بررسی ارتباط غیرخطی مدیریت سرمایه در گردش با عملکرد و سرمایه‌گذاری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانش آموخته کارشناسی ارشد، گروه مدیریت، واحد بین الملل خرمشهر- خلیج فارس، دانشگاه آزاد اسلامی، خرمشهر، ایران

2 استادیار، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه شاهد، تهران، ایران

3 استادیار گروه اقتصاد، واحد اهواز، دانشگاه آزاد اسلامی، اهواز، ایران

چکیده

هدف پژوهش حاضر، مطالعۀ مدیریت سرمایه در گردش و ارتباط آن با عملکرد و سرمایه­گذاری است. بدین‌منظور، داده‌های تابلویی ۱۵۵ شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال­های ۱۳۸۹ تا ۱۳۹۳ با استفاده از روش‌های رگرسیون چندمتغیره و الگو‌سازی داده­های ترکیبی بررسی شد. نتایج بررسی­ها نشان داد ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد سهام شرکت (بازده سهام) شرکت وجود دارد (این ارتباط در سطوح پایین سرمایه در گردش، مستقیم و در سطوح بالای آن، معکوس است) و علاوه بر آن، ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد عملیاتی (بازده دارایی­های) شرکت وجود دارد؛ به‌گونه‌ای که این ارتباط در سطوح پایین سرمایه در گردش، مستقیم و در سطوح بالای آن، معکوس است. همچنین در سطوح بالای سرمایه در گردش، ارتباط معکوسی بین مدیریت سرمایه در گردش و سرمایه­گذاری شرکت مشاهده شد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Investigating the Non-Linear Relationship between Working Capital Management with Performance and Investment in Companies Listed in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • hossein sotoodehkia 1
  • reza abbasi 2
  • mehdi basirat 3
1 MA Student, Department of Management, Persian Gulf International Branch, Islamic Azad University, Khoramshar, Iran
2 Assistant Professor, Faculty of Human Sciences, Shahed University, Tehran, Iran
3 Assistant Professor, Department of Economics, Ahvaz Branch, Islamic Azad University, Ahvaz, Iran
چکیده [English]

The objective of this research is studying the effect of working capital management on the performance and investments. To do so, we gathered and analyzed panel data of 155 stocks listed in Tehran Stock Eschange during 2010-2014 using multivariate regression. The results show a significant relationship between working capital management and performance (market return) of the stocks. In addition we found a non-linear relationship between working capital management and operationa performance (ROA) of the firms listed in Tehran Stock Exchange.  Finally the results show a negative relationship between working capital management and investment in high level of working capital.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Management of working capital
  • Stock performance
  • Operational performance
  • Investment

مقدمه

 

مدیریت سرمایه در گردش، نقش اساسی در عملکرد روزانۀ واحدهای تجاری دارد؛ بنابراین مدیریت سرمایه در گردش، عنصر مهمی در نظام مالی شرکت محسوب می‌شود؛ به‌گونه‌ای‌که تأثیر مستقیمی در نقدینگی و سودآوری بنگاه دارد [17]. به بیان گیل[1] و همکاران (2010) مدیریت سرمایه در گردش، یکی از مهم‌ترین مسائل پیش روی مدیران واحدهای تجاری است که در رشد و بقای شرکت، نقش مهمی دارد و همچنین یکی از اجزای مهم مدیریت تأمین مالی شرکت‌ها است؛ زیرا به‌طور مستقیم، در سودآوری شرکت­ها تأثیر می­گذارد. مدیریت سرمایه در گردش درواقع، همان مدیریت بر دارایی­ها و بدهی­های جاری است. سوء مدیریت در ادارۀ دارایی­های جاری احتمال دارد هزینه­های زیادی در برداشته باشد. سرمایه‌گذاری بیش ‌از حد لازم در دارایی­های جاری، منابع مالی محدود واحد انتفاعی را به خود اختصاص می‌دهد که در موارد سودآورتر می‌تواند استفاده و موجب تحمل هزینۀ فرصت ازدست‌رفته شود [19]. همچنین سرمایه­گذاری کمتر از حد لازم در دارایی­های جاری نیز ممکن است پرهزینه باشد؛ بنابراین به‌دست‌آوردن روابط این عوامل و عملکرد مالی و سودآوری شرکت‌ها، مدیران مالی را برای بهینه‌کردن آنها می‌تواند یاری دهد؛ بنابراین حوزۀ مهمی از مبانی تأمین مالی شرکت­ها­، تمرکز بر فرصت­های سرمایه‌گذاری است. فرصت­های سرمایه­گذاری، یکی از ابزارهای رشد در اختیار مدیران است و مدیریت کارای سرمایه در گردش باعث برانگیختن فرصت­های سرمایه­گذاری و مانع وقفه­های پر­هزینۀ عملیات روزانۀ شرکت­ها می‌شود [18] در همین راستا، اینکیوویست و همکاران[2] (2015)[6] در پژوهشی، ارتباط مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری شرکت‌های فنلاندی را در چرخه‌های مختلف تجاری بررسی کردند. نتایج این پژوهش، نشان داد تأثیر چرخه‌های تجاری در رابطۀ سرمایه در گردش و سودآوری شرکت‌ها در دوره‎های رکود اقتصادی در مقایسه با دوره‌های رونق بیشتر است؛ اما همانگونه که گفته شد، توجه به جنبه‌های کلان اقتصاد، یکی از موارد اصلی است که این پژوهش را از پژوهش‌های دیگر متمایز می‌کند؛ در حالی ‌که مطالعات داخلی کمتر به این جنبه توجه کرده‌اند. کراس و مانیکاس[3] (2014) ارتباط مدیریت جریان نقدی و عملکرد مالی شرکت­های امریکایی را بررسی کردند. نتایج بررسی­های آنان مشخص کرد چرخۀ تبدیل وجه نقد با عملکرد مالی شرکت­ها، ارتباطی ندارد؛ اما چرخۀ وجه نقد عملیاتی، ارتباط معناداری با شاخص کیوتوبین دارد. همچنین کاهش حساب­های دریافتنی و موجودی کالا نیز ارتباط معناداری با بهبود عملکرد مالی داشته­اند. گومز[4] (2013) در پژوهش خود دربارۀ ارتباط غیرخطی مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری شرکت­های پرتغالی در دورۀ 2004 تا 2009، نشان داد ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری شرکت­ها برقرار است. اولاینکا[5] (2012) در مطالعه­ای دربارۀ عوامل مؤثر در سرمایۀ در گردش شرکت‌ها در کشور نیجریه، به این نتیجه رسید که رشد فروش، چرخۀ عملیاتی و فعالیت­های اقتصادی، رابطۀ مستقیم و اهرم مالی، رابطۀ معکوس با سرمایۀ در گردش دارد. یوسف‌زاده و اعظمی (1394) تأثیر مدیریت سرمایه در گردش را در سودآوری شرکت در چرخه‌های مختلف تجاری بررسی کردند که نتایج این پژوهش به‌طورکلی، نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ معکوس بین چرخۀ تبدیل وجه نقد و سودآوری شرکت‌ها است. یافتۀ دیگر پژوهش نیز نشان می‌دهد تأثیر چرخۀ تجاری در رابطۀ سرمایه در گردش و سودآوری شرکت‌ها در دورۀ رکود اقتصادی در مقایسه با دوره‌های رونق اقتصادی پررنگ‌تر است. یحیی‌زاده‌فر و همکاران (1393) رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کردند. نتایج نشان داد بین مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری، ارتباط وجود ندارد. در پژوهش دیگری، واعظ و همکاران (1393) با بررسی رابطۀ تمرکز مالکیت و ساختار هیأت‌مدیره با کارایی مدیریت سرمایه در گردش به این نتیجه رسیدند که تمرکز مالکیت، ارتباط منفی و معناداری با دورۀ تبدیل موجودی و چرخۀ تبدیل وجه نقد دارد؛ اما ارتباط معناداری با دورۀ وصول مطالبات و دورۀ پرداخت بدهی ندارد. یکی از موضوع‌های بسیار مهم و در خور ‌تأمل در اقتصاد ایران، بحث سرمایه‌گذاری و تأثیر آن در دستیابی به اهداف توسعۀ پایدار است. سرمایه‌گذاری، فرایند استراتژیک و بلندمدتی است که در آن تخصیص منابع کلان و در خور ‌توجه مدّنظر است و از ویژگی‌های مهم آن، زیادبودن ریسک و به‌تبع آن، انتظار کسب بازده زیاد است. سرمایه‌گذاری، انکارناپذیری مؤلفه و عامل برنامه‌ریزی برای دستیابی به اهداف توسعه است. تفکر استراتژیک در تدوین برنامه‌های راهبردی، کلان اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی در محیط چالشی امروز، ضرورت و اهمیت سرمایه‌گذاری را قطعی کرده است [15]. اسمیت معتقد است مدیریت سرمایه در گردش به‌دلیل تأثیر در ریسک و سودآوری و درنتیجه در ارزش شرکت، اهمیت ویژه‌ای دارد؛ زیرا سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش، شامل مبادله بین سودآوری و ریسک است و تصمیم‌هایی که به افزایش سودآوری گرایش دارد، به افزایش ریسک نیز منجر می‌شود و برعکس. سرمایه‌گذار با توجه به ارزش شرکت، اولویت خود را در سرمایه‌گذاری مشخص می‌کند. تعیین ارزش شرکت ازجمله عوامل مهم در فرایند سرمایه‌گذاری است [19] .لذا هدف این پژوهش بررسی رابطۀ تغییرات انجام‌شده در سرمایه در گردش با عملکرد و سرمایه‌گذاری شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار است؛ به‌عبارت‌دیگر، اگر یک مدیر، سرمایه در گردش خود را خوب مدیریت کرده باشد، این عملکرد مدیر چه تأثیری در فرصت‌های سرمایه­گذاری پیش روی شرکت می­گذارد.

