Document Type : Research Paper
Authors
1 Department of Accounting, Faculty of Human Science and Law, Isfahan (Khorasgan) Branch, Islamic Azad University, Isfahan, Iran
2 Professor of Accounting Department, Faculty of Human Science and Law, Isfahan(Khorasgan) branch, Islamic Azad University, Isfahan, Iran
3 Assistant Professor of Accounting Department , Faculty of Human Science and Law, Isfahan(Khoradgan) Branch, Islamic Azad University, Isfahan, Iran
Abstract
Keywords
Main Subjects
مقدمه.
اقلام تعهدی که بخش عمدۀ آن در سرمایه در گردش شرکتها تبلور یافته است، از محورهای اساسی گزارشگری مالی است که در سالهای اخیر موضوع بسیاری از پژوهشهای تجربی حسابداری و مالی بوده است؛ اما در بیشتر مطالعات انجامشده در این حوزه، اقلام تعهدی از مباحثی مانند ناهنجاری اقلام تعهدی، کیفیت سود یا مدیریت سود تأثیر گرفته و به ماهیت سرمایهگذاری این اقلام کمتر توجه شده و تنها در برخی از این پژوهشها به نقش عوامل بنیادین اقتصادی سطح شرکتها در شکلدادن به اقلام تعهدی تأکید شده است؛ ازجمله: دچو[1]، اسلون[2] و سوینی[3] (۱۹۹۵)؛ برنارد[4] و اسکینر[5] (۱۹۹۶)؛ ژانگ[6] (2007)؛ دچو، گی[7] و اسکراند[8]، (۲۰۱۰). از آنجا که این مطالعات نسبتاً گسترده، رهنمود چندانی در زمینۀ ماهیت این اقلام و عوامل اقتصادی تأثیرگذار بر آنها ارائه نکردهاند، شناخت پژوهشگران دربارۀ چگونگی اثرگذاری این عوامل بر اقلام تعهدی، هم ازلحاظ نظری و هم از جنبۀ تجربی محدود است.
بعد از بحران مالی سال 2008 و آثار مخرب آن بر بازار سرمایۀ بسیاری کشورها، بررسی رفتار سرمایهگذاران در شرایط بروز بحران مالی و افزایش نوسانات بازار، توجه زیادی را به خود جلب کرد و سرآغاز مطالعاتی شد که در آنها تأثیرات نوسانات بازده سهام شرکتها (بهمنزلۀ شاخصی از ریسک خاص شرکتها)، هم بر رفتار سرمایهگذاران و هم بر رفتار سرمایهگذاری بنگاههای اقتصادی بررسی شد (احمد[9]، مکمارتین[10] و صفدر[11]، 2019). اگرچه در ادبیات اقتصادی و مالی رابطۀ منفی بین نوسانات و سرمایهگذاریهای بلندمدت براساس نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری[12] بهاندازۀ کافی تبیین شده است، کاربرد این الگو در زمینۀ سرمایهگذاریهای کوتاهمدت بهویژه سرمایه در گردش تعهدی که از ویژگیهای سرمایهگذاری کوتاهمدت است، حوزۀ جدیدی در پژوهشهای مالی محسوب میشود. تصور بر این است که نوسانات بازده سهام بر سطح سرمایه در گردش تعهدی شرکتها تأثیر منفی دارد و موجب کاهش آن میشود؛ بنابراین، در صورت تأیید این رابطۀ منفی ازطریق آزمونهای تجربی، میتوان با بررسی نوسانات بازده سهام یک شرکت در دورۀ قبل، سطح سرمایه در گردش تعهدی آن را برای دورۀ بعد تعیین و رفتار سرمایهگذاری کوتاهمدت آن را پیشبینی کرد.
در این پژوهش با اتکا به مبانی نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری، تأثیر نوسانات بازده سهام (بهمنزلۀ شاخصی از عدم اطمینان محیط فعالیت شرکتها) بر سرمایهگذاری در اقلام تعهدی (سرمایه در گردش غیرنقدی) ارزیابی میشود. بهعلاوه برای کسب شناخت بهتر، عوامل تأثیرگذار در این زمینه بهمنزلۀ متغیرهای تعدیلگر بررسی شده است. اگرچه عوامل مختلفی بر رابطۀ ذکرشده تأثیرگذار است، در این مطالعه بر تأثیر درماندگی مالی[13] بر این رابطه تأکید شده است. چگونگی تأثیرگذاری نوسانات بازده بر اجزای سرمایه در گردش تعهدی نیز بررسی شده است.
بررسی این موضوع ازآن نظر اهمیت دارد که اقلام تعهدی بخش عمدهای از سرمایه در گردش شرکتها و اطلاعات مالی آنها را تشکیل داده و تا حد زیادی معرف رفتار سرمایهگذاری جاری شرکتهاست. بهویژه در ایران با توجه به اینکه در سالهای اخیر فرایند گذار از حسابداری نقدی به حسابداری تعهدی در بخش کلان اقتصاد کشور شتاب فزایندهای یافته است، سهم نسبی این اقلام در گزارشهای مالی شرکتها و سازمانهای دولتی رو به افزایش است.
همانگونه که ذکر شد، پژوهشهای انجامشده دربارۀ اقلام تعهدی بر ماهیت سرمایهگذاری این اقلام تأکید کردهاند و چگونگی شکلگیری این اقلام را متأثر از کارکرد عوامل اقتصادی بنیادی میدانند؛ مانند دچو و همکاران (1995)، (2010)، برنارد و اسکینر (1996)، و آونز[14]، وو[15] و زیمرمن[16] (2013). اما تاکنون در زمینۀ چگونگی تأثیرگذاری این عوامل بر شکلگیری اقلام تعهدی و ایجاد مبنای نظری و تجربی مناسب برای پیشبینی این اقلام در آینده، پژوهشهای اندکی انجام شده است؛ بنابراین، همچنان دربارۀ تأثیرگذاری این عوامل بر اقلام تعهدی شرکتها، شناخت کمی وجود دارد.
همین واقعیت سبب شده است پژوهشگرانی نظیر دچو و همکاران (2010)، دیفوند[17] (2010) و بال[18] (2013) دربارۀ کمبود شواهد نظری و تجربی برای هدایت پژوهشگران در درک عوامل اقتصادی شکلدهندۀ سطح اقلام تعهدی شرکتها، نگرانیهایی را ابراز کنند (به نقل از عارف[19]، مارشال[20] و یان[21]، 2016). از این منظر، خلأ اساسی در ادبیات پژوهش مرتبط با اقلام تعهدی مشاهده میشود. به همین دلیل پژوهش حاضر ممکن است سهمی هر چند کوچک در توسعۀ ادبیات پژوهشی مربوطه داشته باشد. تلاش شده است با در پیش گرفتن رویکرد سرمایهگذاری در زمینۀ اقلام تعهدی، با اتکا به نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری و در نظر گرفتن عوامل اقتصادی موردانتظار[22]، چگونگی شکلگیری اقلام تعهدی تبیین و مبنای مناسبی برای پیشبینی سطح سرمایهگذاری شرکتها در این اقلام ارائه شود.
