نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ علوم اقتصادی و اجتماعی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان، ایران

2 دانشجوی کارشناسی ارشد، گروه حسابداری، دانشکدۀ علوم اقتصادی و اجتماعی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان، ایران

چکیده

یکی از مهم‌‌ترین تصمیم‌‌گیری‌‌های مالی و مدیریتی شرکت‌‌ها، تصمیم‌‌گیری دربارۀ تعیین مقدار مطلوب موجودی کالای مورد نیاز برای هر دورۀ مالی است. موجودی کالا در جایگاه یکی از اقلام مهم در مدیریت زنجیرۀ تأمین و اعتبار تجاری در جایگاه منبع تأمین مالی کوتاه‌مدت، اگر به‌خوبی مدیریت شوند و هم‌‌زمان بتوانند موجب پایداری ساختار سرمایه شوند، منافع بسیاری برای سازمان ایجاد می‌‌کنند. در این پژوهش تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری بر پایداری ساختار سرمایه با استفاده از روش داده‌های ترکیبی پویا با رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته در 101 شرکت پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی سال‌‌های 1385 تا 1397 بررسی شده است. نتایج حاصل از آزمون نشان داد که با افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا، پایداری ساختار سرمایه، طبق اهرم دفتری و بازاری کاهش می‌یابد؛ همچنین براساس اهرم دفتری، با افزایش اعتبار تجاری، پایداری ساختار سرمایه کاهش و طبق اهرم بازاری، با افزایش اعتبار تجاری، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌یابد.

کلیدواژه‌ها

موضوعات

عنوان مقاله [English]

The Effect of Inventory Management Efficiency and Trade Credit on the Capital Structure Stability

نویسندگان [English]

  • Hassan Zalaghi 1
  • Reza Maddadian Moez 2
  • Mojtaba Kamareh Gereh 2

1 Assistant Professor, Department of Accounting, Faculty off Economics & Social Sciences, Bu-Ali Sina University, Hamedan, Iran

2 MA Student, Department of Accounting, Faculty off Economics & Social Sciences, Bu-Ali Sina University, Hamedan, Iran

چکیده [English]

One of the most important financial and managerial decisions of companies is determining the optimal amount of inventory needed for each period. The inventory of goods and commercial credit can be considered as one of the important items in supply chain management and as a source of short-term finance, respectively, which can be of great benefit to organizations if they are managed prudently. We investigated the effect of product inventory management and commercial credit on the stability of capital structure by using a dynamic combined data method with a generalized torque approach in 101 firms, listed in the Tehran Stock Exchange between 2006 and 2019. The results indicate that with increasing efficiency of inventory management, the stability of capital structure decreases based on the book and market leverage. In addition, based on the book leverage, when business credit goes up, the stability of the capital structure decreases, and based on the market leverage, with the increase of commercial credit, the stability of the capital structure reduces.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Trade Credit
  • Market Leverage
  • Book Leverage
  • Capital structure stability
  • Inventory Management

مقدمه.

انتخاب ساختار سرمایه تصمیمی مهم و راهبردی[1] است؛ زیرا بر هزینۀ سرمایه، سودآوری، ارزش‌گذاری و پرداخت بدهی شرکت تأثیر می‌گذارد ( شارما[2]، 2017). تا قبل از سال 1950 میلادی، در حوزۀ مالی بیشتر پژوهش‌ها به تصمیم‌های تقسیم سود و سرمایه‌گذاری مربوط بود. مودیگلیانی[3] و میلر[4]،‏ مقولۀ تصمیم‌‌های تأمین مالی را به مجموعۀ پژوهش‌‌های حوزۀ مالی وارد کردند. در برخی از پژوهش‌ها بر این موضوع تأکید شده است که واحدهای تجاری چه میزان از سرمایۀ خود را از محل بدهی و چه میزان را از طریق انتشار اوراق مالکانه، تأمین می‌کنند؛ به عبارت دیگر تصمیم‌های تأمین مالی، ساختار سرمایۀ شرکت‌ها را مشخص می‌کند (افلاطونی و نیکبخت، 1396). بخش عمده‌‌ای از مطالعات مربوط به ساختار سرمایه در ایران، درجۀ انطباق ساختار سرمایه با نظریه‌های موجود در این حوزه یا تأثیر عوامل اقتصاد کلان یا ویژگی‌های خاص شرکت بر سیاست‌های تأمین مالی را بررسی کرده‌‌‌‌اند.

ساختار سرمایۀ نامناسب برای هر شرکتی به‌ویژه شرکت‌های کوچک بر همۀ زمینه‌های فعالیت تأثیر می‌گذارد و موجب بروز مسائلی از قبیل ناکارایی در بازاریابی محصولات، کارآمدنبودن، ناتوانی در به‌کارگیری مناسب نیروی انسانی و موارد مشابه می‌شود (اوتامی[5] و اینانگا[6]، 2012). برخی معتقدند که نظریه‌‌های ساختار سرمایه برای رسیدن به نظریه‌‌ای واحد باید متوقف شود؛ زیرا هریک از آنها حقایقی را بیان می‌کنند که در تبیین جنبه‌های مختلف تصمیم‌‌های تأمین مالی شرکت‌ها به ما کمک می‌کنند (رامشه و همکاران، 1396). یکی از جنبه‌هایی که در مطالعات ساختار سرمایه در ایران به آن توجه کمتری شده، پایداری ساختار سرمایه[7] است. پایداری ساختار سرمایه به این معنی است که شرکت‌ها موقعیت فعلی اهرم خود را حفظ می‌کنند.

در برخی پژوهش‌های خارجی مانند لمون،[8] رابرتس[9] و ژندر[10] (2008)، گراهام[11] و لری[12] (2011)، دی‌آنجلو[13] و رل[14] (2015) و توماس[15] و ژانگ[16] (2002) و نیز پژوهش‌های داخلی مانند رامشه و همکاران (1396)، پایداری ساختار سرمایه بررسی شده است. در این پژوهش‌ها اثر برخی از متغیرهای مؤثر یا درواقع، عوامل متغیر زمانی مانند اندازه، رشد، سودآوری و ... بررسی شده است.

