نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استاد، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد، مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران

2 کارشناس ارشد حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد، مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران

چکیده

هدف: هدف پژوهش حاضر، بررسی تأثیر میانجی‌‌گری چسبندگی هزینه‌‌ها بر رابطۀ دارایی‌‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است. روش: تعداد 184 شرکت در بازۀ زمانی سال‌‌های 1386 تا 1395، ازطریق معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی تجزیه و تحلیل شد. مدل و فرضیه‌‌های پژوهش ابتدا، به تفکیک سال و یک‌‌بار به‌‌گونه‌‌ای کلی به تفکیک صنایع، اجرا و بررسی شد. درنهایت، برای بررسی معناداربودن تأثیر متغیر میانجی، از آزمون سوبل و برای تعیین شدت تأثیر آن، از آمارۀ VAF استفاده شد. نتایج: یافته‌های پژوهش در تحلیل سال به سال مؤید آن است که دارایی‌های نامشهود، فقط در سال 1389 تأثیر مثبتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها دارد؛ اما در تحلیل کلی به تفکیک صنایع، این رابطه در همۀ صنایع، به استثنای صنایع دارویی، شیمیایی و پلاستیکی، معنادار است و صنعت خودرو، قطعات و ماشین‌آلات، نسبت به صنایع دیگر، دارای بیشترین تأثیر است؛ همچنین چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی، روی رابطۀ دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها در هیچ‌کدام از سال‌های بررسی‌‌شده معنادار نیست؛ اما یافته‌‌های پژوهش طی کل دوره به تفکیک صنایع نشان داد تأثیر میانجی چسبندگی هزینه‌‌ها، بااهمیت و معنادار است و 83/59 درصد از اثر کل دارایی‌‌های نامشهود بر عملکرد مالی شرکت‌‌ها، به‌‌طور غیر مستقیم و توسط متغیر چسبندگی هزینه‌ها تبیین می‌‌شود؛ اما تأثیر دارایی‌های نامشهود روی چسبندگی هزینه‌های شرکت‌ها در همۀ صنایع، به استثنای صنایع دارویی، شیمیایی و پلاستیکی و صنایع مصالح ساختمانی، معنادار است. درنهایت، تأثیر چسبندگی هزینه‌ها روی عملکرد مالی شرکت‌های همۀ صنایع، به استثنای صنایع کانی‌، معنادار است.

کلیدواژه‌ها

موضوعات

عنوان مقاله [English]

The effect of Intangible Assets on the Firm’s Financial Performance and Mediating Role of the Cost Stickiness in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • Mohammad Namazi 1
  • Yasser Shakeri 2

1 Prof. of Accounting, Faculty of Social Sciences, Economics and Management Shiraz University, Shiraz, Iran.

2 MSc. of Accounting, Faculty of Social Sciences, Economics and Management Shiraz University, Shiraz, Iran.

چکیده [English]

Abstract
The purpose of this study is to investigate the mediating role of the cost stickiness in the relationship between intangible assets and the financial performance of companies listed on the Tehran Stock Exchange. One hundred and eighty four (184)  companies in the period from 2007 to 2016 are analyzed through the SEM-PLS method. The research models and hypotheses are first implemented and reviewed by year and once in general by industry. Finally, to evaluate the significance of the effect of the mediating variable, the Sobel test is used. In order to determine the strength of its effect, we applied VAF statistics. While our findings confirm that intangible assets have a positive effect on the financial performance of companies only in 2010, this relationship is significant in almost all industries, in which the automotive, parts, and machinery industry witnesses the most influential effect, compared to other industries. In addition,  costs stickiness as a mediating variable in the relationship between intangible assets and financial performance is not significant in any of the years. However, the mediating effect of cost stickiness in the whole period by industry is significant and 59.83% of the effect of intangible assets on companies' financial performance is explained indirectly by the cost stickiness. Finally, the effect of cost stickiness on the financial performance of companies is significant in all industries except for the Metallic Mineral industry.
Keywords: Cost stickiness, Firm performance, Intangible assets, Structural equation modeling.
 
Introduction:
In a knowledge-based economy, intangible assets play an important role in improving the financial performance and success of a company in achieving its goals, as intangible assets are the source of wealth and growth (Lev, 2001). However, there is no comprehensive accepted model that can yield the concept of measuring intangible assets and their impact on the company's financial operations and comparing them across different industries (Chen, Lu, & Sougiannis, 2012). On the other hand, in the recent financial literature, the issue of "cost stickiness" has recently been raised. The phenomenon of cost stickiness implies that the increase in costs for a specific increase in the level of activity is greater than its decrease for the same level of decrease in the activity (Namazi, & Davanipour, 2010; Khajavi, Ghadiriyan, & Sadeghzadeh, 2017). Veniriz, Naum and Valizmaz (2015) indicate that resource allocation decisions regarding the development of intangible assets lead to cost stickiness. Thus, the new financial literature shows that intangible assets affect cost stickiness. Also, the phenomenon of cost stickiness has a significant impact on the performance of companies (Anderson, Banker, & Janakiraman, 2003; Calleja, Steliaros, & Thomas, 2006). Therefore, the hypothesis of the present study, based on the literature on mediator variables (Baron, & Kenny, 1986), is that the relationship between intangible assets and corporate financial performance is an indirect relationship in which cost stickiness plays a mediating role. This relationship is studied for different industries in Tehran Stock Exchange. The importance of this research is that the present study provides clear empirical evidence in the area of cost stickiness, value of intangible assets and its relationship with the financial performance of Tehran Stock Exchange companies. Moreover, considering the stickiness of costs and intangible assets, this research provides an opportunity to better understand the behavior of costs.
Method and Data:
One hundred and eighty four (184) companies in the period from 2007 to 2016 (1840 years-company) are analyzed through structural equations, using the partial least squares method. The research models and hypotheses are first implemented and reviewed by year and once in general by industry. Finally, to evaluate the significance of the effect of the mediating variable, the Sobel test is used, and to determine the strength of its effect, VAF statistics is used. The main dependent variable in the present study includes five groups of financial ratios (liquidity, profitability, performance, return and market ratios).  Intangible assets are the main independent variables of the present study. Following the mentioned theoretical foundations and background, intangible assets can be generally divided into two groups: registered intangible assets and unregistered intangible assets, which are valued by using the ratio of intangible items of ratio (Q-Tobin) and size indicators (economic value added and market surplus value to book value) (Namazi, & Mousavinejad, 2016). In the mediator model, it is assumed that the independent variable first affects the mediating variable and then the mediating variable affects the dependent variable (Baron, & Kenny, 1986). Mediating variables were divided into four categories: cost of goods sold, general, administrative and sales costs, operating costs, the size of the stickiness, and the strength of the stickiness.
 