 

مبانی نظری

مدیریت سرمایه در گردش مفهومی است که به‌طورمعمول، در تمامی مبانی مالی شرکتی دیده می‌شود. این امر نشان‌دهندۀ اهمیت آن برای شرکت­ها است. پاداچی[6] (2006) بیان می­کند به چند دلیل، مدیریت سرمایه در گردش برای سلامت مالی واحدهای تجاری ضروری است: اولاً، اگر مبالغ سرمایه‌گذاری‌شده در سرمایه در گردش نسبت به جمع دارایی­های موجود شرکت، ناموزون باشد، ممکن است این مبالغ در یک موقعیت کارا استفاده‌ نشده باشد؛ به ‌عبارت ‌دیگر، مدیریت خوب و منظم سرمایه در گردش به افزایش ارزش بازار واحد تجاری منجر می‌شود و مدیریت کارای سرمایه در گردش، نتایج اساسی می‌تواند به بار آورد و چشم‌پوشی از آن برای هر شرکتی ممکن است خطرناک باشد. دوماً، مدیریت سرمایه در گردش به‌طور مستقیم، در نقدینگی و سودآوری واحدهای تجاری و همچنین ارزش خالص آنها اثر می­گذارد. همچنین مدیران سعی می‌کنند با مدیریت سرمایه در گردش، سودآوری شرکت را به نفع سهامداران مدیریت کنند. بنا به ‌ضرورت مذکور و از آنجا که فرصت­های رشد (سرمایه­گذاری)، نیروی محرکی است که انگیزه ایجاد می‌کند و پاداشی برای سرمایه­گذاران محسوب می‌شود، و نیز برای افزایش قدرت پیش­بینی سرمایه­گذاران و کاهش ریسک شرکت، شناسایی عوامل مؤثر در فرصت­های سرمایه­گذاری می­تواند بسیار مفید و حائز اهمیت باشد؛ بنابراین پژوهش حاضر با بررسی تأثیر سرمایه در گردش در جنبه­های مختلف عملکرد شرکت که متعاقباً در فرصت­های سرمایه‌گذاری و سودآوری آن مؤثر خواهد بود، به شناسایی عوامل مؤثر در عملکرد مالی و همچنین برآورد عملکرد مالی و سودآوری‌های آیندۀ آنان می‌تواند کمک زیادی کند. سرمایه‌گذاری از متغیرهای مهم اقتصادی است که همواره مباحث عمده­ای را به خود اختصاص داده است. مکاتب فکری مختلف، تعاریف متفاوتی از سرمایه‌گذاری ارائه داده­اند. در یکی از تعاریف، سرمایه‌گذاری اینگونه بیان‌ شده است: سرمایه‌گذاری عبارت است از به تعویق انداختن مصرف فعلی برای دستیابی به امکان مصرف بیشتر در آینده. سرمایه‌گذاری را همچنین می‌توان اینگونه تعریف کرد: سرمایه‌گذاری، مخارج برای تحصیل یک دارایی است که انتظار می‌رود درآمد یا خدمت ارائه کند. سرمایه‌گذاری بلندمدت به طبقه‌ای از سرمایه‌گذاری­ها گفته می‌شود که به ‌قصد استفادۀ مستمر در فعالیت‌های واحد تجاری نگهداری می‌شود. یک سرمایه‌گذاری هنگامی به‌عنوان دارایی غیرجاری طبقه‌بندی می‌شود که قصد نگهداری آن برای مدت طولانی به‌وضوح قابل اثبات باشد یا توانایی واگذاری آن با سرمایه‌گذار، محدودیت‌هایی داشته باشد [21]. گفتنی است با توجه به تعریف فوق، سرمایه­گذاری، نوعی مقایسه بین هزینه­های فرصت دو نوع ارزش است:1) ارزش فعلی سرمایۀ در دسترس که غیر از واردشدن در فرایند سرمایه‌گذاری، می‌تواند هزینۀ فرصت دیگری نیز داشته باشد. 2) ارزش آینده‌ای که احتمالاً از فرایند تولید، عاید سرمایه­گذاری می‌شود.