توماس و ژانگ (2002) اعتقاد دارند موجودی کالا، عامل تعیین‌کنندۀ بسیار مهمی برای عملکرد و ارزش شرکت به ‌حساب می‌آید؛ همچنین تصمیم‌‌های مربوط به ساختار سرمایه، نقش مؤثری در اعتبار شرکت‌ها نزد مؤسسات تأمین سرمایه دارد (پورزمانی و همکاران، 1389). هدف مدیریت موجودی کالا به حداکثر رساندن ثروت سهامداران از طریق طراحی و اجرای سیاست‌‌ها و استراتژی‌‌هایی است که به کاهش هزینه‌‌های خرید و نگهداری کالا منجر می‌‌شود. موجودی‌‌ها به‌‌تنهایی دارای سودآوری نیستند و فقط در صورت فروخته‌‌شدن ایجاد درآمد می‌‌کنند؛ اما با اعمال مدیریت موجودی‌‌ها که درحقیقت، حفظ تداوم منظم در هماهنگی فعالیت‌‌های تولیدی و جلوگیری از توقف عملیات به کمک کمبود موجودی‌‌هاست، به نوعی روند سودآوری محقق و باعث افزایش عملکرد شرکت می‌‌شود (استینکر [17]و پچ [18]و هوبرگ[19]، 2016). موجودی کالا همواره بخش عمده‌‌ای از دارایی‌‌های بسیاری از واحدهای تجاری را تشکیل می‌‌دهد و با توجه به اینکه عملکرد یک سیستم عملیاتی با سطح موجودی ارتباط مستقیم دارد و از آن تأثیر می‌‌پذیرد، بدون در نظر گرفتن مسائل راهبردی، هر تغییری در موجودی کالا و فرآیندهای مرتبط با آن، ممکن است بسیار خطرناک باشد و ریسک بسیاری را به شرکت تحمیل کند. نگه‌‌داشتن موجودی کالا بیشتر یا کمتر از حد مورد نیاز هزینه‌‌های زیادی به سازمان تحمیل می‌‌کند؛ بنابراین مدیریت موجودی کالا یکی از سیاست‌‌ها و رویه‌‌هایی است که شرکت‌‌ها از آن پیروی می‌‌کنند تا تضمین شود که موجودی کالای آنها در سطحی قرار دارد که نقدینگی (بودجه) کافی را برای سرمایه در گردش آزاد می‌‌کند (رضایی، 1397). در صورتی که شرکت دچار مشکلات مالی یا بقای شرکت تهدید شود، برنامه‌‌های مدیریت همراه با دید کوتاه‌‌مدت خواهد بود و مدیریت در مواجهه با مشکلات مالی، سود حسابداری را در جایگاه یکی از اقلام ارزیابی عملکرد دستکاری می‌‌کند. از آنجا که موجودی کالا قسمت بزرگی از سرمایه‌‌گذاری‌‌ها و مصارف منابع شرکت‌‌ها را تشکیل داده و ازنظر مبلغ بسیار بااهمیت است، بر فعالیت‌‌های سودآوری شرکت‌‌ها نیز به میزان شایان توجهی تأثیر‏ می‌‌گذارد؛ زیرا شرکت‌‌ها با فروش موجودی کالا، ایجاد درآمد می‌‌کنند و با مدیریت و کنترل موجودی‌‌‌‌ها سبب سودآوری شرکت می‌‌شوند (حیدری و همکاران، 1396)؛ بنابراین پرسشی که باید به آن پاسخ داده شود این است که از آنجا که موجودی کالا در جایگاه یک دارایی جاری مهم و یکی از مؤلفه‌های مهم سرمایه در گردش و مؤثر بر ارزش شرکت و توان سودآوری آن است و همچنین، اعتبار تجاری در جایگاه یک منبع تأمین مالی کوتاه‌مدت است که منجر به کاهش هزینۀ سرمایه و افزایش اعتماد تأمین‌‌کنندگان منابع مالی می‌‌شود و شرکت را به سمت تأمین مالی بهینه سوق می‌‌دهد، چه رابطه‌ای با پایداری ساختار سرمایۀ شرکت‌ها دارد؟ بنابراین، هدف پژوهش حاضر، بررسی تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا[20] و اعتبار تجاری[21] بر پایداری ساختار سرمایه است. در ادامه، مبانی نظری، ادبیات و فرضیه‌های پژوهش بیان می‌شود؛ سپس روش‌شناسی، مدل‌ها و متغیرهای پژوهش، جامعه و نمونۀ آماری و یافته‌های پژوهش ارائه و درپایان، بحث و نتیجه‌گیری از پژوهش مطرح می‌‌شود.

 

مبانی نظری.

در بین تمام نظریه‌‌های مطرح‌‌شده در حوزۀ ساختار سرمایه، سه نظریۀ توازن، سلسله‌‌مراتبی و حرکت همگام با بازار، بیشترین توجه را به خود جلب کرده‌‌اند. نظریۀ اینرسی نیز جدیدترین نظریۀ ساختار سرمایه است و علاوه‌‌بر بیان نتایجی جدید، نتایج نظریۀ حرکت همگام با بازار را تأیید می‌‌کند. نظریه‌‌های سلسله‌‌مراتبی، حرکت همگام با بازار و اینرسی به وجود یک ساختار سرمایۀ هدف اعتقادی ندارند؛ بنابراین از دید این نظریه‌‌ها مدیران برای تغییر اهرم، در مسیری مشخص تلاش نخواهند کرد (رامشه و همکاران، 1396).

برای بقا در جهان رقابتی امروزی، شرکت‌ها باید از تکنیک‌های نوین تولیدی استفاده کنند. درگذشته، سیستم تولید به امید تقاضا، رایج بود و در این سیستم شرکت بدون توجه به تقاضای فعلی کالا، محصول تولید می‌کرد و به این امید که مشتریان در آینده محصول او را خریداری می‌کنند، انبارهای خود را از کالا پر می‌کرد. این سیستم سنتی به دلایلی از قبیل بهای نگهداری موجودی کالا، بهای فرصت ازدست‌‌رفتۀ سرمایۀ به‌‌کارگرفته‌‌شده برای تولید موجودی کالا، آسیب‌‌دیدن، از مد افتادن و غیره، دیگر سیستم مناسبی در فضای رقابتی امروز نیست. رویکردهای نوین مدیریت تولید، برای شرکت‌ها این امکان را فراهم می‌کند تا با کاهش سطح موجودی کالا، افزایش کیفیت و حذف اتلاف، بهای تولید را کاهش دهند. یکی از مواردی که از بهبود فناوری و رویه‌ها تأثیر پذیرفته و در واکنش به این تغییرات ایجاد شده، مدیریت موجودی کالا است که با کاهش سطح موجودی‌ها و هزینه‌ها، بهای محصول را کاهش و از این طریق سودآوری را افزایش می‌دهد (مهرانی و همکاران، 1392). براساس نظریۀ سلسله‌‌مراتبی[22]، شرکت‌های سودآور ترجیح می‌دهند سود خود را مجدد در شرکت سرمایه‌‌گذاری کنند؛ به عبارت دیگر نیازهای مالی خود را از محل سود انباشته تأمین می‌کنند و در صورت داشتن نیاز مازاد، به استقراض رو می‌آورند (دستگیر و شهپری، 1396)؛ بنابراین مدیریت موجودی کالا، سودآوری را دستخوش تغییر می‌کند و این باعث تأثیر بر ساختار سرمایه (نسبت بدهی) و پایداری آن می‌شود. در سال‏های اخیر شرکت‌‌ها برای بهبود شیوه‌‌های مدیریت موجودی خود و کاهش موجودی بسیار تلاش کرده‌‌‌‌اند.