Findings:
Pattern fitting is performed in the following three general sections: a) Measurement pattern fitting (including reliability, convergent validity, and divergent validity); B) Structural part fit (including consideration of significance coefficients, determination coefficient, and predictive power of the model); and c) Overall fit of the model (including two parts of general measurement fit and structural part, the general GOF criterion indicates the suitability of the whole model). Table 6 shows the statistics of structural and general part of the model.
 
Table (6) Statistics of Structural and General Part of the Model




      Period
 
 
 
               Statistics


2007


2008


2009


2010


2011


2012


2013


2014


2015


2016




R2 (67/0<)


272/0


156/0


091/0


237/0


275/0


104/0


437/0


625/0


084/0


145/0




Q2 (35/0<)


213/0


209/0


192/0


227/0


173/0


144/0


104/0


05/0


66/0


104/0




GOF (36/0<)


402/0


411/0


416/0


426/0


408/0


415/0


432/0


416/0


433/0


408/0




 
The value of the Z test statistic obtained from the Sobel test is equal to 2.813812. Thus, it can be concluded that at a 95% confidence level, the mediating effect of the cost stickiness variable on the relationship between intangible assets and financial performance in Tehran Stock Exchange companies is significant. Besides, the value of the VAF statistic is equal to 0.59834, which means that 59.83% of the effect of total intangible assets on the financial performance of companies can be attributed to cost stickiness.
 
Conclusion and discussion
The impact of intangible assets on the financial performance of companies can be direct or indirect. The direct effect depends on the type of analysis. The findings of this study imply that if the analysis is done annually, this effect is significant only in 2010. Meanwhile, if this effect is done at the level of different industries of the stock market, it is significant for almost all industries. In the indirect effect, when cost stickiness is considered as a mediating variable, the relationship between intangible assets and companies' financial performance is not significant in any of the years under review. But at the industry level, it is significant and 59.83% of the effect of total intangible assets on the financial performance of companies is explained by the variable of cost stickiness. Finally, the effect of cost stickiness on the financial performance of companies in almost all industries is significant.
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • Cost stickiness
  • Firm Performance
  • Intangible assets
  • Structural Equation Modeling

مقدمه

در اقتصاد دانش‌محور[1]، دارایی‌های نامشهود[2] نقش مهمی در بهبود عملکرد مالی و مؤفقیت شرکت در دستیابی به اهداف دارد؛ به گونه‌ای که منشأ ثروت و رشد، دارایی‌های نامشهود است (Lev, 2001). امروزه، بیشتر شرکت‌های مؤفق، شرکت‌هایی هستند که از دارایی‌های نامشهود خود بهتر و سریع‌تر استفاده می‌کنند(Bontis, Dragonetti, Jacobsen & Roos, 1999) . دانش نیز در جایگاه دارایی نامشهود به منزلة مهم‌ترین سرمایه، جایگزین سرمایه‌های مالی و فیزیکی در اقتصاد جهانی امروز شده است (Yahyazadehfar, Aghajani & Yahyatabar, 2014).

با وجود اهمیت دارایی‌های نامشهود در عملکرد مالی، الگوی پذیرفته‌شدۀ جامعی وجود ندارد که مفهوم اندازه‌‌گیری دارایی‌های نامشهود، تأثیر آن بر عملیات مالی شرکت و مقایسۀ آنها در بین صنایع مختلف را ارائه دهد (Chen, Lu & Sougiannis, 2012)؛ این در حالی است که حسابداری و گزارشگری شرکت‌‌ها باید واقعیت اقتصادی کسب‌وکار شرکت‌های امروزی را برای تصمیم‌گیری مدیران، سرمایه‌گذاران و سایر ذی‌‌نفعان به بهترین روش ارائه دهد تا تأثیر دارایی‌‌های نامشهود روی عملکرد مالی شرکت‌‌ها در صنایع مختلف تعیین شود (Nikkar, Hematfar & Esami, 2018). پژوهش‌های تجربی انجام‌شده در داخل و خارج کشور ( Bollen et al., 2005; Namazi & Ebrahimi, 2009; Abasi & Galdi, 2010; Bollen, Ryan & Luciana, 2017; Taleb Nia & Bodaghi, 2019) نیز به‌‌طور عمده نقش مستقیم دارایی‌های نامشهود ثبت‌شده بر عملکرد مالی شرکت‌ها را بررسی و تأثیر مثبت این رابطه را گزارش کرده‌اند؛ اما تأثیر غیر مستقیم این رابطه در صنایع مختلف را بررسی نکرده‌اند؛ بنابراین پرسش‌های مهمی که در اینجا مطرح می‌شود این است که تأثیر دارایی‌های نامشهود (ثبت‌شده و ثبت‌نشده) بر عملیات مالی شرکت‌ها چیست. آیا این تأثیر به‌صورت مستقیم است یا غیر مستقیم، و آیا این تأثیر در صنایع مختلف متفاوت است.

در ادبیات نوین مالی نیز اخیراً بحث «چسبندگی هزینه‌ها[3]» مطرح شده است. پدیدۀ چسبندگی هزینه‌ها بیانگر این است که افزایش در هزینه‌ها هنگام افزایش در سطح فعالیت، بیشتر از کاهش در هزینه‌ها هنگام کاهش در همان حجم فعالیت است ( Namazi & Davanipour, 2010; Khajavi, Ghadiriyan & Sadeghzadeh, 2017). ونیریز، نائوم و ولیزماز[4] (2015) نشان دادند تصمیمات تخصیص منابع درخصوص توسعۀ دارایی‌های نامشهود، باعث پدیدۀ چسبندگی هزینه‌ها می‌شود؛ بنابراین ادبیات نوین مالی نشان می‌دهد دارایی‌های نامشهود بر «چسبندگی هزینه‌ها» تأثیر می‌گذارد؛ همچنین پدیدۀ «چسبندگی هزینه‌ها» نیز بر عملکرد شرکت‌ها تأثیر چشمگیری دارد ( Noreen & Sodestrom, 1997; Anderson, Banker & Janakiraman, 2003; Calleja, Steliaros & Thomas, 2006)؛ از این رو فرضیۀ پژوهش حاضر براساس ادبیات متغیرهای میانجی (Baron & Kenny, 1986) این است که رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها رابطۀ غیر مستقیمی است که در آن چسبندگی هزینه‌ها نقش میانجی را بازی می‌کند. این رابطه برای صنایع مختلف در بورس اوراق بهادار تهران مطالعه می‌‌شود. هدف پژوهش حاضر، بررسی رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادر تهران با توجه به نقش واسطه‌ای چسبندگی هزینه‌ها است.