مبانی موجود، چندین استدلال نظری برای درک ارتباط سرمایه در گردش و عملکرد شرکت ارائه می‌کند؛ بنابراین انتظار می­رود سرمایه­گذاری اضافی در سرمایه در گردش،­ آثار مثبتی به همراه داشته باشد، به‌ویژه برای شرکت­هایی که سرمایه در گردش اندکی دارند. علت این موضوع این است که سرمایه در گردش به شرکت­ها اجازه می­دهد با افزایش فروش و سودآوری رشد کنند؛ برای مثال، افزایش موجودی کالا باعث کاهش هزینۀ تأمین‌ می‌شود، سپری را در برابر نوسان‌های قیمت ورودی­ها ایجاد می­کند و ازدست‌دادن فروش به‌دلیل نوسان‌های بالقوه تقاضا را کاهش می­دهد (برای مثال، بلیندر و ماکسینی[7]، 1991؛ فازاری و پترسن[8]، 1993؛ کارستن و گروئن[9]،  2004). سرمایه­گذاری اضافی در سرمایه در گردش می­تواند منشأ آثار معکوس نیز باشد و به تخریب ارزش سهامداران منجر شود. مانند هرگونه سرمایه‌گذاری دیگر، افزایش سرمایه در گردش، مستلزم تأمین مالی اضافی است که به ‌نوبۀ خود شامل هزینه­های تأمین مالی و فرصت است (برای مثال، کیسچنیک[10] و همکاران، 2013)؛ بنابراین شرکت­هایی که سرمایه در گردش زیادی در ترازنامۀ خود دارند، به‌صورت بالقوه با هزینۀ بهره و ریسک ورشکستگی بیشتری نیز مواجه­ هستند.

علاوه بر این، اکتاس و همکاران (2014) بیان کردند برای شرکت­هایی که سرمایه در گردش اضافی دارند، سرمایه‌گذاری می­تواند راهکار مناسبی برای کاهش سرمایه در گردش از یک دوره به دوره دیگر باشد و افزایش عملکرد شرکت را به همراه داشته باشد. اگر شرکت، منابع استفاده‌شده را برای کاربردهای باارزش­تر منتقل کند، کاهش سرمایه در گردش می­تواند با افزایش عملکرد شرکت همراه باشد (برای مثال، آتاناسف و کیم[11]، 2009). بنا بر استدلال­های مطالعات پیشین مبنی بر اینکه سرمایه در گردش را منبعی برای وجوه داخلی (فازاری و پترسن، 1993؛ اکبو و کیسر[12]، 2013) یا جایگزینی برای وجه نقد (باتس[13] و همکاران، 2009) می‌توان در نظر گرفت، انتظار می­رود سرمایه­گذاری شرکت، راهکار بالقوه‌ای برای بهبود سرمایه در گردش و افزایش عملکرد شرکت باشد؛ بنابراین در شرکت­هایی که سرمایه در گردش اضافی دارند، ارتباط معکوسی بین مدیریت سرمایه در گردش و سرمایه­گذاری شرکت انتظار می­رود. این در حالی است که برای شرکت­هایی که سطح سرمایه در گردش آنها کم است، ارتباط معناداری بین سرمایه در گردش و سرمایه­گذاری شرکت انتظار نمی­رود.

با توجه به مطالب پیش‌گفته و برای بررسی ارتباط غیرخطی مدیریت سرمایه در گردش با عملکرد و سرمایه‌گذاری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، فرضیه‌هایی به‌شرح زیر ارائه شد:

فرضیۀ اصلی اول پژوهش: ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد شرکت (شامل بازده سهام و بازده دارایی) وجود دارد (این ارتباط در سطوح پایین سرمایه در گردش، مستقیم و در سطوح بالای آن، معکوس است).

فرضیۀ فرعی اول: ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد سهام (بازده سهام) شرکت وجود دارد (این ارتباط در سطوح پایین سرمایه در گردش، مستقیم و در سطوح بالای آن، معکوس است).

فرضیۀ فرعی دوم: ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد عملیاتی (بازده دارایی­های) شرکت وجود دارد (این ارتباط در سطوح پایین سرمایه در گردش، مستقیم و در سطوح بالای آن، معکوس است).

فرضیۀ اصلی دوم پژوهش: در سطوح بالای سرمایه در گردش، ارتباط معکوسی بین مدیریت سرمایه در گردش و سرمایه‌گذاری شرکت وجود دارد.

 

روش پژوهش

پژوهش حاضر به‌لحاظ هدف از نوع کاربردی و از نظر ماهیت و روش پژوهش، توصیفی و از نوع همبستگی است. جامعۀ آماری این پژوهش، شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است که دورۀ مالی آنها به پایان اسفند هر سال ختم شود تا داده­ها را در کنار یکدیگر بتوان قرار داد و در قالب­های تابلویی یا تلفیقی به کار برد (برحسب نتایج آزمون­های پیشفرض). همچنین در طول دورۀ پژوهش، تغییر در دورۀ مالی نداشته باشند و داده­های لازم برای متغیرهای پژوهش در طول دورۀ زمانی 1389 تا 1393 موجود باشد. ضمناً جزء شرکت­های سرمایه­گذاری، مؤسسات مالی و اعتباری، بانک­ها، بیمه­ها و هلدینگ­ها نباشد. با توجه به این شرایط 155 شرکت انتخاب و بررسی شد. برای دستیابی به داده­های مدّنظر برای پردازش فرضیه­های پژوهش، از اطلاعات صورت­های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و نرم‌افزار ره‌آورد نوین استفاده‌ شده است. روش آماری مدّنظر در این پژوهش، روش داده‌های ترکیبی است و برای آزمون فرضیه­ها از الگوی رگرسیون خطی چندمتغیره استفاده‌ شده است. برای تجزیه ‌و تحلیل داده‌ها از نرم‌افزار Eviews 9 بهره گرفته‌ شده است.

برای آزمون فرضیۀ فرعی اول پژوهش از الگو­های زیر استفاده شد:

(1)

SrockReturni,t+1 = β0 + β1ExcessNWC+i,t + β2FirmSizei,t3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

(2)

SrockReturni,t+1 = β0 + β1ExcessNWC-i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

برای آزمون فرضیۀ فرعی دوم پژوهش از الگو­های زیر استفاده شد:

(3)

ROAi,t = β0 + β1ExcessNWC+i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

(4)

ROAi,t = β0 + β1ExcessNWC-i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

 

برای آزمون فرضیۀ اصلی دوم پژوهش از الگوی زیر استفاده شد:

(5)

Investmenti,t = β0 + β1ExcessNWC+i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

(6)

Investmenti,t = β0 + β1ExcessNWC-i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

 

که در آنها، SrockReturni,t+1 اشاره به بازده سهام شرکت i در سال t+1 دارد که بازه یک ساله‌ای برای انعکاس اطلاعات صورت­های مالی منظور شده است. برای محاسبۀ بازده سهام از معیار زیر استفاده شده است:

 

 

 

 ROAi, نشان‌دهندۀ بازده عملیاتی شرکت (نسبت سود خالص به دارایی­ها)، Investmenti,tنشان‌دهندۀ سرمایه­گذاری شرکت نسبت (مخارج سرمایه­ای به دارایی­ها) است که مخارج سرمایه‌ای مزبور از صورت جریان وجه نقد مستخرج می‌شود. ExcessNWC+i,t نشان‌دهندۀ انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی از مقدار بهینه است که برای محاسبۀ آن از تفاضل خالص سرمایه در گردش عملیاتی شرکت i در سال t و میانگین خالص سرمایه در گردش عملیاتی صنعت j در سال t استفاده می‌شودExcessNWC-i,t نشان‌دهندۀ انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی از مقدار بهینه است که برای محاسبۀ آن از تفاضل خالص سرمایه در گردش عملیاتی شرکت i در سال t و میانگین خالص سرمایه در گردش عملیاتی صنعت j در سال t استفاده می‌شود. همچنین در فرجام متغیرهای کنترلی الگو‌های فوق (FirmSizei,t، IntangibleAssetsi,t، Leveragei,t، FixedAssetsGrowthi,t، CashReservesi,t، CashFlowi,t) که به‌ترتیب، نشان‌دهندۀ اندازه شرکت (لگاریتم طبیعی کل دارایی­ها)، دارایی‌های نامشهود (نسبت دارایی­های نامشهود به‌کل دارایی­ها)، اهرم مالی (نسبت بدهی­ها به دارایی­ها)، رشد دارایی­های ثابت (تفاضل دارایی­های ثابت شرکت i در سال t و دارایی­های ثابت شرکت i در سال 1-t تقسیم‌ بر دارایی­های ثابت شرکت i در سال 1-t)، موجودی نقد شرکت (نسبت موجودی نقد شرکت به‌کل دارایی­های آن)، جریان نقد عملیاتی شرکت (نسبت جریان نقد عملیاتی شرکت به‌کل دارایی­ها) است.