در بیشتر پژوهشهای انجامشده دربارۀ اقلام تعهدی که با محوریت مدیریت سود انجام و در آنها، اقلام تعهدی به دو بخش اختیاری و غیراختیاری تفکیک شده است، اقلام تعهدی سرمایه در گردش در سال 1+t با استفاده از متغیرهای توضیحی در همان سال 1+t تبیین شده است (مانند هیلی[23]، 1985؛ دیآنجلو[24]، 1986؛ جونز[25]، 1991؛ دچو و همکاران، 1995)؛ اما در پژوهش حاضر اقلام تعهدی در سال 1+t، تابعی از نوسانات بازده سهام شرکتها در سال t در نظر گرفته شده است. به همین دلیل الگوهای بهکاررفته توان پیشبینیکنندگی بیشتری دارند.
ویژگی متمایزکنندۀ دیگر این پژوهش، نقش آن در توسعۀ ادبیات مدیریت مالی و اقتصادی است که از اهداف مهم آنها مطالعۀ عوامل شکلدهندۀ سرمایهگذاری و تبیین رفتار سرمایهگذاری شرکتهاست. این ادبیات بهطور عمده بر تصمیمهای شرکتها دربارۀ مخارج سرمایهای تمرکز دارد؛ بنابراین، استفاده از مبانی نظری نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری دربارۀ اقلام تعهدی سرمایه در گردش، بهمنزلۀ سرمایهگذاری کوتاهمدت، سبب ایجاد درک عمیقتری از سیاستهای سرمایهگذاری شرکتها میشود. با توجه به مطالب مطرحشده سؤالهای اصلی پژوهش چنین است: آیا نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش شرکتها تأثیرگذار است؟ عواملی مانند درماندگی مالی شرکتها بر میزان تأثیرگذاری نوسانات بر اقلام تعهدی سرمایه در گردش مؤثر واقع میشود؟ تأثیر نوسانات بازده سهام بر اجزای سرمایه در گردش تعهدی (داراییهای جاری غیرنقدی و بدهیهای جاری) یکسان بوده یا متفاوت است؟
مبانی نظری.
پژوهشهای انجامشدۀ پیشین نشان داده است تغییرات اقلام تعهدی در بسیاری از موارد، معرف تصمیمهای سرمایهگذاری شرکتهاست. تغییر سرمایه در گردش نیز مانند سرمایهگذاری در داراییهای ثابت، معرف شکلی از سرمایهگذاری و درواقع، نشاندهندۀ بخش داخلی فرایند رشد تجاری شرکتهاست (ژانگ، ۲۰۰۷). در پژوهشهای مختلف بر تلقی اقلام تعهدی (سرمایه در گردش) بهمنزلۀ شکلی از سرمایهگذاری تأکید شده است. فایرفیلد[26]، ویزناناد[27] و لمباردییان[28] (۲۰۰۳) یادآور میشوند که اقلام تعهدی جزئی از فرایند سودآوری و فرایند سرمایهگذاری است.
بخش عمدهای از پژوهشهای انجامشده در حوزۀ ادبیات اقتصادی و مدیریت مالی با داشتن نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری، تصمیمهای سرمایهگذاری شرکتها را ارزیابی کرده و نشان داده است بین سرمایهگذاری و نوسانات بازار سرمایه رابطهای منفی وجود دارد (برنانکی[29]، 1983؛ پیندایک[30]، 1993؛ شوارتز[31] و تریجورجیس[32]، 2004). این پژوهشها در توجیه نظری این رابطۀ منفی استدلالهای زیر را مطرح میکنند: از آنجا که سرمایهگذاری پرهزینه و بسیاری از اقلام هزینه در زمرۀ هزینههای ریختهشده[33] است و برگشت داده نمیشود، شرکتها هنگام در پیش گرفتن تصمیمهای سرمایهگذاری، سعی میکنند بین بازده حاصل از سرمایهگذاری امروز و منافع حاصل از به تأخیر انداختن سرمایهگذاری، یعنی هنگامی که اطلاعات بیشتری کسب شده و یا شرایط شرکت بهتر شده باشد، موازنه و مصالحه ایجاد کنند. در نظر گرفتن منافع حاصل از به تعویق انداختن سرمایهگذاری، با نام اختیار صبر[34] شناخته میشود؛ درواقع، منافع حاصل از اختیار صبر هزینۀ فرصت سرمایهگذاری امروز محسوب میشود. هنگامی که این منافع با هزینۀ اختیار صبر برابر باشد، سرمایهگذاری انجام میشود؛ اما هنگامی که نوسانات افزایش مییابد، منافع اختیار صبر بر هزینههای آن فزونی مییابد. در این شرایط شرکتها ترجیح میدهند بهجای اجرای فوری پروژههای سرمایهگذاری تا هنگام کاهش نوسانات و ابهامات بازار صبر کنند و ببینند در آینده چه میشود؛ بنابراین، در شرایطی که نوسانات بالاتر است، ارزش اختیار صبر نیز افزایش مییابد و سبب کاهش یا توقف سرمایهگذاری میشود. این عدم اطمینانها و ابهامات موجود در محیط فعالیت شرکتها که تا حد زیادی در نوسانات بازده سهام شرکتها انعکاس مییابد، از عوامل اساسی در تصمیمهای سرمایهگذاری شرکتهاست و پژوهشگران حوزههای مالی و حسابداری از ابعاد مختلفی این موضوع را بررسی کردهاند. حبیب[35]، حسن[36] و الهادی[37] (2019) رابطۀ بین قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی و نوسانات بازده سهام شرکتها را در بورس اوراق بهادار آمریکا بررسی و نتیجهگیری کردند که قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی شرکتها بهمنزلۀ یکی از ویژگیهای کیفی اطلاعات، بر نوسانات بازده سهام آنها تأثیر منفی دارد؛ یعنی درجات بالاتر، قابلیت مقایسۀ صورتهای مالی عدم اطمینانهای موجود در ارزیابی عملکرد شرکت و بازده سهام آن را کاهش داده و نوسانات بازده مشاهدهشده در این موارد بهمراتب کمتر از شرکتهایی است که قابلیت مقایسۀ آنها پایینتر است. احمد و همکاران (2019) نیز رابطۀ بین نوسانات درآمدی و بازده سهام شرکتها را در دورۀ بحران مالی بررسی کردند. موضوع اصلی پژوهش آنها این بود که در دورههایی که آشفتگی و وجودنداشتن قطعیت اقتصادی افزایش مییابد، نوسانات درآمدی گذشتۀ شرکتها، چگونه بر ارزیابی سرمایهگذاران از بازده سهام آنها تأثیر میگذارد. نتیجۀ مطالعۀ آنها نشان داد در شرایط عادی اقتصادی، بین نوسانات درآمدی و بازده سهام شرکتها رابطۀ مشخصی وجود ندارد؛ اما در دورههایی که ابهامات و آشفتگیهای اقتصادی افزایش مییابد، بین نوسانات درآمدی گذشتۀ شرکتها و بازده جاری سهام آنها رابطۀ منفی وجود دارد؛ درنهایت، آنها نتیجه گرفتند در شرایط اقتصادی عادی و استاندارد، ریسک سیستماتیک، بهطور عمده ریسک نوسانات بازده شرکتها را تبیین میکند و نوسانات خاص مانند نوسانات درآمدی چندان بااهمیت تلقی نمیشود.