اهمیت این پژوهش در این است که مدارک تجربی روشنی در رابطه با چسبندگی هزینه‌‌ها، ارزش دارایی‌های نامشهود و ارتباط آن با عملکرد مالی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران ارائه می‌دهد و اهمیت دارایی‌های نامشهود را نیز نمایان می‌کند. نظر به اینکه در پژوهش‌های داخلی، تاکنون تأثیر چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت مطالعه نشده است، تأثیر واقعی دارایی‌های نامشهود بر عملکرد مالی شرکت، به‌ویژه در کشورهای درحال ‌توسعه، نامعلوم است و هیچ‌گونه مدارک تجربی در این زمینه وجود ندارد. اهمیت دیگر پژوهش حاضر این است که نظریۀ مربوط به دارایی‌های نامشهود و رابطۀ آن با چسبندگی هزینه‌ها و عملکرد مالی شرکت‌ها در صنایع مختلف را گسترش می‌دهد؛ همچنین با در نظر گرفتن موضوع چسبندگی هزینه‌‌ها و دارایی‌های نامشهود، فرصتی برای درک بهتر رفتار هزینه‌ها فراهم می‌شود.

در ادامه، ابتدا به مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش‌های مربوط اشاره خواهد شد؛ سپس روش پژوهش، شامل فرضیه‌ها و متغیرهای پژوهش، جامعه و نمونۀ آماری تشریح می‌شود. درنهایت، فرضیه‌های پژوهش آزمون، نتایج آن ارائه و پیشنهادهای مربوط مطرح می‌شود.

 

مبانی نظری و فرضیه‌‌ها

شکل 1، الگوی نظری پژوهش، متغیرهای اصلی، زیرمجموعه‌ها و روابط علی بین آنها را نشان می‌‌دهد. این متغیرها و زیرمجموعۀ آنها با استفاده از اهداف پژوهش، مبانی نظری و پیشینه‌های داخلی و خارجی تعیین شده‌اند. با توجه به پیشینۀ پژوهش، ابتدا تعداد زیرمجموعۀ هرکدام از متغیرها که بیشتر بود، در تحلیل الگوریتم PLS فیلتر وارد شد تا تنها مواردی که دارای بیشترین تأثیر هستند، انتخاب شوند؛ سپس ضرایب مسیر متغیرهای مکنون که کمتر از 4/0 بود حذف شد و در مدل آورده نشد. جدول‌های 1 تا 4 اطلاعات اضافی را نشان می‌دهد. جزئیات این الگو به شرح زیر ارائه می‌شود:

دارایی‌‌های نامشهود

جاری

آنی

دورۀ تبدیل

شاخص فراگیر

حاشیۀ سود ناخالص

 

سود خالص

بازده دارایی‌‌ها

سود جامع

گردش دارایی

گردش موجودی

گردش مجموع دارایی‌‌ها

عملکرد مالی

نقدینگی

چسبندگی هزینه‌‌ها

بهای تمام‌‌شده

شدت چسبندگی

حاشیۀ سود خالص

بازده حقوق صاحبان

نسبت قیمت به سود

سود هر سهم

ضریب ارزش افزودۀ فکری

ارزش دفتری هر سهم

عمومی، اداری و فروش

اضافه ارزش بازار به دفتری

بزرگی اندازه

عملیاتی

کیوتوبین

نامشهود ثبت‌‌شده

سودآوری

عملکرد

بازده

بازار

متغیرهای کنترلی

اندازه، سن و اهرم مالی شرکت

رابطۀ 1

رابطۀ 2

رابطۀ 3

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

شکل (1) الگوی پژوهش

Figure (1) Research model

 

رابطۀ 1 در شکل 1، رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود (در جایگاه متغیر مستقل اصلی) و عملکرد مالی شرکت (در جایگاه متغیر وابستۀ اصلی) و زیرمجموعه‌‌های آن را نشان می‌دهد. مبانی نظری این رابطه، مبتنی‌‌بر نظریۀ نمایندگی است ( Namazi, 1985; Namazi, 2016). طبق این نظریه، به‌‌دلیل وجود تابع مطلوبیت مورد انتظار مختلف بین نماینده و مالک، مشکلات نمایندگی از قبیل تضاد منافع بین مدیر و سهامدار، اثرات انتخاب نامطلوب، خطر اخلاقی، عدم تقارن اطلاعاتی و سایر مشکلات به وجود می‌آید؛ بنابراین مالکان برای اطمینان از صحت عملکرد مدیر و ارزیابی عملکرد مالی شرکت، نیازمند ایجاد سیستم کنترلی و ارزیابی عملکرد و معیارهایی برای مدیران هستند. منظور از ارزیابی عملکرد، فرآیند کمی‌‌کردن کارایی و اثربخشی عملیات شرکت است (Namazi & Namazi, 2016).

اهمیت دارایی‌های نامشهود در سیستم ارزیابی عملکرد، براساس«دیدگاه مبتنی‌‌بر منابع» .(De-castro, Delgado, Lopez & Navas, 2011) شرکت انجام می‌شود. در این نظریه، استدلال می‌شود که منابع، اصلی‌ترین موضوع تعیین‌کنندۀ مزیت رقابتی و عملکرد مالی شرکت است (Birger, 1984)؛ بنابراین با توجه به اینکه منابع، به منابع مشهود و نامشهود تقسیم‌بندی می‌شود (Godfrey & Ping, 2001)، طبق دیدگاه مبتنی‌‌بر منابع، منابع نامشهود نیز همانند منابع مشهود بر عملکرد شرکت اثرگذار است. این دیدگاه، شرکت‌ها را در جایگاه واحد ناهمگنی در نظر می‌گیرد که تدوین‌کنندگان استراتژی باید فرصت‌های برون‌سازمانی را با منابع و توانمندی‌های شرکت هماهنگ کنند.

یافته‌های پژوهش نمازی و ابراهیمی (1388) در بررسی تأثیر سرمایۀ فکری بر عملکرد مالی جاری و آینده نشان می‌دهد صرف‌نظر از اندازۀ شرکت، ساختار بدهی و عملکرد مالی گذشته، بین سرمایۀ فکری و عملکرد مالی جاری و آیندۀ شرکت، هم در سطح کلیۀ شرکت‌ها و هم در سطح صنایع، رابطۀ مثبت معناداری وجود دارد. عباسی و گلدی صدقی (1389) نیز با بررسی تأثیر کارایی عناصر سرمایۀ فکری بر شاخص‌های مالی با استفاده از روش داده‌های ترکیبی نشان دادند ضریب کارایی هریک از عناصر سرمایۀ فکری بر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام تأثیر مثبت معناداری دارد. یافته‌های نمازی و موسوی‌‌نژاد (1395)، رابطۀ معناداری بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها نشان می‌دهد و بیشترین همبستگی مثبت معنادار، بین نسبت کیوتوبین و نسبت بازده دارایی‌ها و اضافه ارزش بازار نسبت به ارزش دفتری و سود خالص به دست آمد؛ افزون بر این در بین معیارهای عملکرد، معیار سود خالص، ارتباط قوی‌تری با دارایی‌های نامشهود دارد. یافته‌‌های نوروزی چشمه‌علی، روشن و وفادار (1396) نیز حاکی از آن است که دارایی نامشهود (سرمایۀ فکری که شامل سرمایۀ انسانی، ساختاری و رابطه‌ای است) بر عملکرد سازمان تأثیر مثبت دارد و این اجزا به‌طور غیر مستقیم با نقش میانجی مدیریت دانش، بر عملکرد سازمان تأثیر مثبت دارند. نیک‌‌کار، همت‌فر و اعصامی (1397) نیز نشان دادند دارایی نامشهود در توضیح‌‌دهندگی ارتباط بین سلامت مالی شرکت (متغیر عملکرد شرکت) و هزینۀ نمایندگی (سیاست توزیع سود) در ارزش بازار شرکت، تأثیر معناداری دارد؛ همچنین ارتباط مثبت و معناداری بین سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود و ارزش بازار شرکت وجود دارد؛ همچنین طالب‌‌نیا و بداغی (1397) رابطۀ بین دارایی‌‌های نا‌‌مشهود ثبت‌‌شده در ترازنامه و تأثیر آن بر عملکرد مالی را بررسی کردند. سود خالص، درآمد کل، درآمد هر سهم، سود نقدی هر سهم و بازده سرمایه‌‌گذاری شرکت‌‌ها، معیارهای مالی در نظر گرفته شد. آنها نشان دادند در سطح کل صنایع، بین دارایی‌های نامشهود شناسایی‌شده در ترازنامه با سود خالص و درآمد کل شرکت‌‌ها رابطه وجود دارد؛ اما رابطۀ معناداری بین دارایی‌‌های نامشهود با بازده سرمایه‌گذاری، درآمد هر سهم و سود نقدی هر سهم وجود ندارد.