برای این کار شرکت‌‌ها موجودی مواد خام خود را به حداقل رساندند، فرآیندهای آغاز تولید را بهبود بخشیدند و از ابزارهای پیش‌‌بینی تقاضا استفاده کردند تا الزامات و نیاز به موجودی برای کالای نهایی را کاهش دهند؛ به‌‌علاوه تغییرات ساختاری مؤثر بر استراتژی زنجیرۀ تأمین و پیشرفت‌‌های فناورانه نیز به کاهش موجودی کمک می‌‌کند. شواهدی مبنی‌‌بر توجه‌‌نداشتن شرکت‌‌ها به هزینه‌‌های نگهداری موجودی در حین تعیین موجودی وجود دارد. شرکا و طرفین مشغول در زنجیرۀ تأمین باید هزینه‌‌های واقعی فردی سرمایۀ خود را افشا کنند و عضوی که هزینۀ سرمایۀ کمتری دارد مسئولیت مالکیت موجودی را در ترازنامۀ خود به عهده بگیرد (راندال[23]، لمون وسولهیم[24]، 2006)؛ به این صورت مزایا و سودها به‌‌صورت هزینه‌‌های کمتر تأمین مالی بین تمامی اعضا و شرکت تقسیم می‌‌شود. گاهی مکان فیزیکی کالاها لازم به تغییر نیست؛ بنابراین به جریان مواد خام دست زده نمی‌‌شود، زمان‏ها تغییر نمی‌‌کند و چرخه‌‌های برنامه‌‌ریزی نیز نیاز به تغییر ندارند (هوبرگ، پروتوپاپا [25]و استینکر، 2017). از اهداف بررسی موجودی مواد و کالا به این موارد اشاره می‌‌شود: آیا سیستم داخلی کنترل داخلی موجودی کفایت لازم را دارد؟ آیا موجودی‌‌ها مربوط به مؤسسه یا سازمان است؟ آیا کلیۀ موجودی‌‌ها در دفاتر به ثبت رسیده است؟ آیا محاسبات و انطباق مدارک با حساب‌‌های دفتر کل به‌‌درستی صورت پذیرفته است؟ آیا ارزشیابی موجودی‌‌های مواد و کالا با نتایج حاصل از قاعدۀ اقل بهای تمام‌‌شده یا بازار، برابری تقریبی دارد؟ آیا ارزیابی، از کفایت افشا و چگونگی ارائۀ موجودی‌‌های مواد و کالا برخوردار است؟ (رضایی، 1397). اعتبار تجاری در نقش یکی از منابع تأمین‌ مالی کوتاه‌مدت، حاصل خرید نسیۀ کالا و خدمات از فروشندگان است. با در نظر گرفتن این موضوع که میان دریافت‌ها و پرداخت‌های شرکت‌ها فاصلۀ زمانی ایجاد می‌شود، این نوع از تأمین مالی که از مبادلات جاری شرکت‌ها نشئت می‌گیرد، در فرآیند تأمین مالی به آنها یاری می‌رساند. ویژگی جالب توجه اعتبار تجاری این است که با افزایش خریدهای شرکت، افزایش پیدا می‌کند و با توجه به اینکه جزئی از عملیات تجاری به حساب می‌آید، نوعی تأمین مالی خودکار است. اعتبار تجاری یکی از کم‌هزینه‌ترین روش‌های تأمین مالی به‌منظور دستیابی به موجودی مواد و کالا است و ازجمله مزایای آن به دسترسی آسان، نیازنداشتن به وثیقه، نداشتن هزینه و سخت‌گیری‌‌نکردن طلبکاران اشاره می‌شود؛ با این ‌وجود اشکال عمدۀ این روش آن است که اگر مشکلات مربوط به نقدینگی پیش آید، حساب‌های پرداختنی شرکت متورم می‌شود و تخفیف‌‌های نقدی از بین می‌‌رود و به‌دنبال آن درجۀ اعتبار تجاری کاهش می‌یابد (شایگان‌‌فرد، 1391). اعتبار تجاری بخشی از نسبت بدهی به حساب می‌آید؛ از این رو اعتبار تجاری در نقش یک منبع تأمین‎‌مالی کوتاه‌مدت، با نسبت بدهی شرکت در ارتباط است. اعتبار تجاری با توجه به شرایط، بر نسبت بدهی تأثیرگذار است؛ برای مثال اگر شرکت از بدهی‌های بلندمدت خود کم کرده باشد، درجۀ اعتبار تجاری بالا تا حدودی نسبت بدهی را به سمت نسبت بدهی هدف (بهینه) سوق می‌‌دهد؛ همچنین اعتبار تجاری باعث افزایش حساب‌های پرداختنی می‌‌شود و درنتیجه، نسبت بدهی افزایش می‌‌یابد و اعتماد اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران کم می‏شود؛ پس در تصمیم‌گیری‌‌های خود برای دادن اعتبار و سرمایه‌گذاری دچار تردید می‏شود. سهرابی و موقری[26] (2019) در مطالعۀ خود عوامل مطمئن ساختار سرمایه با استفاده از رویکرد پایداری را بررسی کردند. یافته‌‌ها نشان می‌‌دهد اهرم صنعت و سودآوری دو عامل پایدار در افزایش اهرم بازار و اهرم دفتری شرکت‌‌های ایرانی با احتمال انتخاب زیاد هستند. در مقایسه با شواهد موجود در بازارهای توسعه‌‌یافته، نقدینگی را در جایگاه عامل پایدار جدیدی از اهرم‏های مبتنی‌‌بر بازاری و دفتری در دیدگاه احتمالی شناسایی کردند. آنها هیچ مدرکی برای اثبات ثبات اندازۀ شرکت برای اهرم‌‌های دفتری و بازار پیدا نکردند؛ همچنین برپایۀ نتایج یافته‌‌های آنها وقتی ساختار سرمایه براساس نسبت بدهی بلندمدت اندازه می‌‌شود، ملموس‌‌بودن دارایی‌‌ها، یکی از پایدارترین عوامل ساختار سرمایه مشاهده می‌‌شود. دی‌آنجلو و رل (2015) در پژوهشی میزان ثبات ساختار سرمایه را بررسی کردند و نتایج نشان‌دهندۀ بی‌ثباتی ساختار سرمایه بود؛ همچنین دریافتند مجموعه‌ای از الگوهایی که به اهرم هدف قائل هستند اما بر وجود اهرم هدف خاصی تأکید ندارند، مجموعه‌ای معتبر برای تبیین رفتار اهرم معرفی می‌شوند. زلقی و آماره (1398) رابطۀ بین کارایی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه را بررسی کردند و دریافتند که افزایش کارایی سرمایه در گردش میزان انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه را کاهش می‌‌دهد و شدت این رابطه در شرکت‌‌های بیش‌‌اهرمی به‌‌صورت معناداری قوی‌‌تر از شرکت‌‌های کم‌‌اهرمی است. رامشه و همکاران (1396) در پژوهشی ثبات ساختار سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از اطلاعات 113 شرکت برای دورۀ زمانی 1379 تا 1392 را بررسی کردند و نتایج نشان‌دهندۀ بی‌ثباتی ساختار سرمایه در طول دورۀ مد‌نظر بود. مرور منابع داخلی و خارجی نشان می‌‌دهد که در وهلۀ اول ساختار سرمایه ازنظر پایداری کمتر بحث شده است و در وهلۀ دوم در منابع داخلی جای خالی مطالعاتی درزمینۀ اثرگذاری مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری و نحوۀ اثرگذاری آنها بر پایداری ساختار سرمایه دیده می‌‌‌‌شود.

با توجه به مبانی نظری و پژوهش‌های پیشین، فرضیه‌های پژوهش به‌صورت زیر ارائه می‌شوند:

فرضیۀ اول: کارایی مدیریت موجودی کالا اثری منفی بر پایداری ساختار سرمایه دارد.

فرضیۀ دوم: اعتبار تجاری اثری منفی بر پایداری ساختار سرمایه دارد.

 

روش‌‌ پژوهش.

داده‌های پژوهش از نوع داده‌های ترکیبی[27] است و از رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته[28] استفاده شده است. به‌‌منظور انجام محاسبات مربوط به مدل رگرسیون چندگانه و اطلاعات مورد نیاز در این پژوهش و همچنین، تجزیه و تحلیل آنها، از نرم‌افزارهای اکسل[29]و ایویوز[30] استفاده شده است.