در این پژوهش با تأکید بر ماهیت سرمایهگذاری اقلام تعهدی، تلاش میشود با اتکا بر پیشبینیهای نظری رویکرد اختیارات سرمایهگذاری، تأثیر عوامل اقتصادی مانند ریسک خاص شرکتها (نوسانات بازده سهام) بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش تبیین شود. انتظار بر این است که نوسانات بازده سهام بر سرمایه در گردش شرکتها تأثیر منفی بههمراه داشته باشد. بهکارگیری این رویکرد در زمینۀ اقلام تعهدی (سرمایه در گردش) پشتوانۀ نظری دارد؛ زیرا اقلام تعهدی سرمایه در گردش از بسیاری جهات ویژگیهای یک فعالیت سرمایهگذاری را دارند؛ اول اینکه شرکتها نمیتوانند بازده اقلام تعهدی سرمایه در گردش را دقیقاً پیشبینی کنند. دوم، بخش عمدهای از اقلام تعهدی سرمایه در گردش برگشتناپذیرند و در زمرۀ هزینههای ریختهشده محسوب میشوند و سوم اینکه شرکتها بهطور معمول تا حدودی قادر به کنترل زمانبندی سرمایهگذاری در اقلام تعهدی هستند. برای مثال شرکتها قادرند سرمایهگذاری در اقلام تعهدی سرمایه در گردش را ازطریق مدیریت زمانبندی خریدوفروش موجودیها و تحدید یا گسترش اعتبار مشتریان به تعویق اندازند یا تسریع کنند (عارف و همکاران، 2016).
در همین زمینه عارف و همکاران (۲۰۱۶)، رابطۀ بین نوسانات بازده سهام و اقلام تعهدی سرمایه در گردش را در چهارچوب نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری مطالعه کردند. آنها به این نتیجه رسیدند که بین نوسانات بازده سهام و سطح اقلام تعهدی سرمایه در گردش رابطهای منفی وجود دارد؛ در عین حال این رابطۀ منفی برای شرکتهای دارای درماندگی مالیِ ضعیفتر و چرخۀ عملیاتی طولانیتر، شدت بیشتری داشته است. بادآورنهندی و محرومی (2018) نیز نشان دادند نوسانات بازده بر اقلام تعهدی تأثیر منفی داشته و درماندگی مالی بهمنزلۀ متغیر تعدیلگر سبب تضعیف رابطۀ بالا شده است.
با توجه به مطالب مطرحشده فرضیۀ اول پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:
فرضیۀ اول: نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش شرکتها تأثیر منفی دارد.
از مباحث مهم دیگر در ادبیات سرمایهگذاری و مالی، عوامل تعیینکنندۀ ساختار سرمایۀ شرکتهاست که در این میان، نوسانات بازده سهام از عوامل مهم و تأثیرگذار در نظر گرفته میشود. بهطور معمول شرکتهایی که نوسانات بازده بالایی را تجربه میکنند، همواره در زمینۀ بازده آتی سرمایهگذاریهای خود و ایفای تعهدات از محل این درآمدها شک و تردید دارند. بهعلاوه بهطور معمول هزینه سرمایۀ این شرکتها بالاست. کاهش توانایی پرداخت بدهیها و افزایش هزینه سرمایه، این شرکتها را در معرض ورشکستگی و درماندگی مالی قرار میدهد (دادلی[38] و جیمز[39]، 2015). در همین ارتباط احمد و چلا[40] (2019) با بررسی تأثیر نوسانات بازده سهام بر ساختار سرمایۀ شرکتهای فعال در بورس اوراق بهادار پاکستان، نتیجه گرفتند که افزایش نوسانات بازده سهام شرکتها بر نسبتهای اهرمی آنها تأثیر منفی داشته است و آنها را به مرز درماندگی مالی نزدیک میکند. سلیم، شهریاری و فدایینژاد (2015) معتقدند زمانی که شرکتی دچار درماندگی مالی میشود، بهسرعت با معمای افزایش سرمایه برای تأمین مالی روبهرو میشود. با این فرض که تعداد اندکی به این سرمایهگذاریهای پرخطر اعتماد خواهند کرد. بهویژه که به نظر میرسد این تقویت مالی راهحل قاطعی برای مسائل پیش روی شرکتهای درمانده ازنظر مالی ارائه نمیکند.
در پژوهش حاضر نیز برای رسیدن به درک عمیقتر از رابطۀ بین نوسانات بازده سهام و سطح سرمایه در گردش تعهدی شرکتها، بعضی عوامل تأثیرگذار و تعدیلکنندۀ این رابطه بررسی شده است. یکی از این عوامل تأثیرگذار، درماندگی مالی[41] شرکتهاست؛ درماندگی مالی وضعیتی است که در آن یک شرکت با وضع نامطلوب مالی، شکست، موفقنشدن و ناتوانی در بازپرداخت بدهیهای خود روبهروست. شرکتهای با محدودیت مالی بیشتر، مشکلات تأمین مالی بیشتری دارند و ارزش انتظار (اختیار صبر) برای این شرکتها کاهش خواهد یافت؛ بنابراین، مدیران اینگونه شرکتها در اولین فرصت ایجادشده اقدام به سرمایهگذاری میکنند (فروغی و صادقی، 2013).
نتایج پژوهش ایزدورفر نشان داد درماندگی مالی شرکتها سبب تضعیف رابطۀ منفی بین نوسانات بازده و مخارج سرمایهای میشود؛ بنابراین، انتظار میرود رابطۀ منفی بین نوسانات بازده سهام و سرمایه در گردش تعهدی برای شرکتهایی که با بحران مالی روبهرو هستند، ضعیفتر باشد. این اثر تضعیفکننده بهدلیل تمایل شرکتهای درماندۀ مالی به انتقال ریسک است. انگیزۀ انتقال ریسک ممکن است بر رابطۀ بین سرمایهگذاری و نوسانات تأثیرگذار باشد. بهطور کلی سهامداران شرکتهای بحرانزده، ریسکپذیری بیشتری دارند؛ بنابراین، افزایش در نوسانپذیری یک پروژه ممکن است فرصتی را برای سهامداران فراهم کند تا با سرمایهگذاری در پروژهای پرریسک، بازده مضاعفی به دست آورند. در این شرایط ارتباط منفی بین سرمایهگذاری و نوسانات مبتنی بر نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری، یا کاهش مییابد یا معکوس میشود (ایزدورفر[42]، ۲۰۰۸). لینک[43]، نتر[44] و شو[45] (2013) از منظر دیگری به این موضوع نگریستهاند. آنها چگونگی تأثیر اقلام تعهدی اختیاری بر تصمیمهای تأمین مالی شرکتها را بررسی کردند. فرض اصلی پژوهش آنها بیانکنندۀ این بود که شرکتهای دارای محدودیت مالی که فرصتهای مناسب سرمایهگذاری دارند، میتوانند با داشتن دیدگاه راهبردی در گزارشگری اقلام تعهدی، با ارسال سیگنالهای مثبت به بازار، محدودیتهای مالی خود را برطرف کنند و توانایی مالی خود را افزایش دهند. بهطور کلی نتایج این پژوهش نشان میدهد شرکتهای دارای محدودیت مالی با استفاده از اقلام تعهدی اختیاری، سیگنالهای مثبتی را به بازار ارسال میکنند و بدین ترتیب با کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، کارآیی سرمایهگذاریهای خود را افزایش و محدودیتهای مالی برای اجرای این سرمایهگذاریها را کاهش میدهند.