بولن، ورگون و اشنایدرز[5] (2005) نشان دادند در نظر گرفتن اموال فکری در الگو‌ها، سرمایۀ فکری را به عملکرد شرکت مرتبط می‌کند و روایی این قبیل الگو‌ها را درخصوص مربوط‌‌بودن برای مدیریت، بهبود می‌بخشد؛ افزون بر این رابطۀ مثبتی بین اموال فکری و عملکرد کلی شرکت وجود دارد. بن ابراهیم و بن عرب[6] (2010) نیز از نسبت کیوتوبین در جایگاه معیاری برای منابع نامشهود استفاده کردند. الگو‌های رگرسیون نقش مثبت اقلام نامشهود را در بهبود عملکرد مالی شرکت‌ها نشان داد و مشخص شد که تفاوت در منابع نامشهود موجب تفاوت در عملکرد شرکت‌ها می‌شود. چینگ، پنگ، کن و هویی[7] (2016) نیز برای اندازه‌گیری بهتر عملکرد کلی شرکت از معیارهای متعدد عملکردی ازجمله، اندازه‌گیری سرمایه‌های فکری عملکرد (ضریب ارزش افزودۀ فکری (VAIC))، معیاری مبتنی‌‌بر اقتصاد (ارزش افزودۀ اقتصادی) و یک اندازه‌گیری مبتنی‌‌بر حسابداری (بازده دارایی‌ها) استفاده کردند. نتایج مطالعۀ آنها نشان داد اثرات شرکتی در اندازه‌گیری کلی عملکرد، به‌ویژه برای ضریب ارزش افزودۀ فکری، کمک زیادی می‌کند. ریان و لوسیانا[8] (2017) سرمایه‌های نامشهود را در جایگاه مجموع سرمایۀ فکری و سرمایۀ سازمانی اندازه‌گیری کردند و نشان دادند نظریۀ کلاسیک کیوتوبین در شرکت‌ها و سال‌هایی که آن شرکت سرمایه‌های نامشهود بیشتری دارد، عملکرد بهتری را از خود نشان می‌دهد. اخیراً سی‌‌یو و کیم [9] (2020) در بررسی تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی‌های نامشهود (سرمایۀ انسانی، تبلیغات و تحقیق و توسعه) بر عملکرد شرکت به این نتیجه رسیدند که هر سه نوع دارایی‌‌های نامشهود تأثیر مثبت و معناداری بر سود و ارزش شرکت دارند. با توجه به مطالعات بالا فرضیۀ زیر ارائه می‌شود:

فرضیۀ 1: دارایی‌های نامشهود تأثیر مثبتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها در صنایع مختلف دارد.

 

رابطۀ 2 شکل 1، رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود (در جایگاه متغیر مستقل) و چسبندگی هزینه‌ها (در جایگاه متغیر وابسته) را نشان می‌دهد. الگوی سنتی فرض می‌کند هزینه‌ها متناسب با تغییر در محرک هزینه، تغییر می‌کند و تغییرات هزینه‌ها به تغییرات در سطح فعالیت بستگی دارد (Noreen, 1991) و تغییرات (افزایش یا کاهش) در حجم فعالیت، تأثیری روی بزرگی تغییرات در هزینه‌ها ندارد؛ اما نظریه‌ها و پژوهش‌های بعدی، رابطۀ پیچیده‌تری بین هزینه و فعالیت تبیین می‌کند و نشان می‌دهد افزایش در هزینه‌ها هنگام افزایش در سطح فعالیت، بیشتر از کاهش در هزینه‌ها هنگام کاهش در همان حجم فعالیت است. این پدیده به‌وسیلۀ آندرسون، بنکر و جاناکرامان[10] (2003) و کالجا، استلیاروس و توماس[11] (2006) به چسبندگی هزینه‌ها معروف شد که در شکل 2 مشاهده می‌‌شود.

سطح فعالیت زیاد     سطح فعالیت عادی    سطح فعالیت کم

(پ)

 

(الف)

(ب)

منابع

 

 

 

 

 

 

 

 

شکل (2) نمودار چسبندگی هزینه‌‌ها (Weiss, 2010)

Figure (2) Cost Stickiness Chart (Weiss, 2010)

 

مبانی نظری پژوهش حاضر این است که دارایی‌های نامشهود مانند دارایی‌های مشهود، به دلایل مختلفی بر چسبندگی هزینه‌ها تأثیر می‌گذارد. برخی از محرک‌های عمدۀ این علّیت عبارت ‌است از: امپراطورسازی مدیران، کاهش کوتاه‌مدت تقاضا برای محصولات شرکت، نگهداری دارایی نامشهود به قصد گسترش آینده و افزایش حسن شهرت، اعتبار و ارزش سرقفلی شرکت که برخی از عوامل اقتصادی شرکت و سازه‌های رفتاری مدیران در شکل‌گیری این رابطۀ علّیتی دخالت دارند و مبانی نظری این رابطه براساس یافتۀ پژوهش‌‌هایی است که نشان می‌‌دهند رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌‌ها به گونه‌‌ای مستقیم نیست؛ بلکه رابطه‌ای غیر مستقیم است و چسبندگی هزینه‌‌ها، طبق بحث‌های بارون و کنی[12] (1968)، نقش میانجی را در این رابطه بازی می‌‌کند؛ در این صورت زنجیره‌‌ای علّی بین دارایی‌های نامشهود و چسبندگی هزینه‌‌ها و همچنین بین چسبندگی هزینه‌‌ها و عملکرد مالی به وجود می‌‌آید.