برای سنجش پایداری ساختار سرمایه، از مدل لمون و همکاران (2008) استفاده شده است. لمون و همکاران (2008) معتقدند تغییر در نسبت بدهی (cs) موجب بر هم زدن پایداری ساختار سرمایه می‌‌شود و هرگونه نسبت اهرمی در سال‌‌های آینده (it+1) به‌‌طور دقیق با نسبت‌‌های اهرمی در سال‌‌های گذشته (it) مرتبط است:

 

رابطۀ (1)

 

 

در این مدل CS بیانگر نسبت بدهی سال جاری (t) و نسبت بدهی سال آتی (t+1) و شیب خط رگرسیون (β1)، میزان پایداری ساختار سرمایه را نشان می‌دهد و X نیز مجموعۀ متغیرهای کنترلی است. هرچه میزان شیب به یک نزدیک‌تر باشد، نشان‌دهندۀ پایداری بیشتر ساختار سرمایه است. در مدل اصلی لمون و همکاران (2008)، نسبت بدهی سال آتی، متغیر وابسته و نسبت بدهی اولیه، متغیر مستقل است؛ اما پژوهش حاضر به‌‌دنبال بررسی تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری بر پایداری ساختار سرمایه (نسبت بدهی) است و موجودی کالا در جایگاه یک دارایی جاری مهم و اعتبار تجاری در جایگاه یک منبع تأمین مالی خارجی کوتاه‌مدت بر نسبت بدهی سال‌های آینده تأثیر‌گذار خواهد بود. در این مدل چون وقفۀ اول متغیر وابسته (CS)، در کنار متغیرهای توضیحی حضور دارد، از روش داده‌های ترکیبی پویا با رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته استفاده شده است.

برای آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش، به ترتیب از مدل‌های 1 و 2 استفاده می‌‌شود. در این مدل‌‌ها از دو مؤلفۀ اهرم بازاری و دفتری در نقش ابزار اندازه‌‌گیری پایداری ساختار سرمایه استفاده شده است:

 

مدل (1)

 

مدل (2)

 

 

 

در مدل‌های 1 و 2، به BL و ML تفکیک می‌شود و BL نسبت بدهی‌ها به مجموع دارایی‌‌ها و ML نسبت بدهی به بدهی به‌علاوۀ ارزش بازار سهام شرکت است که بیانگرساختار سرمایۀ سال آتی است.  به BL و ML تفکیک می‌شود و BL نسبت بدهی‌ها به مجموع دارایی‌‌ها و ML نسبت بدهی به بدهی به‌علاوۀ ارزش بازار سهام شرکت است که بیانگر ساختار سرمایۀ سال جاری است.  مدیریت موجودی کالا (نسبت کل موجودی کالا به کل فروش) است. هرچه این نسبت کمتر باشد، نشان‌دهندۀ کارایی بیشتر مدیریت موجودی کالا است.  اعتبار تجاری (نسبت حساب‌های پرداختنی تجاری به کل دارایی‌ها) و  نشان‌دهندۀ پایداری است.  اگر معنادار شود، فرضیه تأیید می‌شود، اگر مثبت و معنادار شود، پایداری را افزایش می‌دهد و اگر منفی و معنادار شود، پایداری را کاهش می‌دهد. نماد ، متغیرهای کنترلی است که برای انتخاب آنها از مدل‌‌های مطالعاتی همچون زروکی و طاهریان (1394)، نعمتی و همکاران (1398)، آرلووا[31] و همکاران (2020) و ژو[32] و ژانگ[33] (2019) استفاده شده است. میانگین نسبت ساختار سرمایۀ شرکت‌های فعال در یک صنعت است و برای اهرم دفتری[34]، IndBL و برای اهرم بازاری[35]، IndML است.  اندازۀ شرکت (لگاریتم کل دارایی‌ها)،  سودآوری شرکت (نسبت سود عملیاتی به کل دارایی‌ها)،  فشردگی دارایی‌ها (نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌ها)،  ‏نرخ مؤثر مالیات (نسبت مالیات بر سود، قبل از کسر مالیات) و  نقدشوندگی دارایی‌ها (نسبت دارایی‌های جاری به بدهی‌های جاری) است. این متغیرها به پیروی از فلانری [36]و رانگان[37] (2006)، متغیرهای تبیین‌کنندۀ ساختار سرمایۀ بهینه هستند که در مدل‌های 1 و 2 لحاظ شده‌اند. برای برآورد مدل‌های 1 و 2، چون وقفۀ اول متغیر وابسته در کنار متغیرهای توضیحی حضور دارد، از روش داده‌های ترکیبی پویا با رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته استفاده شده است و آثار سال‌ها و شرکت‌ها نیز کنترل شده‌اند؛ همچنین به‌منظور بررسی قابلیت اتکای نتایج، از آزمون سارگان[38] و آزمون خودهمبستگی سریالی آرلانو - بوند[39] (1991) استفاده شده است.

نمونۀ بررسی‌‌شده، شرکت‌‌‌‌‌‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌‌های 1385تا 1397 است و از بین شرکت‌‌هایی انتخاب شده‌‌اند که این شرایط را در پایان اسفند 1397 داشته باشند: پایان سال مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه باشد، شرکت‌‌‌‌ها قبل از سال 1385 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده و تا پایان سال 1397 در بورس فعال باشند، از شرکت‌‌های سرمایه‌‌گذاری، مؤسسات مالی و اعتباری، ‏هلدینگ‏ها و بیمه‌ها نباشند؛ زیرا ماهیت فعالیت‌های این شرکت‌ها با سایر شرکت‌ها متفاوت است، اطلاعات مورد نیاز در رابطه با اینگونه‌ شرکت‌ها دردسترس باشد و شرکت‌‌‌‌ها طی این بازۀ زمانی، تغییر سال مالی یا تغییر فعالیت نداده باشند.

 

یافته‌‌ها.

آمارۀ توصیفی، شمایی کلی از وضعیت توزیع داده‌‌های پژوهش ارائه می‌‌کند. نتایج بررسی آمارۀ توصیفی نشان می‌‌دهد میانگین (میانه) اهرم بازاری 450/0 (433/0) و برای اهرم دفتری 636/0 (596/0) است. این موضوع بیانگر این است که در بازۀ زمانی مدنظر، شرکت‌های بررسی‌‌شده در نمونه، حدود 64 درصد از منابع مالی مورد نیاز خود را از طریق بدهی و مابقی را از طریق حقوق مالکانه تأمین کرده‌اند. میانگین (میانه) متغیرهای مستقل مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری نیز به ترتیب 429/0 (264/0) و 151/0 (070/0) است. این موضوع نشان می‌دهد موجودی کالا معادل 9/42 درصد فروش و حساب‌ها و اسناد پرداختنی تجاری 15 درصد کل دارایی‌هاست؛ همچنین میانگین (میانه) متغیرهای کنترلی متوسط اهرم بازاری و دفتری صنایع به ترتیب 450/0 (429/0) و 605/0 (598/0)، اندازۀ شرکت 020/6 (953/5)، سودآوری 151/0 (147/0)، فشردگی دارایی‌ها 294/0 (224/0)، نرخ مؤثر مالیات 201/0 (167/0) و سرعت نقدشوندگی دارایی‌ها 589/1 (272/1) است. برپایۀ نتایج، به‌طور متوسط میزان سود عملیاتی 1/15 درصد کل دارایی‌ها است، دارایی‌های ثابت 4/29 درصد از کل دارایی‌ها را تشکیل می‌دهد و دارایی‌های جاری 589/1 برابر بدهی‌های جاری است؛ همچنین حداکثر (حداقل) اهرم بازاری 494/5 (004/0)، اهرم دفتری 417/55 (011/0)، مدیریت موجودی کالا 189/62 (001/0)، اعتبار تجاری 905/49 (0001/0)، متوسط اهرم بازاری صنایع 834/0 (010/0)، متوسط اهرم دفتری صنایع 957/0 (210/0)، اندازۀ شرکت 354/8 (290/4)، سودآوری 985/8 (700/57-)، فشردگی دارایی‌ها 954/30 (007/0)، نرخ مؤثر مالیات 175/18 (00006/0) و سرعت نقدشوندگی دارایی‌ها 674/88 (010/0) است.