فروغی، امیری و الشریف (2017) تأثیر درماندگی مالی بر اثرگذاری اقلام تعهدی بر بازدههای آتی را بررسی کردند و نشان دادند در شرکتهایی که با درماندگی مالی روبهرو هستند، اثرگذاری اقلام تعهدی بر بازده آتی داراییها کمتر است و دلیل آن پایداری بیشتر اقلام تعهدی (برآوردهای واقعیتر) در شرکتهای درمانده مالی است. ازسوی دیگر، در شرکتهای درمانده مالی، اثرگذاری اقلام تعهدی بر بازده آتی سهام کمتر است و دلیل آن ناهنجاری کمتر اقلام تعهدی (قیمتگذاری نادرست کمتر) در شرکتهای درمانده مالی در مقایسه با شرکتهای غیردرمانده مالی است. با توجه به مبانی نظری و یافتههای تجربی مطرحشده فرضیۀ دوم به شرح زیر تدوین شده است:
فرضیۀ دوم: تأثیر منفی نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش برای شرکتهای دارای درماندگی مالی، ضعیفتر است.
یکی دیگر از محورهای مطالعاتی پژوهش، بررسی این موضوع است که آیا نوسانات بازده همان گونه که بر فعالیتهای سرمایهگذاری کوتاهمدت تأثیر میگذارد، بر فعالیتهای تأمین مالی کوتاهمدت نیز تأثیرگذار است. پیشبینی میشود که نوسانات بازده سهام بهطور عمده بر اقلام دارایی سرمایه در گردش تعهدی تأثیر منفی داشته باشد؛ زیرا تصمیمهای سرمایهگذاری در مرحلۀ اول بر اقلام تعهدی دارایی جاری تأثیر میگذارند؛ اما متناسب با میزان استفادۀ مدیران از بدهیها، برای تأمین مالی فعالیتهای سرمایهگذاری، اقلام بدهی سرمایه در گردش نیز ممکن است از نوسانات بازده سهام تأثیر بگیرد. برای مثال عارف و همکاران (2016) نتیجه گرفتند که نوسانات بازده سهام بر اقلام دارایی سرمایه در گردش تعهدی تأثیر منفی و در مقابل بر اقلام بدهی سرمایه در گردش تأثیر مثبت داشته است. هرچند به عقیدۀ بعضی پژوهشگران ازجمله پتروزی[46] و دادا[47] (1999) و کاشون[48] و ترویش[49] (2013) بنا بر انگیزههای احتیاطی مدیران، نوسانات محیطی ممکن است بر سطح موجودی کالای شرکتها که بخش مهمی از اقلام تعهدی را تشکیل میدهد، تأثیر مثبتی داشته باشد و سبب افزایش آن شود. بهدلیل همین دیدگاههای متضاد و برای کسب شناخت بهتر در این زمینه، فرضیۀ سوم پژوهش به شرح زیر تدوین شده است:
فرضیۀ سوم: تأثیر منفی نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش، برای اجزای دارایی این اقلام در مقایسه با اجزای بدهی آن قویتر است.
روش پژوهش.
الگوهای پژوهش با استفاده از نسخۀ 9 نرمافزار ایویوز[50] و نسخۀ 14 نرمافزار استاتا[51] تخمین زده شده است. نمونۀ آماری، شامل شرکتهای تولیدی فعال در بورس اوراق بهادار تهران برای دورۀ زمانی چهاردهساله بین سالهای ۱۳۸۳ تا ۱۳۹6 است که سال مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه هر سال است، جزء شرکتهای صنایع واسطهگری مالی، سرمایهگذاری و بانکها نباشند، برای محاسبات بازده و نوسانات آن وقفۀ معاملاتی بیش از سه ماه نداشته باشند و در طول دورۀ مطالعهشده تغییر سال مالی نداشته باشند. با توجه به این شرایط، نمونۀ انتخابی متشکل از ۱۱۱ شرکت است. فرایند انتخاب این شرکتها در جدول زیر نشان داده شده است:
جدول (1) چگونگی انتخاب نمونه
|
تعداد کل شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران |
453 |
|
شرکتهایی که سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند نبوده است یا تغییر سال مالی داشتهاند. |
61 |
|
شرکتهای صنایع واسطهگری مالی و سرمایهگذاری |
97 |
|
شرکتهایی که وقفۀ معاملاتی سهام بیشتر از 3 ماه داشتهاند. |
98 |
|
شرکتهایی که اطلاعات حسابرسیشده آنها بهطور کامل در دسترس نبوده است. |
86 |
|
تعداد شرکتهای باقیمانده (نمونۀ آماری) |
111 |
در فرضیههای اول و دوم، متغیر وابسته، خالص اقلام تعهدی سرمایه در گردش (WCAi,t+1) است که از تفاوت جمع داراییهای جاری غیرنقد و جمع بدهیهای جاری تقسیم بر جمع داراییهای اول دوره حاصل شده است (عارف و همکاران، 2016).
در فرضیۀ سوم نیز متغیرهای وابسته، جمع بدهیهای جاری، جمع داراییهای جاری غیرنقد و اجزای تشکیلدهندۀ آن شامل حسابها و اسناد دریافتنی، موجودی کالا و سایر داراییهای جاری (داراییهای جاری غیرنقد بهجز حسابها و اسناد دریافتنی و موجودی کالا) است که همۀ این متغیرها براساس جمع داراییهای ابتدای دوره تعدیل شدهاند (عارف و همکاران، 2016).
متغیر مستقل، نوسانات ماهانۀ بازده سهام (EVi,t) است که ازطریق انحراف معیار بازده ماهانۀ سهام در سال t به دست آمده است (چن[52]، وانگ[53] و ژو[54]، 2014).
متغیر تعدیلگر نیز درماندگی مالی (DIS) است و برای محاسبۀ آن از شاخص P استفاده میشود که پورحیدری و کوپاییحاجی (2010) ارائه کردهاند. چگونگی محاسبۀ آن به شرح زیر است:
که در آن X1 نسبت سود قبل از مالیات بهکل داراییها، X2 نسبت سود انباشته بهکل داراییها،
X3 نسبت سرمایه در گردش بهکل داراییها، X4 نسبت حقوق صاحبان سهام به بدهیها، X5 نسبت سود قبل از مالیات به درآمد فروش، X6 نسبت داراییهای جاری به بدهیهای جاری، X7 نسبت سود خالص به فروش، X8 نسبت بدهیها به داراییها و X9 اندازۀ شرکت (لگاریتم طبیعی فروش خالص) است. اگر P محاسبهشده کوچکتر از عدد 8907/15 باشد، شرکت درمانده مالی است و در غیر این صورت سلامت مالی دارد.
متغیرهای کنترلی عبارتاند از:اندازۀ شرکت (Sizei,t) که از لگاریتم طبیعی جمع داراییهای شرکت i در پایان سال t به دست میآید، فرصتهای رشد (MTBi,t) که از نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شرکت i در سال t محاسبه میشود، اهرم مالی (Levi,t) که از تقسیم جمع بدهیها بر جمع داراییهای شرکت i در سال t به دست میآید، جریانهای نقدی عملیاتی (CFOi,t) از صورت جریانهای نقدی شرکت i در پایان سال t استخراج شده و برای همگنسازی بر جمع داراییهای ابتدای دوره تقسیم شده است (عارف و همکاران، 2016).