در رابطه با موضوع پژوهش حاضر، هیچ‌گونه مطالعه‌ای در داخل، که به‌گونه‌ای مستقیم، نقش واسطه‌ای چسبندگی هزینه‌ها را روی رابطۀ دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها در صنایع مختلف بررسی کند، یافت نشد؛ بنابراین در ادامه به برخی از پژوهش‌هایی که به‌گونه‌ای با پژوهش حاضر در ارتباط هستند، اشاره می‌شود.

خواجوی، قدیریان‌‌آرانی و صادق‌زاده مهارلویی (1396) نشان دادند اگرچه هزینه‌های عمومی، اداری و فروش، رفتاری چسبنده دارند، رابطۀ معنی‌داری بین سرمایۀ ساختاری و چسبندگی هزینه‌های فروش، اداری و عمومی وجود ندارد. نیکبخت و پورباقریان (1399) نیز نشان دادند رابطۀ معناداری بین سرمایۀ انسانی، سرمایۀ سازمانی و سرمایۀ فکری و چسبندگی هزینۀ بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌‌رفتۀ شرکت‌‌های بورس تهران وجود دارد. ونیریس[13] و همکاران (2015) نشان دادند که دارایی‌های نامشهود بر چسبندگی هزینه‌‌ها تأثیر می‌‌گذارند و در شرکت‌‌هایی با سطوح بالای دارایی‌‌های نامشهود، مدیران دارای جهت‌‌گیری بلندمدت هستند؛ بنابراین در زمان کاهش سطح فعالیت، منابع شرکت را حفظ می‌‌کنند و تمایلی به کاهش سرمایه‌‌گذاری خود به دنبال افت موقت حجم فروش ندارند؛ از این رو در چنین شرکت‌‌هایی، دارایی‌‌های نامشهود دارای رفتار چسبنده خواهند بود. سوبرامانیان و واستون[14] (2016) مدارک بیشتری درخصوص رابطۀ چسبندگی هزینه‌‌ها و دارایی‌ها ارائه کردند و نشان دادند هزینه‌ها در صنایع مختلف متفاوت و صنعت ساخت، چسبنده‌ترین است. ژانگ[15] (2016) هزینۀ نیروی کار در شرکت‌های چینی در بازۀ زمانی 2004 تا 2011 را بررسی کرد. نتایج حاصل از پژوهش وی نشان داد هزینه‌های نیروی کار در شرکت‌های چینی چسبنده و چسبندگی هزینه‌ها در شرکت‌های دولتی، بیشتر از شرکت‌های خصوصی است. یافته‌های پژوهش یانگ[16] (2019) نیز نشان داد در شرکت‌های فعال بورس اوراق بهادار استرالیا، دارایی‌های نامشهود، به‌ویژه کارایی نیروی انسانی، میزان شدت چسبندگی هزینه‌ها را افزایش می‌دهد. با توجه به مطالب بالا فرضیۀ زیر ارائه می‌شود:

فرضیۀ 2: دارایی‌های نامشهود تأثیر مثبتی بر چسبندگی هزینۀ شرکت‌ها در صنایع مختلف دارد.

 

رابطۀ 3 شکل 1، رابطۀ بین چسبندگی هزینه‌ها (در جایگاه متغیر میانجی) و عملکرد مالی شرکت (در جایگاه متغیر وابسته) را نشان می‌دهد. مبانی نظری این فرضیه نیز مبتنی‌‌بر نظریۀ چسبندگی هزینه‌‌ها (که در بخش قبل بحث شد) و بر این فرض استوار است که چسبندگی هزینه‌ها، در جایگاه متغیر میانجی، بر عملکرد مالی شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد. دلیل اصلی این تأثیر این است که در صورت چسبندگی هزینه‌ها، میزان هزینه‌های انجام‌‌شده در شرکت در مقایسه با زمانی که چسبندگی هزینه‌ها وجود نداشته باشد، کاهش می‌یابد.

در ایران پژوهشی که تأثیر چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی در رابطه با دارایی‌های نامشهود، بر عملکرد شرکت‌ها را بررسی کرده باشد، انجام نشده است؛ اما مدارکی مبنی‌‌بر تأثیر چسبندگی هزینه‌‌ها وجود دارد؛ برای نمونه یافته‌های نمازی، غفاری و فریدونی (1391) حاکی از وجود رفتار چسبندۀ هزینه‌های اداری، عمومی و فروش، بهای تمام‌شده و مجموع بهای تمام‌شده است و هزینه‌های عمومی، اداری و فروش تنها برای تغییرات بیش از 30 درصد در درآمد فروش، بهای تمام‌شده برای تغییرات کمتر از 10 درصد و بیشتر از 30 درصد در درآمد فروش و مجموع آنها برای تغییرات کمتر از 20 درصد و بیشتر از 30 درصد در درآمد فروش، از خود رفتار چسبنده نشان می‌دهد. یافته‌های رضایی و رضایی (1395) نیز نشان داد بین چسبندگی هزینه‌ها و مسئولیت اجتماعی در شرکت‌های مطالعه‌‌شده رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. این رابطۀ مثبت به چسبندگی بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌‌رفته ارتباط پیدا می‌کند.

نتایج پژوهش آندرسون[17] و همکاران (2003) حاکی از چسبندگی هزینه‌های فروش، عمومی و اداری است و به ازای یک درصد افزایش در حجم فروش، 55/0 درصد افزایش در هزینه‌های عمومی، اداری و فروش و به ازای یک درصد کاهش در حجم فروش، 35/0 درصد کاهش در هزینه‌های عمومی، اداری و فروش وجود دارد؛ همچنین آندرسون و همکاران (2007) ادعا کردند برخلاف تجزیه و تحلیل‌های سنتی برای ارزیابی عملکرد شرکت، افزایش نسبت هزینه‌های اداری، عمومی و فروش به خالص فروش لزوماً بیانگر علامتی منفی نسبت به عملکرد جاری و آتی شرکت نیست. کونتسا و براهمانا[18] (2018) نیز با مطالعۀ تجربی 315 شرکت مالزیایی و استفاده از فن پانل، به این نتیجه‌گیری رسیدند که رابطۀ معناداری بین چسبندگی هزینه‌ها و عملکرد مالی شرکت‌ها وجود دارد. با توجه به مطالعات بالا، فرضیۀ زیر ارائه می‌شود:

فرضیۀ 3: چسبندگی هزینه‌ها تأثیر مثبتی بر عملکرد مالی شرکت‌ها در صنایع مختلف دارد.