پیش از برآورد مدل لازم است مانایی تمام متغیرهای استفاده‌‌شده در مدل پژوهش آزمون شود؛ زیرا نامانایی متغیرها باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب می‌‌شود. در این مطالعه برای بررسی مانایی متغیرها از آزمون ریشۀ واحد لوین، لین و چو (LLC) استفاده شده است. فرض اساسی آزمون LLC وجود فرآیند ریشۀ واحدی در بین مقاطع است. براساس نتایج، مقادیر آمارۀ تی متغیرهای اهرم دفتری، اهرم بازاری، مدیریت موجودی کالا، اعتبار تجاری، متوسط صنعت اهرم دفتری، متوسط اهرم بازاری، اندازۀ شرکت، سودآوری شرکت، فشردگی دارایی‌‌ها، نرخ مؤثر مالیات و سرعت نقدشوندگی به ترتیب برابر است با 427/1-، 732/6-، 613/31-، 981/16-، 268/5-، 449/8-، 829/5-، 420/9-، 367/76-، 814/36- و 986/6- و تمامی متغیرها در سطح کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین همۀ متغیرها مانا هستند؛ به عبارت دیگر درجۀ انباشتگی متغیرهای پژوهش صفر است.

در مرحلۀ بعد باید آزمون هم‌‌جمعی برای بررسی وجود رابطۀ بلندمدت در بین متغیرها انجام شود. مفهوم اقتصادی هم‌‌جمعی آن است که وقتی دو یا چند متغیر سری زمانی، براساس مبانی نظری با یکدیگر ارتباط داده می‌‌شوند تا رابطۀ تعادلی بلندمدتی را شکل دهند، هرچند ممکن است که خود این سری‌‌های زمانی دارای روندی تصادفی بوده باشند (ناپایا باشند)، در طول زمان یکدیگر را به‌‌خوبی دنبال می‌‌کنند؛ به گونه‌‌ای که تفاضل بین آنها پایا است (نوفرستی، 1391). در این مطالعه، از آزمون کائو برای بررسی وجود هم‌‌جمعی استفاده شده است. با توجه به نتایج آزمون کائو مقادیر ارزش دفتری و ارزش بازار آمارۀ تی متغیرهای مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری به ترتیب برابر با 288/13-، 786/23-، 015/31- و 207/29- و همگی کوچک‌‌تر از 5 درصد است و بیانگرآن است که فرض صفر آزمون برای هر چهار مدل پژوهش رد شده است. فرض صفر این آزمون، وجودنداشتن هم‌‌جمعی میان متغیرها است؛ بنابراین رابطۀ بلندمدتی بین متغیر وابستۀ هر مدل و متغیرهای مستقل وجود دارد.

پس از انجام پیش‌‌آزمون‌‌های لازم، در این مرحله، نتایج برآورد مدل‌‌های پژوهش ارائه شده است. نتایج براساس فرضیه‌‌های پژوهش بیان شده است. برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش، مدل 1 پژوهش با استفاده از اهرم دفتری و بازاری برآورد و نتایج در جدول‌های 1 و 2 ارائه شده است. با توجه به اینکه از فرم لگاریتمی متغیرها استفاده شده است، ضرایب نشانگر کشش متغیرها است. گفتنی است که برای بررسی اثر نوع صنعت بر ساختار سرمایه، در برازش مدل‌‌ها از متغیر دامی استفاده شد و پس از آنکه نوع صنعت اثر معناداری را نشان نداد، از مدل پژوهش کنار گذاشته شد. نتایج برآورد مدل در جدول 1 نشان می‌‌دهد که همۀ متغیرهای مستقل به استثنای سودآوری شرکت و نرخ مؤثر مالیات بر اهرم مالی دفتری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند.  نتایج برآورد مدل بیانگر آن است که ضریب متغیرهای وقفۀ اهرم دفتری (197/0)، مدیریت موجودی کالا (351/0)، اثر تعاملی اهرم مالی و مدیریت موجودی کالا (382/0-) و متوسط اهرم دفتری صنعت با ضریب 283/0، در سطح 99 درصد بر اهرم دفتری اثر معنادار دارند؛ همچنین ضریب متغیرهای اندازۀ شرکت (223/0-)، فشردگی دارایی‌‌ها (050/0-) و سرعت نقدشوندگی (264/0-) به ترتیب در سطح 95، 90 و 99 درصد بر اهرم دفتری اثر معنادار دارند. منفی و معناداربودن ضریب اثر تعاملی اهرم مالی و مدیریت موجودی کالا (382/0-) بیانگر آن است که با افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد. در انتهای جدول 1 نتایج آزمون‌‌های سارگان و آرلانو و باند ارائه شده است. آزمون سارگان از محدویت‌‌های از پیش تعیین‌‌شده است و برای تعیین هر نوع همبستگی بین ابزارها و خطاها به کار برده می‌‌شود. برای اینکه ابزارها معتبر باشند، باید بین ابزارها و جملات خطا همبستگی وجود نداشته باشد. فرضیۀ صفر برای این آزمون این است که ابزارها تا آنجا معتبر هستند که با خطاها در معادلۀ تفاضلی مرتبۀ اول همبسته نباشند. ردنشدن فرضیۀ صفر شواهدی مبنی‌‌بر مناسب‌‌بودن ابزارها فراهم می‌‌آورد؛ بنابراین با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که وجود همبستگی سریالی مرتبۀ دوم در جملات خطای تفاضلی مرتبۀ اول را آزمون می‌‌کند. با توجه به نتایج مدل، خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد. وجود همبستگی سریالی در تفاضل مرتبۀ اول خطاها در مراتب بالاتر تبعیت از رفتار AR(2) بر این موضوع دلالت دارد که شرایط گشتاوری به‌‌منظور انجام آزمون خودهمبستگی معتبر نبوده است؛ زیرا روش تفاضل‌گیری مرتبۀ اول برای حذف آثار ثابت، در صورتی روش مناسبی است که مرتبۀ خودهمبستگی جملات، اختلال از مرتبۀ دوم نباشد؛ به این منظور باید ضریب رگرسیونی مرتبۀ اول AR(1) معنی‌‌دار باشد و ضریب خودرگرسیونی مرتبۀ دوم AR(2) معنی‌‌دار نباشد؛ به این ترتیب مدل برازش‌‌شده اعتبار لازم را دارد.