 

 

 

 

 

 

برای آزمون فرضیه فرعی اول تحقیق از مدل­های زیر استفاده می‌شود:

SrockReturni,t+1 = β0 + β1ExcessNWC+i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t (1)

SrockReturni,t+1 = β0 + β1ExcessNWC-i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t (2)

یافته­ها

 میانگین، اصلی‎ترین و مهم­ترین شاخص مرکزی به شمار می‎آید که نشان­دهندۀ نقطۀ تعادل و مرکز ثقل توزیع است. مقدار میانگین متغیر بازده سهام، 378/0 است. میانه نقطه­ای است که یک نمونه را به دو قسمت مساوی تقسیم می­کند؛ به‌ عبارت دیگر، 50 درصد مشاهدات، قبل و 50 درصد مشاهدات، بعد از آن قرار دارد. مقدار میانۀ متغیر بازده سهام، 086/0 است. با در نظرگرفتن و مقایسۀ مقادیر میانگین و میانۀ بازده سهام، مشهود است که بازده سرمایه­گذاری در بازار سرمایۀ ایران، در موارد خاصی، پراکندگی­ها و مقادیر بزرگ دارد که موجب افزایش مقدار میانگین شده است؛ بنابراین برای کسب بازده بیشتر باید سهام دارای ویژگی­های مطلوب را شناسایی کرد؛ در غیر این صورت، بازده در حدود 8 درصد را  بازده متداول‌تر می‌توان دانست.

یکی از مهم­ترین معیارهای پراکندگی، انحراف معیار است. معیار برای متغیر بازده سهام، 931/0 است. گفتنی است بیشترین مقدار متغیر بازده سهام برابر با 943/4 و کمترین مقدار آن برابر با 784/0- است. علاوه بر این، مقادیر بیشینه و کمینۀ متغیر بازده عملیاتی به‌ترتیب، برابر 631/0 و 426/0- و مقادیر میانگین و میانه آن به‌ترتیب، برابر 094/0 و 082/0 است. نتایج آزمون همبستگی پیرسون متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه‌ شده است. نتایج نشان می‌دهد همبستگی معناداری بین خالص سرمایه در گردش عملیاتی، انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی و انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی با بازده سهام شرکت­ها وجود ندارد. این در حالی است که خالص سرمایه در گردش عملیاتی و انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی، همبستگی معکوس و معنادار با بازده عملیاتی دارد و انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی، همبستگی مستقیم و معنادار با بازده عملیاتی دارد.

 


 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (1) آزمون همبستگی متغیرهای پژوهش

متغیر

بازده سهام

بازده عملیاتی

سرمایه­گذاری

خالص سرمایه در گردش عملیاتی

انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی

انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی

اندازۀ شرکت

دارایی­های نامشهود

اهرم مالی

رشد دارایی­های ثابت

موجودی نقد

جریان نقد عملیاتی

بازده سهام

1

06/0-

143/0

03/0-

462/0

008/0

848/0

001/0

978/0

016/0

726/0

06/0-

131/0

033/0

461/0

074/0

105/0

01/0-

728/0

03/0

509/0

088/0

054/0

بازده عملیاتی

 

1

29/0

000/0

2/0-

000/0

24/0-

000/0

213/0

000/0

174/0

000/0

00/0-

875/0

59/0-

000/0

002/0

959/0

295/0

000/0

447/0

000/0

سرمایه­گذاری

 

 

1

24/0-

000/0

24/0-

000/0

134/0

003/0

206/0

000/0

01/0-

671/0

16/0-

000/0

144/0

001/0

146/0

001/0

342/0

000/0

خالص سرمایه در گردش عملیاتی

 

 

 

1

943/0

000/0

4/0-

000/0

045/0

324/0

08/0-

067/0

024/0

589/0

00/0-

941/0

16/0-

000/0

2/0-

000/0

انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی

 

 

 

 

1

68/0-

000/0

008/0

859/0

11/0-

011/0

074/0

106/0

01/0-

787/0

16/0-

000/0

23/0-

000/0

انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی

 

 

 

 

 

1

078/0

089/0

134/0

003/0

15/0-

001/0

026/0

558/0

1/0

029/0

186/0

000/0

اندازۀ شرکت

 

 

 

 

 

 

1

1/0-

022/0

022/0

628/0

159/0

000/0

06/0-

179/0

056/0

22/0

دارایی­های نامشهود

 

 

 

 

 

 

 

1

02/0

652/0

06/0-

165/0

13/0-

003/0

112/0

014/0

اهرم مالی

 

 

 

 

 

 

 

 

1

007/0

866/0

29/0-

000/0

33/0-

000/0

رشد دارایی­های ثابت

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

01/0-

774/0

01/0-

667/0

موجودی نقد

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

327/0

000/0

جریان نقد عملیاتی

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

 

 

علاوه بر این، خالص سرمایه در گردش عملیاتی و انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی، همبستگی معکوس و معنادار با سرمایه­گذاری دارد و انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی، همبستگی مستقیم و معنادار با سرمایه­گذاری دارد. پیش از تجزیه ‌و تحلیل داده­های پژوهش، پایایی متغیرها به این معنا است که ثابت‌بودن میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال­های مختلف و به‌وجودآمدن رگرسیون کاذب بررسی شده است؛ اما در این راستا، برای انجام این تحلیل، از آزمون ایم، پسران و شین استفاده‌ و مقدار سطح معناداری کلیّۀ متغیرهای پژوهش کمتر از 5 درصد مشاهده شد؛ بنابراین تمامی متغیرهای پژوهش در دورۀ مدّنظر در سطح اطمینان 95 درصد پایا است.

ابتدا برای تعیین روش به‌کارگیری داده‎های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن‌بودن آنها از آزمون چاو و آمارۀ F لیمر استفاده ‌شده است. فرضیه‎های آماری این آزمون عبار‌تند از: فرض H0 براساس نبود آثار فردی غیر قابل مشاهده است و فرض H1براساس وجود آثار فردی غیر قابل مشاهده قرار دارد. اگر فرض H0پذیرفته شود، به این معناست که الگو، آثار فردی غیر قابل مشاهده دارد؛ بنابراین آن را با الگوی رگرسیون تلفیقی می‌توان تخمین زد؛ اما اگر فرض H1پذیرفته شود، به این معنی است که در الگو،آثار فردی غیر قابل مشاهده وجود دارد. در صورتی ‌که نتایج این آزمون، مبنی بر به‌کارگیری داده‎ها به‌صورت داده‎های تابلویی شود، باید برای تخمین الگوی پژوهش از یکی از الگو‎های آثار ثابت (FEM) یا آثار تصادفی (REM) استفاده شود. برای انتخاب یکی از این دو الگو باید آزمون هاسمن اجرا شود. فرض صفر هاسمن مبنی بر مناسب‌بودن الگوی آثار تصادفی برای تخمین الگو‎های رگرسیونی داده‎های تابلویی است.