فرضیۀ اول پژوهش تأثیر نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش شرکتها را بررسی میکند. برای آزمون این فرضیه مطابق با الگوی عارف و همکاران (2016) از الگوی (1) استفاده شده است:
|
(1) |
فرضیۀ دوم پژوهش نقش درماندگی مالی را بر رابطۀ نوسانات بازده سهام و سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش بررسی میکند. برای آزمون این فرضیه، کل شرکتهای نمونه براساس شاخص درماندگی مالی یعنی P به دو دسته شرکتهای دارای درماندگی مالی و شرکتهای بدون درماندگی مالی تفکیک شده و سپس الگوی (1) بهطور جداگانه برای هر دسته از شرکتها تخمین زده شده است. بدین ترتیب تفاوت در نتایج تخمین الگوی (1) برای هر دسته از شرکتها (بدون درماندگی مالی و دارای درماندگی مالی) بهطور جداگانه در مقایسه با نتایج تخمین الگو برای کل شرکتها، بیانکنندۀ تأثیر تعدیلکنندۀ متغیر درماندگی مالی بر رابطۀ بین نوسانات بازده و اقلام تعهدی سرمایه در گردش است.
درنهایت، فرضیۀ سوم تأثیر نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اجزای اقلام تعهدی سرمایه در گردش را بررسی میکند. برای آزمون این فرضیه از همان الگوی (1) استفاده شده است؛ با این تفاوت که در مرحلۀ اول تغییرات جمع داراییهای جاری (بهجز وجه نقد) و تغییرات جمع بدهیهای جاری بهمنزلۀ متغیر وابسته و بهطور جداگانه در الگو وارد شدهاند. الگوهای مدنظر به شرح زیر است:
|
(2) |
|
|
(3) |
در الگوی 2 WCA(Asset)I,t+1 تغییرات جمع داراییهای جاری در سال t+1 است.
در الگوی 3 WCA(Liability)I,t+1 تغییرات جمع بدهیهای جاری در سال t+1 است.
در مرحلۀ بعد برای تعیین منشأ اصلی رابطۀ منفی بین نوسانات یازده سهام و اقلام تعهدی سرمایه در گردش، در الگوی اصلی پژوهش (الگوی 1) تغییرات اجزای دارایی جاری (بهجز وجه نقد) شامل حسابها و اسناد دریافتنی، موجودی کالا و سایر داراییهای جاری در سال t+1 بهمنزلۀ متغیر وابسته در الگو وارد و بدین ترتیب الگوهای زیر حاصل شدهاند:
|
(4) |
|
|
(5) |
|
|
(6) |
که در آنها: تغییرات حسابها و اسناد دریافتنی در سال t+1، تغییرات موجودی کالا در سال t+1 و تغییرات سایر داراییهای جاری در سال t+1 است.
یافتهها.
نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در جدول (2) ارائه شده است. میانگین اقلام تعهدی سرمایه در گردش، 018/0 است که نشان میدهد بهطور متوسط سرمایهگذاری در سرمایه در گردش در دورۀ مدنظر مثبت بوده است. میانگین نوسانات بازده ۱۳2/۰ و میانگین متغیر درماندگی مالی 934/14 است.
جدول (2) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش
|
متغیرها |
نماد متغیرها |
حداقل |
حداکثر |
میانگین |
انحراف معیار |
|
اقلام تعهدی سرمایه در گردش |
WCA |
846/1- |
256/1 |
018/0 |
203/0 |
|
نوسانات بازده |
EV |
1-/846 |
1/256 |
۰/۱۳2 |
۰/0۹۱ |
|
جریانهای نقدی عملیاتی |
CFO |
517/0- |
776/0 |
۰/۱۳۵ |
۰/142 |
|
اهرم مالی |
LEV |
۰/026 |
۲/0۷۸ |
۰/۶۱۵ |
۰/۲۰۴ |
|
فرصتهای سرمایهگذاری |
MTB |
-۴۴/092 |
۴۰/۷۰۰ |
۲/۴۲۹ |
۳/۳۶۸ |
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
۴/۲۴۶ |
۸/۵۲۰ |
۵/۸50 |
۰/634 |
|
درماندگی مالی |
DIS |
3/494 |
49/597 |
14/934 |
5/857 |
|
حسابها و اسناد دریافتنی |
AREC |
-1/442 |
۱/۵۳۴ |
۰/023 |
۰/191 |
|
موجودی کالا |
INV |
-1/706 |
۱/۲۴۸ |
۰/016 |
۰/143 |
|
سایر داراییهای جاری |
OTHERCA |
-0/646 |
۰/899 |
۰/007 |
۰/091 |
|
حسابها و اسناد پرداختنی |
APAY |
-0/۷۹۳ |
۱/۷۸۱ |
0/040 |
۰/۱۳۶ |
|
سایر بدهیهای جاری |
OTHERCL |
-۱/۳۹۸ |
۴/005 |
۰/045 |
۰/۲۰۱ |
در جدول (3) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش به تفکیک مشاهدات مربوط به شرکتهای با نوسانات بازده کم و شرکتهای با نوسانات بازده زیاد، منعکس شده است. این تقسیمبندی مبتنی بر میانۀ نوسانات بازده مشاهدهشده است؛ بدین صورت که شرکتهایی که بالای میانه قرار دارند شرکتهای پرنوسان و شرکتهایی که پایین میانه قرار گرفتهاند، شرکتهای کمنوسان محسوب شدهاند. در این جدول میانگین و انحراف معیار هر دسته از شرکتها گزارش شده است. همان گونه که مشخص است، متوسط اقلام تعهدی سرمایه در گردش، برای شرکتهای پرنوسان 035/0- و برای شرکتهای کمنوسان 073/0 بوده است؛ این شاخصها نشان میدهد شرکتهایی که با نوسانات بازده بیشتری روبهرو بودهاند، بهطور متوسط سرمایهگذاری کمتری انجام دادهاند که با مبانی نظری پژوهش نیز مطابقت دارد. این جدول نشان میدهد شرکتهای دارای نوسانات بازده کمتر، بهطور متوسط جریانهای نقدی عملیاتی بیشتر، اهرم مالی کوچکتر و فرصتهای سرمایهگذاری کمتری داشتهاند.