 

جدول (1) برآورد مدل BL-INV

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

lnBLt-1

197/0

029/0

667/6

000/0

lnInv

351/0

028/0

481/12

000/0

Ln(BL*Inv)

382/0-

046/0

229/8-

000/0

lnIndBL

283/0

070/0

001/4

000/0

lnSize

223/0-

105/0

122/2-

034/0

lnRoa

657/0-

212/3

204/0-

837/0

lnTan

050/0-

025/0

937/1-

052/0

lnTax

006/0

005/0

218/1

223/0

lnLiq

264/0-

030/0

565/8-

000/0

 

آزمون سارگان

223/49 (384/0)

آرلانو و باند اول

841/2- (004/0)

آرلانو و باند دوم

586/0 (557/0)

 


نتایج برآورد مدل در جدول 2 نشان می‌‌دهد که همۀ متغیرهای مستقل به استثنای وقفۀ اول متغیر وابسته و فشردگی دارایی‌‌ها، بر اهرم مالی بازاری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند. وقفۀ اهرم بازاری با ضریب 020/0-، اثر معناداری را بر اهرم بازاری سال جاری نشان نمی‌‌دهد. این ضریب بیانگر میزان پایداری است. میزان پایداری ساختار سرمایه در حضور متغیر مدیریت موجودی کالا برابر با 020/0 است. مدیریت موجودی کالا (301/0-)، اثر تعاملی اهرم مالی و مدیریت موجودی کالا (176/0-)، متوسط اهرم بازاری صنعت (392/0)، متغیرهای اندازۀ شرکت (290/1-)، سودآوری (547/0-)، سرعت نقدشوندگی (521/0-) و نرخ مؤثر مالیات (040/0) در سطح 99 درصد بر اهرم بازاری اثر معنادار دارند. با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که نشان می‌‌دهد خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد؛ بنابراین مدل برازش‌‌شده از اعتبار لازم برخوردار است. با توجه به نتایج به‌‌دست‌‌آمده از برازش مدل 1 و با توجه به منفی و معناداربودن ضریب اثر تعاملی کارایی مدیریت موجودی کالا و اهرم مالی بازاری و دفتری نتیجه گرفته می‌‌شود که با افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد؛ پس فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‌‌شود.


 

جدول (2) برآورد مدل ML-INV

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

lnMLt-1

020/0-

016/0

246/1-

212/0

lnInv

301/0-

046/0

494/6-

000/0

Ln(ML*Inv)

176/0-

024/0

365/7-

000/0

lnIndML

392/0

042/0

173/9

000/0

lnSize

290/1-

294/0

387/4-

000/0

lnRoa

547/0-

130/0

188/4-

000/0

lnTan

047/0

051/0

911/0

362/0

lnTax

040/0

010/0

872/3

000/0

lnLiq

521/0-

039/0

318/13-

000/0

 

آزمون سارگان

339/63 (262/0)

آرلانو و باند اول

942/2- (002/0)

آرلانو و باند دوم

445/0 (605/0)

 


برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، مدل 2 نیز با استفاده از اهرم دفتری و بازاری برآورد و نتایج در جدول‌‌های 3 و 4 ارائه شده است. نتایج برآورد مدل در جدول 3 نشان می‌‌دهد همۀ متغیرهای مستقل به استثنای نرخ مؤثر مالیات، بر اهرم مالی دفتری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند. وقفۀ اهرم دفتری (368/0)، اعتبار تجاری (0111/0-)، اثر تعاملی اهرم مالی و اعتبار تجاری با ضریب 140/0-، در سطح 99 درصد اثر معناداری بر اهرم دفتری دارند و متوسط اهرم دفتری صنعت ( 104/0) در سطح 95 درصد اثر معناداری بر اهرم دفتری دارد؛ همچنین اندازۀ شرکت (337/0-)، سودآوری (247/1-)، فشردگی دارایی‌‌‌‌ها (132/0) و سرعت نقدشوندگی (282/0-) در سطح 99 درصد بر اهرم دفتری اثر معنادار و منفی دارند. منفی و معناداربودن ضریب اهرم مالی و اعتبار تجاری (140/0-) بیانگر آن است که با افزایش اعتبار تجاری، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد. با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که نشان می‌‌دهد خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد؛ پس مدل برازش‌‌شده از اعتبار لازم برخوردار است.

 

جدول (3) برآورد مدل BL-TC

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

lnBLt-1

368/0

024/0

096/15

000/0

lnTC

111/0-

010/0

289/10-

000/0

Ln(BL*TC)

140/0-

009/0

267/15-

000/0

lnIndBL

104/0

049/0

121/2

034/0

lnSize

337/0-

133/0

539/2-

011/0

lnRoa

247/1-

055/0

477/22-

000/0

lnTan

132/0

022/0

898/5-

000/0

lnTax

005/0-

005/0

076/1-

281/0

lnLiq

282/0-

016/0

497/17-

000/0

آزمون والد

412/21 (000/0)

آزمون سارگان

632/66 (179/0)

آرلانو و باند اول

771/2- (005/0)

آرلانو و باند دوم

276/0- (781/0)

 

 

نتایج برآورد مدل در جدول 4 نشان می‌‌دهد همۀ متغیرهای مستقل به استثنای سودآوری شرکت، بر اهرم مالی بازاری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند. وقفۀ اهرم بازاری با ضریب 037/0، اثر معناداری را در سطح 99 درصد بر اهرم بازاری سال جاری نشان می‌‌دهد. این ضریب بیانگر میزان پایداری است. میزان پایداری ساختار سرمایه در حضور متغیر اعتبار تجاری برابر با 037/0 است. اعتبار تجاری با ضریب 307/0-، اثر تعاملی اهرم مالی و اعتبار تجاری (191/0)، متوسط اهرم بازاری صنعت (163/0)، متغیرهای اندازۀ شرکت (905/0)، فشردگی دارایی‌‌ها (182/0) و نرخ مؤثر مالیات (044/0) در سطح 99 درصد و 95 درصد بر اهرم بازاری اثر معنادار دارند. در طرف دیگر، سرعت نقدشوندگی با ضریب 327/0-، در سطح 99 درصد اثر معناداری بر اهرم بازاری دارد. با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که نشان می‌‌دهد خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد؛ پس مدل برازش‌‌شده از اعتبار لازم برخوردار است.

با توجه به نتایج به‌‌دست‌‌آمده از برازش مدل 2 پژوهش، منفی‌‌بودن ضریب اثر تعاملی کارایی اعتبار تجاری و اهرم مالی بازاری و دفتری بیانگر آن است که اعتبار تجاری رابطۀ معکوس و معناداری با پایداری ساختار سرمایه دارد و با افزایش اعتبار تجاری، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد؛ پس فرضیۀ دوم پژوهش تأیید می‌‌شود.

 

 

 

جدول (4) برآورد مدل ML-TC

 

متغیر

ضریب

انحراف استاندارد

آمارۀ t

سطح معناداری

lnMLt-1

037/0

014/0

262/2

008/0

lnTC

307/0-

016/0

006/19-

000/0

Ln(ML*TC)

191/0-

010/0

369/18-

000/0

lnIndML

163/0

033/0

848/4

000/0

lnSize

905/0

238/0

798/3

000/0

lnRoa

085/0

221/0

385/0

699/0

lnTan

182/0

059/0

082/3

002/0

lnTax

044/0

017/0

552/2

010/0

lnLiq

327/0-

036/0

974/8-

000/0

 

آزمون سارگان

414/60 (353/0)

آرلانو و باند اول

128/5- (000/0)

آرلانو و باند دوم

976/0 (318/0)

 

 

نتایج و پیشنهادها.