در راستای برآورد ضرایب الگو­های مربوط به آزمون فرضیۀ فرعی اول فرضیۀ اصلی اول پژوهش، ابتدا برای تعیین روش داده‎های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن‌بودن آنها، از آزمون چاو و آماره F لیمر استفاده شد. نتیجۀ آزمون چاو، نشان می‎دهد احتمال به‌دست‌آمده (سطح معنی‌داری) برای آماره­های F بیشتر از 5 درصد است (مقادیر آمارۀ F برای الگوی اول، 562/0 و الگوی دوم، 563/0 و سطح معناداری هر دو الگو، 999/0 حاصل شد)؛ بنابراین برای آزمون این الگو­ها، داده‎ها به‌صورت تلفیقی استفاده می‌شود؛ زیرا در هر دو الگو، فرض صفر رد نمی‌شود.

 

 

جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ فرعی اول فرضیۀ اصلی اول

الگوی (1)

SrockReturni,t+1 = β0 + β1ExcessNWC+i,t + β2FirmSizei,t 3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

الگوی (2)

SrockReturni,t+1 = β0 + β1ExcessNWC-i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

متغیر

الگوی شمارۀ یک

الگوی شمارۀ دو

ضرایب

سطح معناداری

ضرایب

سطح معناداری

مقدار ثابت

553/0

055/0

564/0

049/0

انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی

032/0

049/0

-

-

انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی

-

-

05/0

050/0

اندازۀ شرکت

051/0-

007/0

052/0-

006/0

دارایی­های نامشهود

449/0

902/0

083/0

981/0

اهرم مالی

425/0

006/0

441/0

005/0

رشد دارایی­های ثابت

013/0-

568/0

009/0-

649/0

موجودی نقد

651/0

366/0

577/0

422/0

جریان نقد عملیاتی

723/0

000/0

683/0

001/0

الگوی شمارۀ یک

آمارۀ F

709/3

ضریب تعیین

151/0

سطح معناداری آمارۀ F

000/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

137/0

سطح معناداری آزمون وایت

597/0

مقدار دوربین- واتسون

408/2

الگوی شمارۀ دو

آمارۀ F

546/3

ضریب تعیین

149/0

سطح معناداری آمارۀ F

000/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

135/0

سطح معناداری آزمون وایت

695/0

مقدار دوربین- واتسون

408/2

 

 

با توجه به نتایج جدول شمارۀ 2، از آنجا که در الگوی شمارۀ یک، سطح معناداری متغیر انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی کمتر از 05/0 است، ارتباط معناداری بین انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی و بازده سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است. همچنین از آنجا که در الگوی شمارۀ دو، سطح معناداری متغیر انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی کمتر از 05/0 است، ارتباط معناداری بین انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی و بازده سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برقراراست؛ بنابراین ارتباط معناداری بین خالص سرمایه در گردش و بازده سهام شرکت­ها برقرار است و فرضیۀ فرعی اول فرضیۀ اصلی اول پژوهش مبنی بر اینکه «ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد سهام (بازده سهام) شرکت وجود دارد (این ارتباط در سطوح پایین سرمایه در گردش، مستقیم و در سطوح بالای آن، معکوس است)» تأیید می‌شود.

این در حالی است که برای متغیر کنترلی اندازۀ شرکت، سطح معناداری کمتر از 05/0 و ضریب منفی است که بدین‌ترتیب، ارتباط معنادار و معکوسی بین اندازۀ شرکت و بازده سهام وجود دارد. برای متغیرهای کنترلی اهرم مالی و جریان نقد عملیاتی نیز سطح معناداری کمتر از 05/0 و ضریب مثبت است که بدین‌ترتیب، ارتباط مستقیم و معناداری بین اهرم مالی و جریان نقد عملیاتی با بازده سهام وجود دارد.

آمارۀ دوربین- واتسون الگو­ها نیز 408/2 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. درضمن سطح معناداری آمارۀ F نیز کمتر از 05/0 است و معناداری الگو­ها را نشان می‌دهد. مقدار ضریب تعیین تعدیل­شدۀ الگو­های مدّنظر حدود 13 درصد است که نشان می­دهد حدود 13 درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مستقل توضیح‌دادنی است. همچنین سطح معناداری آزمون وایت برای الگو­های فوق، بیشتر از 05/0 است که نبود مشکل ناهمسانی واریانس را نشان می‌دهد.

در راستای برآورد ضرایب الگو­های مربوط به آزمون فرضیۀ فرعی دوم فرضیۀ اصلی اول پژوهش، ابتدا برای تعیین روش داده‎های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن‌بودن آنها، از آزمون چاو و آماره F لیمر استفاده شد. با توجه به اینکه سطح معنی‌داری آزمون چاو کمتر از 5 درصد (مقادیر آمارۀ F برای الگوی سوم،  539/4 و برای الگوی چهارم، 534/4 و سطح معناداری هردو الگو، 000/0 حاصل شد)؛ برای آزمون این الگوها از داده‎ها به‌صورت تابلویی استفاده‌ شده است؛ زیرا در هر دو الگو، فرض صفر رد می‌شود؛ بنابراین در همین راستا، با اجرای آزمون هاسمن، ضرورت استفاده از روش آثار ثابت یا تصادفی بررسی ‌شده است و نظر به اینکه، سطح معناداری آزمون هاسمن کمتر از 05/0 است (مقادیر آمارۀ کای اسکوئر برای الگوی سوم، 633/41 و برای الگوی چهارم، 528/44 و سطح معناداری هر دو الگو، 000/0 حاصل شد)؛ برای برآورد ضرایب الگو­های مذکور، از الگوی آثار ثابت استفاده شد. نتیجۀ آزمون الگو­های مذکور با استفاده از الگوی آثار ثابت و روش حداقل مربعات تعمیم­یافتۀ برآوردی (EGLS) در جدول 3 ارائه ‌شده است.

 

 

جدول (3) نتایج آزمون فرضیۀ فرعی دوم فرضیۀ اصلی اول

الگوی (3)

ROAi,t = β0 + β1ExcessNWC+i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

الگوی (4)

ROAi,t = β0 + β1ExcessNWC-i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

متغیر

الگوی شمارۀ سه

الگوی شمارۀ چهار

ضرایب

سطح معناداری

ضرایب

سطح معناداری

مقدار ثابت

099/0

001/0

08/0

005/0

انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی

018/0-

000/0

-

-

انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی

-

-

018/0

02/0

اندازۀ شرکت

013/0

000/0

013/0

000/0

دارایی­های نامشهود

09/0

735/0

003/0

988/0

اهرم مالی

32/0-

000/0

307/0-

000/0

رشد دارایی­های ثابت

006/0-

053/0

006/0-

027/0

موجودی نقد

324/0

000/0

315/0

000/0

جریان نقد عملیاتی

15/0

000/0

165/0

000/0

الگوی شمارۀ سه

آمارۀ F

359/159

ضریب تعیین

679/0

سطح معناداری آمارۀ F

000/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

674/0

روش EGLS (رفع آثار احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

022/2

الگوی شمارۀ چهار

آمارۀ F

931/245

ضریب تعیین

765/0

سطح معناداری آمارۀ F

000/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

762/0

روش EGLS (رفع آثار احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

042/2

           