 

شکل 1 همچنین، نشان می‌دهد چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی، از ترکیب رابطۀ 2 و 3 به دست می‌آید و بین دارایی‌‌های نامشهود و عملکرد مالی قرار گرفته است. مبانی نظری این بحث این است که دارایی‌های نامشهود علاوه‌‌بر تأثیر مستقیم، به‌‌گونۀ غیر مستقیم نیز بر عملکرد مالی شرکت تأثیر می‌گذارد؛ به این ترتیب که ابتدا، زنجیره‌‌ای علّی بین دارایی‌های نامشهود و چسبندگی هزینه‌ها به وجود می‌آید؛ سپس زنجیرۀ علّیت دیگری بین چسبندگی هزینه‌ها و عملکرد مالی شرکت پدید می‌آید تا رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت را به گونۀ کامل توصیف کند؛ در این صورت متغیر «چسبندگی هزینه‌ها» طبق ادبیات متغیر‌های میانجی (Baron & Kenny, 1986) ویژگی یک متغیر میانجی را دارد. با استفاده از مبانی نظری بالا و پیشینۀ پژوهش‌های ارائه‌شدۀ مربوط به فرضیه‌های 2 و 3، فرضیۀ زیر ارائه می‌شود تا مطالب بالا آزمون شود:

فرضیۀ 4: چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی، بر رابطۀ دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد.

 

روش پژوهش

نمونه شامل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی1386 تا 1395 و دارای شرایط زیر است: 1. به‌‌دلیل ماهیت متفاوت، از شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، هلدینگ، بانک و لیزینگ نباشد؛ 2. به‌منظور همگن‌‌بودن نمونه و داشتن ویژگی کیفی قابلیت مقایسۀ اطلاعات، سال مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه باشد و در دورۀ بررسی‌‌شده، تغییری در آن ایجاد نشده باشد؛ 3. اطلاعات مالی مورد نیاز برای انجام این پژوهش در دورۀ زمانی مطالعه، به‌گونه‌ای کامل ارائه‌ شده باشد؛ 4. شرکت، دست‌‌کم در یکی از سال‌های فعالیت، دارای دارایی نامشهود بوده و مبلغ آن را نیز به‌صورت ریالی افشا کرده باشد. با توجه به بررسی‌های انجام‌شده، تعداد 184 شرکت در دورۀ زمانی مطالعه، شرایط بالا را داشتند و برای نمونۀ آماری انتخاب شدند. هدف این بود که این مطالعه در سطح کل صنایع فعال در بورس اوراق بهادار انجام شود؛ اما پس از نمونه‌‌گیری شرکت‌‌ها، تعداد مشاهدات در برخی از صنایع به اندازۀ کافی نبود؛ بنابراین پس از مشاهدۀ متون و با توجه به ماهیت و نزدیکی صنایع، شرکت‌‌ها در قالب پنج صنعت طبقه‌بندی و آزمون‌‌های آماری روی آنها انجام شد. جدول 1، این طبقه‌بندی را نشان می‌‌دهد. در پژوهش حاضر، برای آزمون فرضیه‌‌های پژوهش، یک‌‌بار مدل‌‌ها به تفکیک سال و یک‌‌بار در کل دوره به تفکیک صنایع بررسی و نتایج ذکر شد.

 

جدول (1) طبقه‌بندی شرکت‌های مطالعه‌‌شده

Table (1) Classification of the Studied Companies

نام گروه

صنایع موجود در هر گروه

تعداد شرکت

شیمیایی، دارویی و پلاستیکی

صنایع مواد، دارویی، شیمیایی، لاستیک، پلاستیک، فرآورده‌‌های نفتی، کک و سوخت

48

ماشین‌آلات، خودرو و قطعات

صنایع خودرو و ساخت قطعات، ماشین‌‌آلات، تجهیزات و دستگاههای برقی، فعالیت‌‌های پشتیبانی و کمکی حمل‌ونقل و وسایل اندازه‌‌گیری پزشکی

46

کانی‌ها، فلزات و معادن

صنایع کانی‌‌های فلزی، کانی غیرفلزی، انبوه‌‌سازی املاک و مستغلات، استخراج معادن، فلزات اساسی و محصولات فلزی

41

مصالح ساختمانی

صنایع سیمان، کاشی، آهک و گچ

19

سایر

صنایع فرآورده‌‌های غذایی، آشامیدنی، قندی، دام‌پروری، کشاورزی، زراعت و خدمات وابسته، نساجی، چوب، کارتن، کاغذ، تکثیر، انتشار و چاپ

30

جمع شرکت‌‌های مطالعه‌‌شده

184

 

اطلاعات مورد نیاز شرکت‌های منتخب با مراجعه به صورت‌های مالی و یادداشت‌های توضیحی همراه صورت‌های مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران گردآوری شد. درنهایت، 184 شرکت در بازۀ زمانی سال‌های 1386 تا 1395، ازطریق الگویابی معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی[19]، تجزیه و تحلیل شد.

به‌منظور بررسی مدل و فرضیه‌های پژوهش و با توجه به اینکه دورۀ زمانی پژوهش 10 ساله است، مدل پژوهش در هر سال به‌صورت مجزا آزمون شد. به‌طور کلی، مدل‌ها و همچنین فرضیه‌ها به تفکیک سال به سال تحلیل شد. درنهایت، برای بررسی معناداربودن تأثیر متغیر واسطه‌ای، از آزمون سوبل[20] و برای تعیین شدت تأثیر آن، از آمارۀ VAF[21]، استفاده شد. متغیر وابستۀ اصلی در پژوهش حاضر، که در شکل 1 نیز نشان داده ‌شد، شامل پنج گروه نسبت‌های مالی (نسبت‌های نقدینگی، سودآوری، عملکرد، بازده و بازار) است که براساس پژوهش‌های انجام‌شدۀ زیر انتخاب شده است. جدول 2 اطلاعات مربوط را نشان می‌دهد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (2) متغیرهای وابستۀ پژوهش و نحوۀ محاسبۀ آنها

Table (2) Research Dependent Variables and Their Calculations

شماره

گروه

شاخص

اختصار

نحوۀ اندازه‌گیری

منبع

1

نسبت‌‌های نقدینگی

نسبت جاری

CR

نسبت دارایی جاری به بدهی جاری

گیتمن (1974

ملیک و بریشا (1974) و

نمازی و نمازی (1395).

2

نسبت آنی

IR

کسر موجودی کالا و پیش‌پرداخت‌ها از دارایی جاری و تقسیم آن بر بدهی جاری

3

شاخص فراگیر نقدینگی

ACR

نسبت دارایی‌‌های جاری تعدیل‌‌شده روی بدهی‌های جاری تعدیل‌‌شده

4

شاخص دورۀ تبدیل وجه نقد

CCC

دورۀ زمانی خالص بین پرداخت بدهی‌ها و دریافت وجه نقد

5

نسبت‌های سودآوری

سود خالص (پس از مالیات)

NI

استخراج‌‌شدنی از صورت‌‌های مالی

نمازی و نمازی (1395

برینگهام، آیزنهارت و فیور (2007) و

استی پایر و اودوت (2011).

