیشنهاد می­شود در بررسی وجود نقطۀ آستانه­ای در رابطۀ توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها، تأثیر متغیرهای دیگر به‌عنوان متغیر تعیین­کنندۀ نقطۀ آستانه را در نظر بگیرند. همچنین با افزایش بازه زمانی سال­های مدّنظر، امکان وجود بیش از یک نقطۀ آستانه­ای در رابطۀ توسعۀ جهانی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­ها و دلایل مربوط به آن را بررسی کنند.

این پژوهش، محدودیت­هایی ازجمله استفاده از متغیر کنترلی Q توبین دارد که خطای اندازه گیری آن می­تواند زمینه‌ساز ایرادهای اساسی نظیر تغییر شکل  الگوی خطی پژوهش شود. علاوه بر این، داده­هـای اسـتخراج‌شـده از صـورت­های مالی شـرکت­هـا از بابت تورم تعدیل نشده اسـت. در صـورت تعدیـل اطلاعات مذکور، ممکن اسـت نتایج متفاوتی با نتایج فعلی حاصل شـود. نتایـج به‌دسـت‌آمـده در پژوهش حاضـر در دورۀ زمانی مشـخص 1389 تا 1393 براساس نمونۀ مدّنظر است و ممکن اسـت با تغییر بـازده زمانـی، نتایج پژوهش نیـز تغییر کند.



[1] Chiang & Wang

[2] Ferreira & Vilela

2 Reeb & Cock

[4] Chang & Noorbakhsh

[5] Arrta et al.

[6] Ramirez & Tadesse

[7] Ozkan & Ozkan

[8] Opler

[9] Garcia

[10] .Doukas & Pantzalis

[11]. kadapakam

[12] Grant

[13] OLS

[14] Likelihood Ratios

[15] Bootstrap

[16]. Hansen

[1] Arabsalehi, M., Ashrafi Azarkharani, M. (2011). Investment-Cash flow Sensitivity of Cash Reserves in Firms Listed on Tehran Stock Exchange. M.A Thesis. Isfahan University.

[2] Arata, H. H. Sheng, M. Lora, I. (2015). Internationalization and Corporate Cash Holdings: Evidence from Brazil and Mexico.  RAC Jeniuro, 19: 1-19.

[3] Alimov,A (2014). Product MarketCompetition and the Value of Corporate Cash. Research Centre for International Economics. City University of Hong Kong.

[4] Almeida, H. Campello, M., Weisbach, M.S. (2004). The cash flow sensitivity of cash, Journal of Finance, 59:39-56.

[5] Azimi, M. Sabagh, M. (2014). Value relation of cash holdings in companies listed in of Tehran Stock Exchange. Quarterly Financial Accounting. 21:61-80.

[6] Bao, D., Chan, K., & Zhang, W. (2012). Asymmetric cash flow sensitivity of cash holdings. Journal of Corporate Finance, 18: 690-700.

[7] Beuselinck, C., Yan, D. (2016). Determinants of cash holdings in multinational corporation’s foreings subsidiaries: U.S. subsidiaries in china. Corporate Governance: An International Review, 25: 49-63.

[8] Bodnar, G. Weintrop, J. (1997). The valuation of the foreign income of U.S. multinational firms: A growth opportunities perspective. Journal of Accounting and Economics, 24: 69-98.

[9] Chiang, Y.-C., & Wang, C.-D. (2011). Corporate international activities and cash holdings. African Journal of Business Management, 5:2992-3000.

[10] Chang, K. Noorbakhsh, A. (2006). Corporate cash holdings, foreign direct investment, and corporate governance. Global Finance. Journal, 16: 111-133.

[11] Chen CJP, Cheng CSA, He J, Kim J (1997). An investigation of the relationship between international activities and capital structure. Journal of International Business Studies, 28(3): 563-577.

[12] Doukas J. A., Pantzalis, C (2003). Geographic diversification and agency costs of debt of multinational firms. Journal of Corporate Finance, 9: 59-92.

[13] Dittmar, A., Duchin, R. (2013). Looking in the rear view mirror: The effect of managers’ professional experience on corporate cash holdings. Journal of Finance, 50: 1-51.