 

 

با توجه به نتایج جدول 3، از آنجا که در الگوی شمارۀ سه، سطح معناداری متغیر انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی کوچک‌تر از 05/0 و ضریب آن منفی است، ارتباط معنادار و معکوسی بین انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی و عملکرد عملیاتی شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است. همچنین از آنجا که در الگوی شمارۀ چهار، سطح معناداری متغیر انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی کوچک‌تر از 05/0 و ضریب آن مثبت است، ارتباط معنادار و مستقیمی بین انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی و عملکرد عملیاتی شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است؛ بنابراین ارتباطی معنادار و غیرخطی بین خالص سرمایه در گردش و عملکرد عملیاتی شرکت­ها برقرار است؛ به این صورت که این ارتباط، ابتدا مستقیم و سپس معکوس می‌شود و بنابراین، فرضیۀ فرعی دوم فرضیۀ اصلی اول پژوهش مبنی بر اینکه «ارتباطی غیرخطی بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد عملیاتی (بازده دارایی­های) شرکت وجود دارد (این ارتباط در سطوح پایین سرمایه در گردش، مستقیم و در سطوح بالای آن، معکوس است)» تأیید می‌شود.

این در حالی است که متغیرهای کنترلی اندازۀ شرکت، موجودی نقد و جریان نقد عملیاتی، ارتباط مستقیم و معناداری با عملکرد عملیاتی شرکت و متغیرهای کنترلی اهرم مالی و رشد دارایی­ها، ارتباط معکوس و معناداری با عملکرد عملیاتی شرکت دارد.

آمارۀ دوربین- واتسون الگو­ها نیز به‌ترتیب، 022/2 و 042/2 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. درضمن سطح معناداری آمارۀ F نیز کمتر از 05/0 است. مقدار ضریب تعیین تعدیل­شدۀ الگو­های مدّنظر به‌ترتیب، حدود 67 و 76 درصد است که نشان می­دهد حدود 67 و 76 درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مستقل توضیح‌دادنی است. گفتنی است استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم­یافتۀ برآوردی، به رفع آثار ناهمسانی واریانس احتمالی منجر شده است.

در راستای برآورد ضرایب الگو­های مربوط به آزمون فرضیۀ اصلی دوم پژوهش، ابتدا برای تعیین روش داده‎های ترکیبی و تشخیص همگن یا ناهمگن‌بودن آنها، از آزمون چاو و آمارۀ F لیمر استفاده شد. با توجه به اینکه سطح معنی‌داری آزمون چاو کمتر از 5 درصد (مقادیر آمارۀ F برای الگوی پنجم، 177/2 و برای الگوی ششم، 31/2 و سطح معناداری هردو الگو، 000/0 حاصل شد) برای آزمون این الگو­ها از داده‎ها به‌صورت تابلویی استفاده‌شده است؛ زیرا در هر دو الگو، فرض صفر رد می‌شود؛ بنابراین در همین راستا، با اجرای آزمون هاسمن، ضرورت استفاده از روش آثار ثابت یا تصادفی بررسی‌ شده است و همچنین نظر به اینکه سطح معناداری آزمون هاسمن کمتر از 05/0 است (مقادیر آمارۀ کای اسکوئر برای الگوی پنجم 043/18 و برای الگوی ششم 329/18 و سطح معناداری برای الگوی پنجم 011/0 و برای الگوی ششم 01/0 حاصل شد)؛ برای برآورد ضرایب الگو­های مذکور، از الگوی آثار ثابت استفاده شد. نتیجۀ آزمون الگو­های مذکور با استفاده از الگوی آثار ثابت و روش حداقل مربعات تعمیم­یافتۀ برآوردی (EGLS) در جدول 4 ارائه ‌شده است.

 

 

 

 

 

 

 

جدول (4) نتایج آزمون فرضیۀ اصلی دوم

الگوی (5)

Investmenti,t = β0 + β1ExcessNWC+i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

الگوی (6)

Investmenti,t = β0 + β1ExcessNWC-i,t + β2FirmSizei,t + β3IntangibleAssetsi,t + β4Leveragei,t + β5FixedAssetsGrowthi,t + β6CashReservesi,t + β7CashFlowi,t + ԑi,t

متغیر

الگوی شمارۀ پنج

الگوی شمارۀ شش

ضرایب

سطح معناداری

ضرایب

سطح معناداری

مقدار ثابت

072/0-

000/0

084/0

000/0

انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی

017/0-

000/0

-

-

انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی

-

-

027/0

000/0

اندازۀ شرکت

007/0

000/0

006/0

000/0

دارایی­های نامشهود

439/0-

003/0

432/0-

003/0

اهرم مالی

0002/0

976/0

003/0

68/0

رشد دارایی­های ثابت

013/0

000/0

014/0

000/0

موجودی نقد

029/0

374/0

068/0

048/0

جریان نقد عملیاتی

107/0

000/0

116/0

000/0

الگوی شمارۀ پنج

آمارۀ F

938/38

ضریب تعیین

34/0

سطح معناداری آماره F

000/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

331/0

روش EGLS (رفع آثار احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

665/1

الگوی شمارۀ شش

آمارۀ F

367/48

ضریب تعیین

39/0

سطح معناداری آمارۀ F

000/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

382/0

روش EGLS (رفع آثار احتمالی ناهمسانی واریانس)

مقدار دوربین- واتسون

574/1

 

 

با توجه به نتایج جدول 4، از آنجا که در الگوی شمارۀ پنج، سطح معناداری متغیر انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی کوچک‌تر از 05/0 و ضریب آن منفی است، ارتباط معنادار و معکوسی بین انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی و سرمایه­گذاری شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است. همچنین از آنجا که در الگوی شمارۀ شش، سطح معناداری متغیر انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی، کوچک‌تر از 05/0 و ضریب آن مثبت است؛ ارتباط معنادار و مستقیمی بین انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی و سرمایه­گذاری شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برقرار است؛ بنابراین ارتباطی معنادار و غیرخطی بین خالص سرمایه در گردش و سرمایه­گذاری شرکت­ها برقرار است؛ به این صورت که این ارتباط، ابتدا مستقیم و سپس معکوس می‌شود و بنابراین، فرضیۀ اصلی دوم پژوهش مبنی بر اینکه «در سطوح بالای سرمایه در گردش، ارتباط معکوسی بین مدیریت سرمایه در گردش و سرمایه­گذاری شرکت وجود دارد» با سطح اطمینان 95 درصد تأیید می‌شود.

متغیرهای کنترلی اندازۀ شرکت، رشد دارایی­های ثابت و جریان نقد عملیاتی، ارتباط مستقیم و معناداری با سرمایه‌گذاری و متغیر کنترلی دارایی­های نامشهود، ارتباط معکوس و معناداری با سرمایه­گذاری دارد.

آمارۀ دوربین- واتسون الگو­ها نیز به‌ترتیب، 665/1 و 574/1 است که بین 5/1 و 5/2 قرار دارد. همچنین سطح معناداری آمارۀ F نیز کمتر از 05/0 است و معناداری الگو­ها را نشان می‌دهد. مقدار ضریب تعیین تعدیل­شدۀ الگو­های مدّنظر به‌ترتیب، حدود 33 و 38 درصد است که نشان می­دهد حدود 33 و 38 درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مستقل توضیح‌دادنی است. گفتنی است استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم­یافتۀ برآوردی، به رفع آثار ناهمسانی واریانس احتمالی منجر شده است.