نحوۀ مدیریت‌‌کردن موجودی بر سودآوری و ارزش شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد. اگر مدیریت موجودی‌ها به‌نحو مناسبی باشد، باعث کاهش بعضی از هزینه‌ها نظیر سرمایه‏گذاری ‏در موجودی‌‌ها، هزینۀ نگهداری، فاسدشدن و معیوب‌‌شدن می‌شود و سود شرکت را افزایش می‌دهد؛ همین‌‌طور افزایش سود شرکت باعث می‌شود اعتبار‌دهندگان به شرکت اعتماد کنند و در تأمین مالی کوتاه‌مدت در صورت نیاز شرکت کمک کنند؛ بنابراین مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری بر ساختار سرمایه و درنتیجه ارزش شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد؛ از این رو در این پژوهش، تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری بر پایداری ساختار سرمایه بررسی شده است.

در آزمون فرضیۀ اول، نتایج نشان می‌دهد با بیشترشدن کارایی مدیریت موجودی کالا، پایداری ساختار سرمایه (طبق اهرم دفتری و بازاری) کاهش پیدا می‌کند. افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا نشان می‌دهد شرکت از سطح سرمایه‏گذاری ‏مناسبی از موجودی‏ها برخوردار است؛ یعنی شرکت توانسته است موجودی‌ها را به‌خوبی مدیریت کند که این امر باعث سودآوری بیشتر شرکت می‌شود و خالص دارایی‌‌ها افزایش می‌یابد؛ بنابراین نسبت اهرمی کاهش یافته است؛ پس با افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌یابد. این نتایج با به‌‌کارگیری ضریب دفتری و ضریب بازار نسبت اهرمی یکسان است. برای تجزیه و تحلیل عملکرد یک شرکت در بین بنگاههای مؤفق و به‌‌منظور بقا در فضای رقابتی، افزون بر اینکه در سطح رویکرد استراتژی سازمان مانند بهبود کیفیت، سرعت تحویل کالا، انعطاف‌‌پذیری و ... باید در جایگاه مناسبی قرار داشت، مدیران مالی باید همیشه مواظب باشند که روش تأمین مالی با نوع سرمایه‌‌گذاری شرکت سازگار باشد و همچنین، از اهرم در حد معقول آن استفاده کنند تا هم ارزش شرکت حداکثر شود و هم از پیامدهای نامطلوب ریسک مالی به واسطۀ استفاده از بدهی جلوگیری کنند. نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از فرضیۀ اول مطالعه، با نتیجۀ مطالعۀ زلقی و آماره (1398) همسو است. درآزمون فرضیۀ دوم پژوهش، نتایج نشان می‌دهد افزایش اعتبار تجاری باعث می‌شود پایداری ساختار سرمایه کاهش یابد. به‌‌کارگیری حجم بیشتر اعتبار تجاری در مقایسه با بدهی‌‌های بهره‌‌دار باعث افزایش سودآوری و افزایش خالص دارایی‌‌های شرکت‌‌ها می‌‌شود؛ درنتیجه با توجه به شمولیت اعتبار تجاری در نسبت اهرمی، این نسبت در مقایسه با افزایش خالص دارایی‌‌ها، ‏کاهش یافته است.

با توجه به نتایج پژوهش حاضر، به مدیران واحدهای تجاری پیشنهاد می‌شود موجودی کالا را به‌خوبی و به‌طور صحیح مدیریت کنند؛ چون مدیریت مناسب موجودی کالا منجر به افزایش سودآوری و خالص دارایی‌‌ها و درنتیجه، کاهش نسبت اهرمی می‌‌شود. به اعتبار‌دهندگان توصیه می‌شود، برای اعطای اعتبار به شرکت‌ها، به ساختار سرمایۀ آنها توجه و به شرکت‌هایی که ساختار سرمایۀ آنها پایدارتر است، بیشتر اعتماد کنند؛ همچنین با توجه به نتایج پژوهش، از آنجا که افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا باعث کاهش پایداری ساختار سرمایه می‌شود، به سهامداران پیشنهاد می‌شود، به پایداری ساختار سرمایه حساسیت زیادی نشان ندهند. در پژوهش حاضر، تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری بر پایداری ساختار سرمایه بررسی شد؛ با این حال به پژوهشگران آتی توصیه می‌‌شود عوامل تأثیرگذار بر رابطۀ بین کارایی مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری با پایداری ساختار سرمایه در سطح صنایع مختلف به تفکیک نوع صنعت با در نظر گرفتن اثر متغیرهای کلان اقتصادی و همچنین، شرایط رکود و رونق اقتصادی را بررسی کنند؛ به‌‌علاوه از مهم‌‌ترین محدودیت‌‌های پژوهش حاضر به وجود شرایط تورمی بر کشور اشاره می‌‌شود که این متغیر کلان اقتصادی، قابلیت تعمیم نتایج پژوهش را با محدودیت مواجه کرده است.



1. Strategic

2. Sharma

3. Modigliani

4. Miller

5. Utami

6. Inanga

7. Capital structure stability

8. Lemmon

9. Roberts

10. Zender

11. Graham

12. Leary

13. DeAngelo

14. Roll

15. Thomas

[16]. Zhang

1. Steinker

2. Pech

3. Hoberg

[20]. Performance of inventory management

[21]. Trade credit

[22]. Pecking order theory

Randall 2.

3. Solheim

4. Protopappa

1. Movaghari

[27]. Dynamic panel data

[28]. Generalized method of moments(GMM)