جدول (3) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش به تفکیک شرکتهای با نوسانات کم ونوسانات زیاد
|
نوسانات کم |
نوسانات زیاد |
|||
|
میانگین |
انحراف معیار |
میانگین |
انحراف معیار |
|
|
سرمایه در گردش تعهدی |
۰/073 |
175/0 |
-0/035 |
216/0 |
|
نوسانات بازده |
۰/065 |
031/0 |
0/199 |
077/0 |
|
درماندگی مالی |
804/14 |
737/5 |
074/15 |
975/5 |
|
جریانهای نقدی عملیاتی |
۰/۱۴8 |
137/0 |
۰/121 |
147/0 |
|
اهرم مالی |
۰/612 |
193/0 |
0/615 |
217/0 |
|
فرصتهای سرمایهگذاری |
۲/356 |
762/3 |
2/520 |
417/3 |
|
اندازۀ شرکت |
۵/817 |
625/0 |
5/875 |
643/0 |
|
حسابها و اسناد دریافتنی |
0/032 |
178/0 |
۰/013 |
203/0 |
|
موجودی کالا |
0/025 |
132/0 |
0/006 |
153/0 |
|
سایر داراییهای جاری |
0/017 |
097/0 |
0-/002 |
084/0 |
|
حسابها و اسناد پرداختنی |
0/015 |
127/0 |
۰/020 |
184/0 |
|
سایر بدهیهای جاری |
0/001 |
182/0 |
۰/۱۹۹ |
262/0 |
برای اطمینان از برقراری فروض رگرسیون، آزمون ناهمسانی واریانس، همخطی و خودهمبستگی انجام شد. نتایج آزمون عامل تورم واریانس (VIF) نشاندهندۀ وجودنداشتن همخطی بین متغیرهای پژوهش است. از آنجا که یافتههای حاصل از آزمون نسبت درستنمایی[55] (LR) و آزمون وولدریج[56]، خطای ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی را نشان داد، الگوهای رگرسیونی به روش حداقل مربعات تعمیمیافته تخمین زده و بدین ترتیب از الگوها بهلحاظ ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی رفع ایراد شد. مقدار آمارۀ عامل تورم واریانس[57] (VIF) که در جدول (4) ارائه شده است، بیانکنندۀ وجودنداشتن همخطی بین متغیرهای پژوهش است.
برای آزمون فرضیۀ اول مبنی بر اینکه نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش شرکتها تأثیر منفی دارد، الگوی (1) برازش و نتایج آن در جدول (4) منعکس شده است.
جدول (4) نتایج آزمون فرضیۀ اول
|
|
|||||
|
متغیرها |
نماد متغیر |
ضرایب |
t آمارۀ |
احتمال |
VIF |
|
نوسانات بازده سهام |
EV |
698/0- |
-۱0/942 |
۰/000 |
090/3 |
|
جریانهای نقدی عملیاتی |
CFO |
۰/۱۵۷ |
3/062 |
۰/002 |
577/2 |
|
اهرم مالی |
LEV |
-0/019 |
-0/511 |
۰/609 |
071/1 |
|
اندازۀ شرکت |
Size |
-0/020 |
-1/441 |
۰/149 |
016/1 |
|
فرصتهای سرمایهگذاری |
MTB |
-0/004 |
2/606 |
۰/009 |
216/2 |
|
عرض از مبدأ |
C |
229/0 |
468/2 |
013/0 |
|
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
۰/۱۲ |
دوربین - واتسون |
۲/۳۵ |
|
|
|
آمارۀ F |
۳۶/۶۳ |
احتمال آماره F |
۰/000 |
|
|
|
آمارۀ نسبت درستنمایی LR |
32/23 |
احتمال آماره LR |
0159/0 |
|
|
|
آمارۀ آزمون وولدریج |
877/11 |
احتمال آماره وولدریج |
021/0 |
|
|
از آنجا که سطح معناداری آمارۀ t برای متغیر مستقل یعنی نوسانات بازده از 1% کمتر است، فرضیۀ اول تأیید و مشخص میشود بین نوسانات بازده سهام و سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش، رابطۀ منفی و معنادار وجود دارد. شدت این رابطه نیز 698/۰- است. با بررسی سایر متغیرهای تأثیرگذار که متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شده است، مشخص میشود که جریانهای نقدی عملیاتی با سرمایه در گردش تعهدی رابطۀ مثبت دارد و در مقابل فرصتهای سرمایهگذاری با متغیر وابسته رابطۀ منفی داشته است. ضریب متغیرهای اهرم مالی و اندازۀ شرکت معنادار نیست. ضریب تعیین تعدیلشدۀ الگو که توان توضیحدهندگی آن را بیان میکند، 12/0 بوده است و معناداربودن آمارۀ F نیز نشان میدهد الگو بهطور کلی معنادار و مناسب است.
فرضیۀ دوم پژوهش بیان کرد که تأثیر منفی نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش برای شرکتهای دارای درماندگی مالی، ضعیفتر است. همان گونه که ذکر شد، برای آزمون این فرضیه کل شرکتهای نمونه به دو دسته شرکتهای دارای درماندگی مالی و شرکتهای بدون درماندگی مالی تقسیم شده و الگوی (1) بهطور جداگانه برای هر دسته تخمین زده شده و نتایج آن در جدول (5) ارائه شده است.
نتایج جدول (5) نیز نشان میدهد ضریب نوسانات بازده برای شرکتهای با درماندگی مالی، 698/۰- است که در سطح 1% معنادار است؛ در مقابل ضریب این متغیر برای شرکتهای بدون درماندگی مالی، 657/۰- است؛ با توجه به آنکه تأثیر منفی نوسانات بازده بر سرمایه در گردش تعهدی برای شرکتهای دارای درماندگی مالی، از شرکتهای بدون درماندگی مالی بیشتر است، فرضیۀ دوم پژوهش رد میشود؛ به عبارت دیگر، درماندگی مالی متغیر تعدیلگری است که سبب تخفیف رابطۀ منفی بین نوسانات بازده و سرمایه در گردش تعهدی نمیشود.
جدول (5) نتایج آزمون فرضیۀ دوم
|
|
|||||||
|
|
|
سرمایه در گردش شرکتهای دارای درماندگی مالی |
سرمایه در گردش شرکتهای بدون درماندگی مالی |
||||
|
متغیرها |
نماد متغیرها |
ضرایب |
آمارۀ t |
احتمال |
ضرایب |
آمارۀ t |
احتمال |
|
نوسانات بازده |
EV |
-0/698 |
-8/988 |
۰/000 |
-0/۶۵۷ |
-5/837 |
0/000 |
|
جریانهای نقدی عملیاتی |
CFO |
0/051 |
۱/249 |
۰/212 |
0/142 |
1/763 |
۰/078 |
|
اهرم مالی |
LEV |
-0/004 |
-0/160 |
۰/872 |
0-/002 |
-0/047 |
۰/۹61 |
|
فرصتهای سرمایهگذاری |
MTB |
-0/007 |
-3/357 |
۰/000 |
-0/000 |
-0/318 |
۰/۷50 |
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
-0/009 |
-۱/265 |
۰/206 |
-0/013 |
-۱/483 |
۰/138 |
|
عرض از مبدأ |
C |
157/0 |
151/3 |
001/0 |
176/0 |
033/2 |
042/0 |
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
|
|
۰/22 |
|
|
۰/01 |
|
|
آمارۀ F |
|
|
۲9/26 |
|
|
۱۸/۶۱ |
|
|
احتمال آمارۀ F |
|
|
0/000 |
|
|
0/000 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش نشان داد بین نوسانات بازده سهام و سرمایه در گردش تعهدی، رابطۀ منفی و معنادار وجود دارد. این نتیجه مطابق با پیشبینیهای نظری مطرحشده، بهویژه نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری است؛ اما این نتیجه خود سؤال دیگری را بدین صورت مطرح میکند: آیا کمیت و کیفیت تأثیر نوسانات بازده، بر داراییهای جاری غیرنقدی و بدهیهای جاری یکسان است؟ برای رسیدن به جواب این سؤال فرضیۀ سوم پژوهش مبنی بر اینکه «تأثیر منفی نوسانات بازده سهام بر سطح موردانتظار اقلام تعهدی سرمایه در گردش، برای اجزای دارایی این اقلام در مقایسه با اجزای بدهی آن قویتر است»، تدوینشده است. برای آزمون این فرضیه در مرحلۀ اول متغیر وابسته یعنی سرمایه در گردش تعهدی به دو دسته داراییهای جاری غیرنقدی و بدهیهای جاری تفکیک و بدین ترتیب الگوهای (2) و (3) حاصل شده است. در الگوی (2) جمع داراییهای جاری تعهدی و در الگوی (3) جمع بدهیهای جاری، متغیر وابسته در نظر گرفته شده است. نتایج این الگوها در جدول (6) ارائه شده است.