[14] Fakhari, H., Taghavi, R., Bashirijuybari, M. (2015). The impact of product market competition on the market value of cash holdings of companies, The knowledge of Financial Accounting Journal. 1:47-65.

[15] Foroughi, D., Farzadi, S. (2013). The Effect of Changes In Cash Flows on Cash Holdings With a View To Financing Constraints Of Listed Companies In Tehran Stock Exchange. M.A Thesis. Isfahan University.

[16] Foroughi, D., Farzadi, S. (2014). The effect of changes in cash flows on cash holdings with regard to the limitation of financial companies listed on Tehran Stock Exchange. Journal of Asset Management and Financing. 2:21-36.

[17] Grant R. M. (1987). Multinationality and performance among British manufacturing companies. Journal of International Business Studies, 18(1): 79-89.

[18] Garcia-Teruel, P. J. P. Martinez-Solano, J. & Sanchez-Ballesta, P. (2009). Accruals quality and corporate cash holdings, Journal of Accounting and Finance, 49: 95-115.

[19] GuneyYilmaz، OzkanAydin، OzkanNeslihan، (2003). Additional international evidence on corporate cash holdings, available at www.ssrn.com, id=406721.

[20] Hansen B. E. (1999). Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing and inference. Journal of Econometrics. 93: 345-368.

[21] Hittman R., Stevehollen (2010). International evidence on cash holdings and expected managerial agency problems. Review of Financial Studies, 20(4):1087-1112.

[22] Hymer (1976). The threshold of internationalization: replication, extension, and reinterpretation manage. International Reviews, 34(2): 165-186.

[23] Izadiniya, N. & Rasaeiyan A. (2010). Monitoring tools of corporate governance, cash holdings and performance of listed companies in Tehran Stock Exchange. Research and Economic Policies. 55: 141-154.

[24] Kadapakkam P. R. Kumar, P., & Riddick, L., (1998). The impact of cash flows and firm size on investment: the international evidence. Journal of Banking and Finance 22:293-320.

[25] Kashanipour, M. Naqinejad, B. (2009). The effect of financing constraints on cash flow sensitivity of cash. Accounting Research Journal. 2:72-93.

[26] Kashanipour, M., Rasekhi, S, Naqinejad, B. & Rasaeiyan, A. (2010). Financial constraints and the sensitivity of investment to cash flows in the Tehran Stock Exchange. Accounting Advances Journal. 3:51-74.

[27] Lee K. C., Kwok C. (1988). Multinational corporations vs. domestic corporations: international environmental factors and determinants of capital structure. Journal of International Business Studies, 19(1): 195-217.

[28] Lee S, Habet DM (2004). Corporate international activity and debt financing. Journal of International Business Studies, 33(1): 129-147.

[29] Opler, T., Pinkowitz, L., & Stulz, R. (1999). The determinants and implications of corporate cash holdings. Journal of Finance Economics, 52(1): 3-46.

[30] Ozkan A., Ozkan N. (2004). Corporate cash holdings: An empirical investigation of UK companies. Journal of Banking Finance, 28: 2103–2134.

[31] Riddick, L., Whited, T., 2009. The Corporate propensity to save. The Journal of Finance, 64, 1729-1766.

[32] Ramirez, A., Tadesse, S. (2009). Corporate cash holdings, uncertainty avoidance, and the multinationality of firm. International Business Review, 18, 387-403.

[33] Rasaeiyan, A., Hanjari, S. & Rahimi, F. (2010).The effect of regulatory mechanisms of corporate governance in the cash holdings. Research of Financial Accounting Journal. 6:11-21. [34] Tahmasebi, I., Soleimani, S. (2011). The impact of macroeconomic variables on stock returns Investment Companies listed on Tehran Stock Exchange. Economic Research Journal, 5:209-236.

[35] Whited, T. M., Wu, G. (2006). Financial constraint risk. Review of Financial Studies. 19, 531–559.

[36] Wright F. W., Madura, J., & Wiant, K. (2002). The differential effects of agency costs on multinational corporations. Applied Financial Economics, 12: 347-359