6

نسبت حاشیۀ سود (زیان) خالص

NIMR

استخراج‌‌شدنی از صورت‌‌های مالی

7

نسبت حاشیۀ سود (زیان) ناخالص

GIMR

استخراج‌‌شدنی از صورت‌‌های مالی

8

سود جامع

CR

استخراج‌‌شدنی از صورت‌‌های مالی

9

نسبت‌‌های عملکرد

نسبت گردش دارایی‌های ثابت مشهود

FATR

نسبت فروش خالص به دارایی‌‌های ثابت مشهود

نمازی و نمازی (1395

نمازی و غلامی (1395

وروال (2017) و

یحیی زاده‌فر، آقاجانی و یحیی‌تبار (1393).

10

نسبت گردش موجودی مواد و کالا

IMGTR

نسبت خالص فروش بر میانگین دارایی‌‌ها

11

نسبت گردش مجموع دارایی‌‌ها

TAT

نسبت فروش خالص به موجودی‌ مواد و کالا

12

نسبت‌های بازده

بازده دارایی‌ها

ROA

نسبت سود (زیان) خالص به مجموع دارایی‌‌ها

نمازی و نمازی (1395

چینگ و همکاران (2016

استی پایر و اودوت (2011)

 ملودچیک و همکاران (2015).

13

بازده حقوق صاحبان سهام

ROE

نسبت سود (زیان) خالص به حقوق صاحبان سهام

14

نسبت‌های بازار

سود هر سهم

EPS

نسبت سود (زیان) خالص به تعداد سهام

دیوت و دوتویت (2007) و

مورس (2014).

15

قیمت به درآمد

P/E

نسبت قیمت به سود

16

ارزش دفتری هر سهم

BV

نسبت حقوق صاحبان سهام ابتدای دوره به تعداد سهام منتشرشده

 

دارایی‌های نامشهود، متغیرهای مستقل اصلی پژوهش حاضر را تشکیل می‌دهد. کانتراکتور[22] (2000) این دارایی‌ها را به سه گروه طبقه‌بندی می‌کند: 1. اموال فکری ثبت‌شده مانند حق امتیازها، علائم تجاری و حق انتشارها؛ 2. اموال فکری ثبت‌نشده اما مدون[23] مانند نقشه‌ها، نرم‌افزارها و فرمول‌ها؛ 3. سرمایۀ سازمانی و انسانی ثبت‌نشده، مانند دانش شرکت، فرهنگ سازمانی و رضایت مشتری .(Gardberg & Fombrun, 2006) به دنبال مبانی نظری و پیشینۀ ذکرشده، دارایی‌های نامشهود به‌‌طور کلی به دو گروه دارایی‌های نامشهود ثبت‌شده (مانند حق اختراع، حق تألیف و حق تکثیر، علائم تجاری و نام تجاری، حق امتیاز و فرانشیز، نرم‌افزار رایانه‌ای، حق استفاده از خدمات عمومی، فرمول‌ها و مدل‌ها) و دارایی‌های نامشهود ثبت‌نشده، که ارزیابی آنها با استفاده از شاخص‌های اقلام نامشهود از نوع نسبت (کیوتوبین) و شاخص‌های اندازه (ارزش افزودۀ اقتصادی و اضافه ارزش بازار نسبت به ارزش دفتری) است، تقسیم‌بندی می‌‌شود (Namazi & Mousavinejad, 2016). شکل 1 کلیات این اطلاعات و جدول 3 ریزاطلاعات مربوط را نشان می‌دهد.

 

جدول (3) محاسبۀ متغیرهای مستقل پژوهش

Table (3) Calculation of the Independent Variables

شماره

شاخص

اختصار

نحوۀ اندازه‌گیری

منبع

1

دارایی‌های نامشهود ثبت‌شده (شامل اموال فکری)

IA

استخراج از صورت‌‌های مالی و یادداشت‌‌های صورت‌های مالی

Villalonga (2004)

Bollen et al. (2005)

Ittner (2008)

Corona (2009)

X. Qiu (2009)

Grimaldi and Cricelli (2009)

Ibrahim, Bakar, Salamudin and Hassan (2010)

Denicolai, Zucchella and Strange (2014)

Molodchik et al. (2015)

Andonova and Ruiz-Pava (2016)

2

اضافه ارزش بازار نسبت به ارزش دفتری

MOVB

ارزش بازار منهای ارزش دفتری

Bottaro, Castro and Benettti (2013)

Morris (2014)

3

کیوتوبین

Q

نسبت ارزش بازار به مجموع ارزش دفتری و کل دارایی‌های جاری

Leewillen and Badernet (1997)

Villalonga (2004)

Ben-Brahim and Ben-Arab (2011)

Ryan and Luciana (2017).

4

سرمایۀ فکری (ضریب ارزش افزودۀ فکری)

کارایی سرمایۀ انسانی

HCE

نسبت ارزش افزودۀ شرکت به کل هزینۀ حقوق و دستمزد

Bontis, Keow and Richardson (2000)

Firer and Williams (2003)

Bollen et al. (2005)

Zeghal and Maaloul (2010)

St.Pierre and Audet (2011)

Dolores, Ortega, Martinez and Cegarra (2017)

Ryan and Luciana (2017)

Namazi and Ebrahimi (2009)

Asgarnezhadnoori and Emkani (2017)

کارایی سرمایۀ ساختاری

SCE

نسبت ارزش افزوده بر کل هزینه‌های حقوق و دستمزد

کارایی سرمایۀ به‌‌کارگرفته‌شده

CEE

نسبت ارزش افزوده بر سرمایۀ به‌‌کارگرفته‌شده

کارایی سرمایۀ فکری

ICE

مجموع کارایی سرمایۀ انسانی و ساختاری

 

هنگامی که متغیرهای مستقل روی متغیر وابسته تأثیر می‌گذارند، متغیر میانجی (واسطه‌ای) در جایگاه تابعی از متغیر مستقل، آشکار می‌شود؛ افزون بر این در مدل واسطه‌ای، فرض می‌شود متغیر مستقل ابتدا متغیر واسطه‌ای را تحت تأثیر قرار می‌‌دهد و سپس متغیر واسطه‌ای بر متغیر وابسته تأثیر می‌گذارد (Baron & Kenny, 1986). علت در نظر گرفتن چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر واسطه‌ای این است که ویژگی این هزینه‌ها، طبق پژوهش‌های انجام‌شده ( Anderson et al., 2003; Banker et al., 2011; Mahfoozi, Abolhasani & Rostami, 2016)، با خصوصیت متغیرهای واسطه‌ای تطبیق دارد و هدف این پژوهش بررسی اهمیت چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر واسطه‌ای در رابطۀ علّیتی بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت است. جدول 4 متغیرهای واسطه‌ای و نحوۀ محاسبۀ آنها را نشان می‌دهد.