همانگونه که نتایج جدول نشان میدهد، ضریب نوسانات بازده برای جمع داراییهای جاری غیرنقدی، 211/0- است که در سطح 5% معنادار است. این ضریب منفی تأییدکنندۀ آن است که نوسانات بازده سهام بر جمع داراییهای جاری غیرنقدی، تأثیر منفی و معناداری داشته است. در مقابل با توجه به ضریب نوسانات بازده در الگوی بدهیهای جاری که 512/0 است، مشخص میشود بین نوسانات بازده سهام و تغییرات جمع بدهیها، رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. معناداربودن آمارۀ F در الگوهای ذکرشده نشان میدهد این الگوها بهطور کلی نیز معنادار و مناسباند. ضریب تعیین تعدیلشده هر الگو نیز روشن میکند که توان توضیحدهندگی الگوی اول 07/0 و الگوی دوم 05/0 است.
جدول (6) نتایج آزمون فرضیۀ سوم به تفکیک جمع داراییهای جاری و جمع بدهیهای جاری
|
متغیر وابسته |
جمع اقلام دارایی سرمایه در گردش تعهدی |
جمع اقلام بدهی سرمایه در گردش تعهدی |
||||
|
متغیرهای مستقل و کنترلی |
ضرایب |
t آمارۀ |
احتمال |
ضرایب |
t آمارۀ |
احتمال |
|
نوسانات بازده |
0-/۲۱۱ |
159/2- |
۰/031 |
۰/۵۱۲ |
۵/۲۳۶ |
۰/000 |
|
جریانهای نقد عملیاتی |
۰/۱۱۳ |
۱/۵۸۵ |
۰/۱۱۳ |
-0/103 |
-۱/۴۴۱ |
۰/۱۴۹ |
|
اهرم مالی |
0-/016 |
0-/۲۸۱ |
۰/۷۷۸ |
-0/185 |
-۳/۱۸۵ |
0/001 |
|
فرصتهای سرمایهگذاری |
0-/008 |
۳/۳۴۸ |
۰/000 |
-0/000 |
-0/۱۱۲ |
۰/۹۱۰ |
|
اندازۀ شرکت |
0-/۳۸۷ |
11-/۳۳۷ |
۰/000 |
-0/ ۳۶۶ |
-۱۰/۷۱۶ |
۰/000 |
|
عرض از مبدأ |
395/0 |
211/2 |
027/0 |
253/0 |
015/1 |
31/0 |
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
0/07 |
|
0/05 |
|||
|
آمارۀ F |
|
۱/۹۶ |
|
|
۱/۶۱۱ |
|
|
احتمال آمارۀ F |
|
۰/000 |
|
|
0/000 |
|
درنهایت، برای تعیین منشأ اصلی رابطۀ منفی بین نوسانات و سرمایه در گردش تعهدی، جمع داراییهای جاری غیرنقدی به اجزای آن یعنی حسابها و اسناد دریافتنی، موجودی کالا و سایر داراییهای جاری تفکیک شده و هر یک از این اقلام بهطور جداگانه متغیر وابسته در نظر گرفته شده است. بدین ترتیب الگوهای (4)، (5) و (6) حاصل شده است. نتایج تخمین این الگوها در جدول (7) ارائه شده است.
جدول (7) آزمون فرضیۀ سوم به تفکیک اجزای داراییهای جاری غیرنقدی
|
متغیر وابسته |
حسابها و اسناد دریافتنی |
موجودی کالا |
سایر داراییهای جاری |
||||||
|
ضرایب |
آمارۀ t |
احتمال |
ضرایب |
آمارۀ t |
احتمال |
ضرایب |
آمارۀ t |
احتمال |
|
|
نوسانات بازده |
15/0- |
622/2- |
008/0 |
037/0 |
205/2 |
033/0 |
123/0- |
468/4- |
000/0 |
|
جریانهای نقد عملیاتی |
031/0- |
957/0 |
338/0 |
15/0 |
541/5 |
000/0 |
06/0 |
433/4 |
000/0 |
|
اهرم مالی |
014/0 |
586/0 |
557/0 |
04/0 |
896/1 |
058/0 |
031/0 |
386/2 |
017/0 |
|
فرصتهای سرمایهگذاری |
002/0 |
209/0- |
834/0 |
004/0- |
831/3- |
000/0 |
000/0 |
38/1- |
167/0 |
|
اندازۀ شرکت |
022/0- |
073/3- |
002/0 |
03/0- |
807/4- |
000/0 |
01/0- |
588/2- |
009/0 |
|
عرض از مبدأ |
178/0 |
463/3 |
000/0 |
16/0 |
909/2 |
003/0 |
058/0 |
414/2 |
015/0 |
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
009/0 |
04/0 |
03/0 |
||||||
|
آمارۀ F |
|
428/3 |
|
57/12 |
|
|
926/8 |
|
|
|
احتمال آمارۀ F |
|
004/0 |
|
000/0 |
|
|
000/0 |
|
|
همانگونه که نتایج جدول (7) نشان میدهد، نوسانات بازده سهام تأثیر منفی و معناداری بر تغییرات حسابهای دریافتنی و سایر داراییهای جاری دارد. شدت این رابطۀ منفی برای حسابهای دریافتنی ۱۵/۰- و برای سایر داراییهای جاری ۱۲/۰- است. در مقابل، نتایج نشاندهندۀ تأثیر مثبت و معنادار نوسانات بازده سهام بر موجودی کالا به میزان 037/0 است. با توجه به نتایج حاصلشده مشخص میشود که نوسانات بازده سهام تنها بر اجزای دارایی سرمایه در گردش تعهدی تأثیر منفی دارد و فرضیۀ سوم پژوهش نیز که بیانکنندۀ همین رابطۀ انتظاری بود، تأیید میشود؛ در عین حال مشخص شد منشأ این تأثیر منفی بهطور عمده به حسابها و اسناد دریافتنی و سایر داراییهای جاری مربوط است. این نتایج با پیشبینیهای نظری مطرحشده در پژوهش مطابقت دارد که براساس آنها در چهارچوب نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری، نوسانات بازده بهطور عمده بر داراییهای جاری تأثیر منفی دارند.
نتایج و پیشنهادها.
در این پژوهش اقلام تعهدی سرمایه در گردش، شکلی از سرمایهگذاری در نظر گرفته شده است که از عدماطمینانها و نوسانات تأثیر میگیرد و این موضوع بررسی شد که آیا با استفاده از چهارچوب نظری نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری، میتوان انتظارات منطقی از سطح سرمایه در گردش آتی شرکتها ارائه کرد یا خیر. این رویکرد، از ادبیات اقتصادی و مالی دربارۀ سرمایهگذاریها اقتباس شده است که بر نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری مبتنی است. براساس این نظریه، افزایش نوسانات موجب کاهش سطح سرمایهگذاری شرکتها میشود؛ زیرا در این شرایط شرکتها بهجای سرمایهگذاری فوری ترجیح میدهند صبر کنند تا ببینند در آینده چه میشود. در همین راستا تأثیر نوسانات بازده سهام بهمنزلۀ شاخصی از عدم اطمینانهای موجود در محیط عملیاتی شرکتها بر میزان سرمایه در گردش تعهدی آنها سنجیده شد. در عین حال شناسایی تأثیر تعدیلکنندۀ متغیرهایی مانند درماندگی مالی بر رابطۀ ذکرشده از اهداف دیگر پژوهش بوده است؛ درنهایت، میزان حساسیت هر یک از اجزای دارایی و بدهی سرمایه در گردش تعهدی در مقابل نوسانات بازده سهام آزمون شده است.