 

نتایج و پیشنهادها

همانگونه که در نتایج مشهود بوده است، اجرای دقیق آزمون­های آماری برای فرضیۀ فرعی اول فرضیۀ اصلی اول پژوهش نشان داد ارتباط معناداری بین خالص سرمایه در گردش عملیاتی و بازده سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد که این نتیجه را با نتیجۀ مطالعۀ اکتاس و همکاران (2014) می‌توان منطبق دانست. گفتنی است تاکنون مطالعۀ دیگری، این موضوع را بررسی نکرده است و تنها اکتاس و همکاران (2014) در بررسی ارتباط غیرخطی بین سرمایه در گردش و بازده سهام شرکت­های امریکایی به این نتیجه رسیدند که ارتباطی غیرخطی بین آنها برقرار است. دیگر نتیجۀ این مطالعه مبنی بر رابطۀ یو شکل وارون (∩) خالص سرمایه در گردش با بازده دارایی­های شرکت­ها را در انطباق با نتیجۀ مطالعات گومز (2013)، اکتاس و همکاران (2014) و یحیی‌زاده فر و همکاران (1393) می‌توان دانست. رابطۀ یو شکل وارون (∩) خالص سرمایه در گردش با سرمایه­گذاری شرکت­ها نیز دیگر نتیجۀ این مطالعه بوده است که در انطباق با نتیجۀ مطالعه اکتاس و همکاران (2014) است. آنها در بررسی ارتباط غیرخطی بین سرمایه در گردش و سرمایه­گذاری شرکت­های امریکایی به این نتیجه رسیدند که در سطوح بالای سرمایه در گردش، بین آنها ارتباط معکوس برقرار است. مطالعۀ حاضر در سطح شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران اجرا شده است؛ بنابراین تعمیم نتایج آن به سایر شرکت­های فعال در سطح کشور با محدودیت همراه خواهد بود. در راستای توضیح رابطۀ یو شکل وارون (∩) خالص سرمایه در گردش عملیاتی بین بازده سهام، ممکن است مدیریت بهینۀ سرمایه در گردش، آثار مفیدی برای شرکت به همراه داشته باشد؛ اما برای ارتباط آن با بازده سهام، لازم است بازار سرمایه، توانایی کافی را برای درک این موضوع داشته باشد. یکی از مهم‌ترین مسائل مربوط به بازار سرمایه، کارایی بازار سرمایه است. منظور از کارایی به‌طور خاص که در اینجا مطرح می­شود، اشاره به این مسأله است که تا چه میزان، بازار در تعیین قیمت اوراق بهادار موفق عمل کرده است. موفقیت بازار به این معنی است که قیمت­ها به‌طور پیوسته، منعکس­کنندۀ اطلاعات جدید باشد؛ بنابراین بازاری را می­توان کارا نامید که کارایی لازم را برای پردازش اطلاعات داشته باشد؛ به‌ عبارت‌ دیگر، قیمت­ها در هر زمان، نشان‌دهندۀ ارزیابی صحیحی از اطلاعات موجود است؛ درنتیجه، قیمت­ها منعکس‌کنندۀ کامل اطلاعات موجود خواهد بود. پس از تبیین مجدد موضوع کارایی، گفتنی است صمدی و همکاران (1386) و عباسیان و همکاران (1391)، به‌صراحت ناکارایی بورس اوراق بهادار تهران را تأیید کرده­اند و با این شرایط به‌نظر قابل درک است که مدیریت سرمایه در گردش، رابطۀ معناداری با بازده سهام نداشته باشد. در راستای توضیح رابطۀ یو شکل وارون (∩) خالص سرمایه در گردش با بازده دارایی­های شرکت­ها، گفتنی است سرمایه در گردش به شرکت­ها اجازه می­دهد با افزایش فروش و سودآوری، رشد کنند؛ برای مثال، افزایش موجودی کالا باعث کاهش هزینۀ تأمین‌ می‌شود، سپری را در برابر نوسان‌های قیمت ورودی­ها ایجاد می­کند و ازدست‌دادن فروش به‌دلیل نوسان‌های بالقوۀ تقاضا را کاهش می­دهد ]9-10-12[. همچنین سرمایه­گذاری اضافی در سرمایه در گردش می­تواند منشأ آثار معکوس باشد و به تخریب ارزش سهامداران منتج شود. مانند هرگونه سرمایه­گذاری دیگر، افزایش سرمایه در گردش، مستلزم تأمین مالی اضافی است که به ‌نوبۀ خود شامل هزینه‌های تأمین مالی و فرصت است [16]؛ بنابراین شرکت­هایی که سرمایه در گردش زیادی در ترازنامۀ خود دارند، به‌صورت بالقوه با هزینۀ بهره و ریسک ورشکستگی بیشتری نیز مواجه هستند. بدین‌ترتیب، سرمایه در گردش، نقطۀ بهینه‌ای است که تا پیش‌ از این نقطه، افزایش خالص سرمایه در گردش عملیاتی به افزایش بازده دارایی­ها و پس ‌از این  نقطه، به کاهش بازده دارایی­ها منجر می‌شود. برای توضیح رابطۀ یو شکل وارون (∩) خالص سرمایه در گردش با سرمایه­گذاری شرکت­ها نیز گفتنی است اکتاس[14] و همکاران (2014) بیان کردند برای شرکت­هایی که سرمایه در گردش اضافی دارند، سرمایه­گذاری می­تواند راهکار مناسبی برای کاهش سرمایه در گردش از یک دوره به دوره دیگر باشد و افزایش عملکرد شرکت را به همراه داشته باشد. اگر شرکت منابع مدّنظر را برای کاربردهای باارزش­تر منتقل کند، کاهش سرمایه در گردش می‌تواند با افزایش عملکرد شرکت همراه باشد [7]. بنا بر استدلال­های مطالعات پیشین مبنی بر اینکه سرمایه در گردش را منبعی برای وجوه داخلی [6-12] یا جایگزینی برای وجه نقد [8]  می‌توان در نظر گرفت، انتظار می­رود سرمایه‌گذاری شرکت، راهکار بالقوه‌ای برای بهبود سرمایه در گردش و افزایش عملکرد شرکت باشد؛ بنابراین در شرکت­هایی که سرمایه در گردش اضافی دارند، ارتباط معکوسی بین مدیریت سرمایه در گردش و سرمایه­گذاری شرکت انتظار می‌رود. بنا بر نتایج آزمون فرضیۀ فرعی اول فرضیۀ اصلی اول پژوهش مبنی بر اینکه ارتباط معناداری بین خالص سرمایه در گردش عملیاتی و بازده سهام شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برقراراست، به سرمایه‌گذاران در شرکت­های مذکور پیشنهاد می‌شود ضمن بررسی سایر آثار مثبت مدیریت بهینۀ سرمایه در گردش، تصور نکنند این موضوع می­تواند تأثیر مستقیمی در بازار داشته باشد. به مدیران شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران نیز پیشنهاد می­شود برای افزایش بیشتر بازده سهام شرکت خود، رویکردهای دیگری به‌جز مدیریت بهینۀ سرمایه در گردش را مدّنظر قرار دهند. بنا بر نتایج آزمون فرضیۀ فرعی دوم فرضیۀ اصلی اول پژوهش مبنی بر اینکه خالص سرمایه در گردش با بازده دارایی­های شرکت­ها، رابطۀ یو شکل وارون (∩) دارد، به سرمایه­گذاران در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می­شود برای انجام سرمایه­گذاری بهینه­تر، این موضوع را در نظر داشته باشند و با توجه به رابطۀ در خور ‌توجه سودآوری با بازده و قیمت سهام، به وضعیت شرکت نسبت به خالص سرمایه در گردش عملیاتی بهینه همیشه توجه کنند. به مدیران شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می­شود برای افزایش بیشتر بازده دارایی­ها، تلاش کنند خالص سرمایه در گردش عملیاتی شرکت را همواره در سطح بهینه قرار دهند. بنا بر نتایج آزمون فرضیۀ اصلی دوم پژوهش مبنی بر اینکه خالص سرمایه در گردش با سرمایه­گذاری شرکت­ها رابطۀ یو شکل وارون (∩) دارد، به سرمایه­گذاران در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران پیشنهاد می‌شود برای انجام سرمایه­گذاری بهینه­تر (با توجه به آثار بلندمدت سرمایه­گذاری و همچنین مسائلی که از بابت کارایی و ناکارایی سرمایه‌گذاری ممکن است به وجود آید)، به موقعیت شرکت نسبت به خالص سرمایه در گردش عملیاتی بهینه همیشه توجه کنند.