[29]. Excel

[30]. Eviews

[31]. Orlova

2. Xu

3. Yang

[34]. Book leverage

5. Market leverage

6. Flannery

[37]. Rangan

8. Sargan test

[39]. Arellano- Bond serial correlation

افلاطونی، عباس.، و نیکبخت، زهرا. (1396). بررسی تأثیر کیفیت افشاء و کیفیت اقلام تعهدی بر سرعت تعدیل ساختار سرمایه. دانش حسابداری مالی، 4(4)، 85-100.
پورزمانی، زهرا.، جهان‌شاد، آزیتا.، نعمتی، علی.، و فرهودی‌ زارع، پروین. (1389). بررسی عوامل مؤثر بر ساختار سرمایه در شرکت‌ها. فصلنامۀ پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، 2(8)، 25-46.
حیدری، داریوش.، نقی‌زادی، نازنین.، و محمدی، کامران. (۱۳۹۶). رابطۀ بین محدودیت مالی و سرمایه‏گذاری ‏در موجودی کالا درشرکت‏های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ تحقیقات جدید در علوم انسانی، ۳(23)، ۱-۲۷.
دستگیر، محسن.، و شهپری، امید. (1396). تأثیر سرمایه در گردش و فرصت‌های رشد بر ساختار سرمایه. فصلنامۀ حسابداری مالی، 9(33)، 97-120.
رامشه، منیژه.، سلیمانی‌امیری، غلامرضا.، اسکندری، رسول.، و قره‌خانی، محسن. (1396). بررسی ثبات ساختار سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ علمی - پژوهشی مدیریت دارایی و تأمین مالی،  5(3)، 35-56. DOI:10.22108/amf.2017.21182.
رضایی، مرتضی. (1397). بررسی مدیریت موجودی کالا در شرایط درماندگی مالی در شرکت‏های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پایان نامۀ کارشناسی ارشد. مؤسسۀ آموزش عالی آمل.
زلقی، حسن.، و آماره، روح‌‌اله. (1398). بررسی رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 7(3)، 71-48.
.DOI: 10.22108/amf.2019.113193.1309
زروکی، شهریار.، و طاهریان، الناز. (1394). تحلیل کارایی مدیریت موجودی با تأکید بر ساختار هیئت مدیره، کاربردی از داده‏های تابلویی در شرکت‏های تولیدی. پژوهش‏های حسابداری مالی، 7(4)، 106-87.
شایگان‌فرد، حجت اله. (1391). درآمدی بر تأمین مالی و سرمایه در گردش بنگاهها با تأکید بر روش‌های غیربانکی. مجلۀ اقتصادیدوماهنامۀ بررسی مسائل و سیاست‌‌های اقتصادی، ۱۲(۱)، ۱۲۷-۱۳۸.
مهرانی، ساسان.، کرمی، غلامرضا.، عبدزاده، محمد.، و فرجی، امید. (1392). حسابداری مدیریت. تهران: نگاه دانش.
نعمتی، علی.، امام‌‌وردی، قدرت‌‌اله.، باغانی، علی.، دارابی، رویا.، و نوراله‌‌زاده، نوروز. (1398). بررسی تطبیقی اثر ساختار سرمایه بر سودآوری شرکت‏های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با کشورهای آسیای جنوب شرقی براساس رویکرد رگرسیون پنل آستانه‌‌ای. پژوهش‏های حسابداری مالی و حسابرسی، 11(42)، 157-123.
نوفرستی، محمد. (1391). ریشۀ واحد و هم‌‌جمعی در اقتصاد سنجی. تهران: انتشارات رسا، چاپ چهارم.
References
Aflatooni, A., & Nikbakht, Z. (2018). Investigating the effect of disclosure quality and accruals quality on capital structure adjustment speed. Journal of Financial Accounting Knowledge, 4(4): 85-100. (In Persian)
Arellano, M., & Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte-Carlo evidence and an application to employment equations. Review of Economic Studies, 58(2): 277-297. https://doi.org/10.2307/2297968.
DeAngelo, H., & Roll, R. (2015). How stable are corporate capital structures? The Journal of Financ, 1: 373-418. https://doi.org/10.1111/jofi.12163.
Dastgir M, & Shahpari O. (2017). The effect working capital and the growth opportunity on capital structure. Quarterly Financial Accounting Journal, 9(33): 97-120. (In Persian)
Flannery, M. J., & Rangan, K. P. (2006). Partial adjustment toward target capital structures. Journal of Financial Economics, 79(3): 469-506. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2005.03.004.
Graham, J. R., & Leary, M. T. (2011). A review of empirical capital structure research and directions for the Future. Annual Review of Financial Economic, 3: 309-345.
Heidari, D., Naghizadeh, N., & Mohammadi, K. (2017). The relationship between financial constraints and investment in inventory in companies listed on the Tehran Stock Exchange. New Research in the Humanities, 23: 1-27. (In Persian)
Hoberg, K., Protopappa-Sieke, M., & Steinker, S. (2017). How do financial constraints and financing costs affect inventories? An empirical supply chain perspective. International Journal of Physical Distribution & Logistics Management, 47(6): 15-27.
Lemmon, M. L., Roberts, M. R., &Zender, J. F. (2008). Back to the beginning: persistence and the cross-section of corporate capital Structure. The Journal of Financ, 63: 1575-1608. https://doi.org/10.1111/j.1540-6261.2008.01369.x.
Mehrani, S, Karami, Gh., Abdzadeh, M., & Faraji, O. (2013). Management Accounting. Tehran. Negah Danesh. (In Persian)
Nemati, A., Imam Verdi, A., Baghani, A., Darabi, R., & Noorullahzadeh, N. (2019). Comparative study of the effect of capital structure on the profitability of companies listed on the Tehran Stock Exchange with Southeast Asian countries based on the threshold panel regression approach. Financial Accounting and Auditing Research, 11(42): 157-123. (In Persian).
Noforsati, M. (2012). Unified and cohesive roots in econometrics. Rasa Publications, Fourth Edition. (In Persian)
Orlova, S., Harper, J. T., & Sun, L. (2020). Determinants of capital structure complexity. Journal of Economics and Business, Available online 14 February 2020, 105905, In Press, Corrected Proof, doi.org/10.1016/j.jeconbus.2020.105905.
Pourzamani, Z., Jahanshad, A., Nemati, A., & Farhoudieh Zare, P. (2010). Investigating the factors affecting the capital structure in companies. Quarterly Journal of Financial Accounting and Auditing Research, 2(8): 25-46. (In Persian)
Ramsheh, M., Soleimani amiri, G., Eskandari, R., & GHarakhani, M. (2017). Capital structure stability in tehran stock exchange. Asset Management and Financing, 5(3): 35-56. doi:10.22108/amf.2017.21182. (In Persian)
Randall, T., Lemmon, M., &Solheim, P. (2006). Selling to godzilla: Evidence on the operational and financial impact of being a major supplier to wal-mart. University of Utah Work-ing paper.
Rezaei, M. (2018). Investigation of Inventory Management in Conditions of Financial Distress in Companies listed on the Tehran Stock Exchange. Master Thesis, Amol Higher Education Institute. (In Persian)
Sharma, P. (2017). Long-term persistence in corporate capital structure: Evidence from India, Research in International Business and Finance, 42: 249-261. https://doi.org/10.1016/j.ribaf.2017.07.094.
Sohrabi, N. & Movaghari, H. (2019). Reliable factors of Capital structure: Stability selection approach. The Quarterly Review of Economics and Finance, Available online 12 November 2019 In Press, Corrected Proof, doi.org/10.1016/j.qref.2019.11.001.
Steinker, S., Pesch, M., & Hoberg, K. (2016). Inventory management under financial distress: an empirical analysis. International Journal of Production Research, 54: 5182-5207. doi: 10.1080/00207543.2016.1157273.
Shayganfard, H. (2013). An introduction to financing and working capital of enterprises with emphasis on non-banking methods economic. Journal Bimonthly Review of Economic Issues and Policies, 12(1): 127-138. (In Persian).
Thomas, J. K., & Zhang, H. (2002). Inventory changes and future returns. Review of Accounting Studies, 7(2-3): 163-187. doi.org/10.1023/A:1020221918065.
Utami, S. R., & Inanga, E. L. (2012). The Relationship between Capital Structure and the Life Cycle of Firms in the Manufacturing Sector of Indonesia. International Research Journal of Finance and Economics, 88: 69-91.
Xu, L. Z. & Yang, J. (2019). Research on Trade Credit and Bank Credit Based on Dynamic Inventory. Sustainability, 11(13):1-29. doi: 10.3390/su11133608.
Zalaghi, H., & Amareh, R. (2019). Investigation of the relationship between working capital efficiency and deviation from the optimal level of capital structure in firms listed in tehran Stock Exchange. Asset Management and Financing, 7(3): 71-84. doi: 10.22108/amf.2019.113193.1309. (In Persian).
Zaroki, S., & Taherian, E. (2016). The analysis of efficiency of inventory management with emphasis on effect of board structure: Application of panel data method in producing companies. Journal of Financial Accounting Research, 7(4): 87-106. (In Persian)