نتایج آزمونهای انجامشده، تأییدکنندۀ رابطۀ منفی و معنادار بین اقلام تعهدی سرمایه در گردش (بهمنزلۀ سرمایهگذاری کوتاهمدت) و نوسانات بازده سهام است که با نتایج پژوهش عارف و همکاران (۲۰۱۶) همسوست؛ اما برخلاف سایر نتایج حاصلشده بهوسیلۀ پژوهشگران، نتایج این پژوهش نشان داد درماندگی مالی، بهمنزلۀ متغیر تعدیلگر، تأثیر معناداری بر رابطۀ ذکرشده ندارد. این موضوع ممکن است ناشی از کارآیینداشتن الگوهای درماندگی مالی در بورس اوراق بهادار تهران باشد که سجادی و بناییقدیم (2016) نیز بر آن تأکید کردهاند.
نتایج حاصلشده در زمینۀ میزان تأثیرگذاری نوسانات بازده بر داراییها و بدهیهای جاری (اقلام تشکیلدهندۀ سرمایه در گردش تعهدی)، نشان داد هم جمع داراییهای جاری و هم اجزای آن (بهجز موجودی کالا) رابطۀ منفی و معنادار با نوسانات بازده سهام دارند. هرچند بین این اجزا، تغییرات موجودی کالا رابطۀ مثبتی با نوسانات بازده سهام داشته است. شاید یکی از دلایل این واکنش مثبت، ناشی از انگیزههای احتیاطی مدیران باشد. برای مثال براساس الگوهای سطح بهینۀ موجودی، مدیران نسبت به کمبود موجودی برای پاسخگویی به تقاضای بازار حساساند و ممکن است همزمان با افزایش نوسانات تقاضا، سرمایهگذاری در موجودیها را افزایش دهند. این نتیجه با دیدگاههای پتروزی و دادا (1999) و کاشون و ترویش (2013) مطابقت دارد که معتقد بودند بین نوسانات و سرمایهگذاری در موجودی کالا رابطۀ مثبت وجود دارد.
نتایج حاصلشده از این نظر سودمند است که درک عمیقتری از عوامل شکلدهندۀ اقلام تعهدی سرمایه در گردش ارائه و نقش عوامل اقتصادی سطح شرکتها مانند نوسانات بازده سهام را در شکلگیری این اقلام تبیین میکند. بهعلاوه نشاندهندۀ این موضوع است که پیشبینیهای مبتنی بر نظریۀ اختیارات سرمایهگذاری هم دربارۀ سرمایهگذاریهای بلندمدت کاربرد دارد هم کاربرد آن دربارۀ سرمایهگذاریهای کوتاهمدت ازجمله سرمایه در گردش تعهدی نتایج مشابهی بههمراه دارد. از این جهت گامی در جهت غنای ادبیات سرمایهگذاری مربوط به اختیارات سرمایهگذاری محسوب میشود.
همانگونه که نتایج پژوهش نشان داد، نوسانات بازده اثر منفی و کاهندهای بر سرمایه در گردش تعهدی شرکتها بههمراه داشته است. این موضوع از ابعاد مختلف جالبتوجه است؛ از یک سو سرمایهگذاران و تحلیلگران مالی در ارزیابی خود از اقلام تعهدی شرکتها باید به این تأثیر منفی توجه کنند و در تفسیر تغییرات این اقلام تنها خود را در چهارچوب مدیریت سود محدود نکنند و نوسانات و تغییرات محیطی را نیز در ارزیابی خود لحاظ کنند. ازسوی دیگر، کاهش سرمایه در گردش تعهدی با تأثیرگرفتن از نوسانات بازده سهام، ممکن است مشکلات زیادی برای شرکتهای فعال در بورس اوراق بهادار ایجاد کند؛ بنابراین، ضروری است متولیان بازار پول و سرمایه، با در پیش گرفتن سیاستهای پولی و مالی مناسب سبب ایجاد ثبات در فضای متلاطم بازار سرمایه شوند و با ایجاد چتر حمایتی، آسیبپذیری سرمایه در گردش این شرکتها را کاهش دهند. بهعلاوه نتایج پژوهش نشان داد اگرچه نوسانات بازده سهام بر اجزای دارایی سرمایه در گردش تعهدی تأثیر منفی داشته است، تأثیر آن بر بدهیهای جاری و فعالیتهای تأمین مالی کوتاهمدت مثبت بوده است. این تناقض جای تعمق بیشتری دارد؛ زیرا بهطور طبیعی افزایش بدهیهای جاری، باید صرف تأمین سرمایه در گردش شرکتها شود؛ اما بسیاری از شرکتها برای مقابله با نوسانات، منابع مالی کوتاهمدت خود را وارد فعالیتهای سفتهبازی میکنند؛ بنابراین، ضروری است نظام بانکی کشور با هوشمندکردن سیستم اعتباری خود مانع توسعۀ اینگونه فعالیتها و افزایش نقدینگی در بازار شود. سرمایهگذاران نیز در تحلیلهای خود از وضعیت شرکتها در شرایط پرنوسان، باید به واکنش مثبت بدهیهای جاری در مقابل نوسانات توجه کنند؛ زیرا این امر سبب افزایش اهرم مالی آنها میشود و ریسک ورشکستگی آنها را افزایش میدهد.
[1]. Dechow
[2]. Sloan
[3]. Sweeny
[4]. Bernard
[5]. Skinner
[6]. Zhang
[7]. Ge
[8]. Schrand
[9]. Ahmed
[10]. McMartin
[11]. Safdar
[12]. Real options investment
[13]. Finanical distress
[14]. Owens
[15]. Wu
[16]. Zimmerman
[17]. Defond
[18]. Ball
[19]. Arif
[20]. Marshal
[21]. Yohn
[22]. Ex-ante Economic economic Factorsfactors
[23]. Healy
[24]. DeAngelo
[25]. Jones
[26]. Fairfield
[27]. Wissenanad
[28]. Lombardi Yohn
[29]. Bernanke
[30]. Pindyck
[31]. Schwartz
[32]. Schwartz & Trigeorgis
[33]. Sunk Costs
[34]. Option to wait
[35]. Habib
[36]. Hasan
[37]. Al-Hadi
[38]. Dudley
[39]. James
[40]. Hla
[41]. Financial distress
[42]. Eisdorfer
[43]. Linck
[44]. Netter
[45]. Shu
[46]. Petruzzi
[47]. Dada
[48]. Cachon
[49]. Terwiesch
[50]. Eviews 9
[51]. Stata 14
[52]. Chen
[53]. Wang
[54]. Zhou
[55]. Likelihood ratio test
[56]. Wooldridge test
[57]. Variance inflation factor
)