 در این مطالعه، برای بررسی ارتباط غیرخطی سرمایه در گردش با معیارهای عملکرد و سرمایه­گذاری، از دو الگو مشتمل بر «انحراف مثبت خالص سرمایه در گردش عملیاتی» و «انحراف منفی خالص سرمایه در گردش عملیاتی» استفاده شد که در مطالعات آینده از متغیرهای توان اول و دوم «خالص سرمایه در گردش عملیاتی» در الگوی واحدی می‌توان استفاده (رویکرد دیگری برای بررسی ارتباط غیرخطی متغیرها) و نتایج را مقایسه و جمع­بندی کرد. معیارهای مدّنظر برای بررسی عملکرد در مطالعۀ حاضر، بازده سهام و بازده دارایی­ها بود که در مطالعات آینده از سایر معیارهای عملکرد مانند بازده حقوق صاحبان سهام و شاخص کیوتوبین نیز می‌توان استفاده و نتایج را مقایسه کرد. متغیر مستقل مطالعۀ حاضر، سرمایه در گردش بوده است که در مطالعات آینده از سایر متغیرهای مشابه آن مانند مدیریت جریان نقدی نیز می‌توان استفاده و نتایج را مقایسه کرد. مدیریت سرمایه در گردش از اجزایی (مانند دورۀ پرداخت بدهی و...) تشکیل‌ شده است که در مطالعات آینده، ارتباط خطی و غیرخطی هر یک از این اجزا را با متغیرهای وابسته در مطالعۀ حاضر می‌توان بررسی تفکیکی و نتایج را مقایسه و جمع­بندی کرد. رابطۀ رگرسیونی این پژوهش برای تمام صنایع عضو نمونۀ آماری به‌صورت یکجا برآورد شده است؛ ازاین‌رو، پیشنهاد می‌شود در مطالعات آینده، این رابطه، برای صنایع گوناگون به‌تفکیک برآورد شود. در این پژوهش، شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی ‌شده‌اند؛ بنابراین پیشنهاد می‌شود در پژوهش­های آینده، این موضوع در شرکت­های فرابورس نیز بررسی شود.



[1] Gill

[2] Enqvist

[3] Kroes and Manikas

[4] Gomes

[5] Olayinka

[6] Padachi

[7] Blinder and Maccini

[8] Fazzari and Petersen

[9] Corsten and Gruen

[10] Kieschnick

[11] Atanassov and Kim

[12] Eckbo and Kisser

[13] Bates

[14] Aktas

 [1] Aktas, N., Ettore, C. & Dimitris, P. (2015). Is working capital management value enhancing? Evidence from firm performance and investments, Journal of Corporate Finance, 30: 98-113.

[2] Atanassov, J. &Han K. E. (2009). Labor and corporate governance: International evidence from restructuring decisions. Journal of Financ.64: 341– 374.

[3] Bates, T., Kahle, K. & Stulz, R. (2009). Why do U.S. firms hold so much more cash than they used to? Journal of Financ.64: 1985– 2022.

[4] Blinder, A. & Maccini, L. (1991). The resurgence of inventory research: what have we learned? Journal of Economic Survey, 5(4): 5291– 328.

[5] Corsten, D. & Gruen, T. (2004). Stock-outs cause walkouts. Harvard Business Review, 82: 26-28.

[6] Enqvist, J. Graham,M. & Nikkinen,J. (2015).The impact of working capital management on firm profitability in different businesscycles: Evidence from Finland. Research in International Busines and Finance, 34: 36-49.

[7] Eckbo, E. & Kisser, M. (2013). Corporate funding: Who finances externally? Working Paper. Tuck School of Business at Dartmouth.

[8] Fazzari, S. M. and Petersen, B. C. (1993). Working capital and fixed investment: New evidence on financing constraints. The RAND Journal of Economics, 24: 328-342.

[9] Gill, A., Biger, N. & Mathur, N. (2010). The relationship between working capital management and profitability: Evidence from the United States. Business Economic Journal 10: 1-9.

[10] Gill, A., Biger, N. (2013). The impact of corporate governance on working capital management efficiency of American manufacturing firms. Managerial Finance, 39 (2): 116- 132.

[11] Gomes, D. F. N. (2013). How does working capital management affect firms’ profitability? Evidence from Portugal. Lisboa School of economics & management. Trabalho Final De Mestrado.

[12] Kieschnick, R., Laplante, M. & Moussawi, R. (2013). Working capital management and shareholders’ wealth. Review of Finance 17: 1827-1852.

[13] Kroes, J. & Manikas A. (2014). Cash flow management and manufacturing firm financial performance: A longitudinal perspective. International Journal of Production Economics, 148: 50-37.

[14] Yahyazadehfar, M., Shams, S. A. & Rezaie, H. (2013). The relationship between working capital management and profitability of companies in the Tehran Stock Exchange". Accountancy and auditing Studies, 3 (12): 15-29.

[15] Mohammadi, M. (1388). The impact of working capital management on corporate profitability in the companies listed in Tehran Stock Exchange. Journal of Management, 14: 80-91.

[16] Padachi, K. (2006). Trends in working capital management and its impact on firms’ performance: An analysis of Mauritian small manufacturing firms. International Review of Business Research Papers, 2 (2): 45-58.

[17] Raheman, A. & Nasr, M. (2007). Working capital management and profitability-case of Pakistan firms. International Review of Business Research Papers, 3: 297-300.

[18] Rezaei, N., Garkaz, M. (2012). The effect of changes in working capital to investment opportunities. Aasset Management and Financing, 1 (3), 99-118.

[19] Shabahang, R. (1993). Capital management and cash funds (in the framework of comprehensive budget), Journal of Accounting, 7 (8): 80-93.

[20] Vaez, S. A. (2013). The impact of working capital management on companies’ profits in the companies listed on the Stock Tehran Stock Exchange. Financial Accounting Researchs, 5 (19): 46-68.

[21] Youssefzadeh, N., Azami, Z. (2014). Examine the impact of working capital management on profitability in various business cycle. Journal of Accounting Knowledge, 23: 25-22.