جدول (4) محاسبۀ متغیرهای واسطه‌‌ای پژوهش

Table (4) Calculation of the Mediating Variables

شماره

شاخص

اختصار

نحوۀ اندازه‌گیری

منبع

1

بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌‌رفته

CGS

Log (MVi,t / MVi,t-1) = β0 + β1 log (Salesi,t / Salesi,t-1) + β2 × Decrease – Dummyi,t × log (Salesi,t / Salesi,t-1) + ɛ i,t

 

MVi,t: هزینۀ مدنظر شرکت i در سال t

Salesi,t: خالص فروش شرکت i در سال t

Decrease – Dummyi,t: اگر فروش سال جاری بیشتر از سال قبل باشد، مقدار 1 و در غیر این صورت، برابر صفر است.

Subramaniam and Weindenmier (2003)

Subramaniam and Waston (2016)

 

2

هزینه‌های عمومی، اداری و فروش

SG&A

Anderson et al. (2003)

Subramaniam and Weindenmier (2003)

Chen, Lu and Sougiannis (2012)

Venieris et al. (2014)

3

هزینه‌‌های عملیاتی

OE

Calleja et al. (2006)

4

بزرگی اندازۀ چسبندگی

SQ

Log

Subramaniam and Weindenmier (2003)

Calleja et al. (2006)

Balakrishnan & Gruca (2008)

5

شدت چسبندگی

SP

Log [ ]

 

یافته‌‌ها

جدول 5 نتایج حاصل از آمار توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد. نتایج ضریب تغییرات (نسبت انحراف معیار بر میانگین) نشان می‌‌دهد کمترین تغییرات مربوط به کیوتوبین (333/0) و اندازۀ شرکت (117/0) است؛ درنتیجه ثبات و پایداری این دو متغیر بیشتر است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (5) آماره‌های توصیفی متغیرهای پژوهش

Table (5) Descriptive Statistics of Research Variables

آماره

متغیر

علامت اختصار در الگو

میانگین

انحراف معیار

بیشینه

کمینه

عملکرد مالی

نسبت جاری

CR

57/1

27/1

15/13

27/0

نسبت آنی

IR

95/0

0/92

9/8

0

شاخص فراگیر نقدینگی

ACR

10/46

63/98

524/6

850/86-

دورۀ تبدیل وجه نقد

CCC

26/4

6/26

69/15

24/60-

نسبت حاشیۀ سود خالص

NIMR

32/12

274/2

4408/61

85/304-

نسبت حاشیۀ سود ناخالص

GIMR

34/15

274/3

4408/6

85/304-

سود خالص پس از مالیات

NI

704219/65

2233250/3

17238529

191539-

سود جامع

CI

441197/30

1681670/9

13031205

7499658-

نسبت گردش دارایی‌های ثابت

FATR

5.820710050

12/79

168/5

0

نسبت گردش موجودی مواد و کالا

IMGTR

219/541

653/53

11062/9

0

نسبت گردش مجموع دارایی‌‌ها

TAT

0/7481

0/433

2/33

0

بازده دارایی‌ها

ROA

10/66

15/59

63/09

83/36-

بازده حقوق صاحبان سهام

ROE

25/97

80/17

664/7

-822/1040

سود هر سهم

EPS

502/9

818/99

5404./07

-03/4437

قیمت به درآمد

P/E

78/74

525/24

9767/5

258.57-

ارزش دفتری هر سهم

BV

1780/5

1807/6

8928/5

10217-

دارایی‌‌های نامشهود

اموال و دارایی‌‌های نامشهود ثبت‌شده

IA

26668/6

82078/19

691721

0

اضافه ارزش بازار نسبت به ارزش دفتری

MOVB

3743258/1

11530208/3

83231580

2406136.

کیوتوبین

Q-T

0/84

0/280

2/362

0/242

ضریب ارزش افزودۀ فکری

VAIC

60/02

229/02

1982/58

-85/15

چسبندگی هزینه‌‌ها

بزرگی اندازۀ چسبندگی

SQ

0/017

0/283

1/29

-177/1

شدت چسبندگی

SP

0/055

0/159

0/57

69/0-

بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌‌رفته

CGS

1926840

4853251/5

41680834

0

هزینه‌‌های عمومی اداری و فروش

SG&A

139051/4

511550/9

6643479

0

هزینه‌‌های عملیاتی

OE

2059919/4

5229188/2

42303947

13296

کنترلی

اهرم مالی

FL

1/63

6/21

74/66

87/53-

عمر شرکت

CA

33/3

13/18

64

0

اندازۀ شرکت

SIZE

5/901

0/695

8/06

4/26

 

جدول 6 برازش الگوی پژوهش را با استفاده از معادلات ساختاری نشان می‌دهد. برازش الگو در سه بخش کلی زیر انجام می‌‌شود: الف) برازش الگوی اندازه‌‌گیری (شامل بررسی پایایی، روایی همگرا و روایی واگرا)؛ ب) برازش بخش ساختاری (شامل بررسی ضرایب معناداری، ضریب تعیین و قدرت پیش‌‌بینی‌‌کنندگی الگو)؛ ج) برازش کلی الگو (شامل دو بخش برازش کلی اندازه‌‌گیری و بخش ساختاری است که معیار کلی GOF معرف مناسب‌‌بودن کل مدل است). با توجه به جدول (6) و خروجی‌‌های نرم‌‌افزار Smart PLS نسخۀ شمارۀ 2، نتایج به شرح زیر است:

 

جدول(6) آمارۀ بخش ساختاری و کلی مدل

Table (6) Statistics of Structual and General Part of the Model

دورۀ زمانی

 

 

برازش ساختاری

و برازش کلی

1386

1387

1388

1389

1390

1391

1392

1393

1394

1395

ضریب تعیین R2 (67/0<)

272/0

156/0

091/0

237/0

275/0

104/0

437/0

625/0

084/0

145/0

Q2 (35/0<)

213/0

209/0

192/0

227/0

173/0

144/0

104/0

05/0

66/0

104/0

معیار کلی GOF (36/0<)

402/0

411/0

416/0

426/0

408/0

415/0

432/0

416/0

433/0

408/0

 

با توجه به اینکه مدل‌های پژوهش به تفکیک سال آزمون شد، ابتدا، در جدول 6 برازش بخش ساختاری و کلی مدل‌های پژوهش بررسی شد. نتایج حاصل از جدول 6 نشان می‌دهد ضریب تعیین مدل در سال ‌‌1393، 5/62 درصد و بیشترین ضریب تعیین مربوط به این سال است؛ بنابراین در این سال، 5/62 درصد از تغییرات متغیر وابسته توسط متغیرهای مستقل تبیین می‌شود؛ همچنین در سال‌های 1392 و 1390 نیز ضریب تعیین در حدود 44 و 28 درصد است. معیار کلی GOF نیز در تمام سال‌های بررسی مدل‌ها از برازش کلی قوی برخوردار است. معیار Q2، برازش قوی مدل ساختاری را نشان می‌دهد. نتایج این معیار وضعیت مطلوبی ندارد؛ بنابراین این معیار نمی‌تواند در مدل‌های پژوهش طی دورۀ زمانی متفاوت برازش خوبی را نشان دهد.

در ادامه، ضرایب معناداری t متغیر وابستۀ پژوهش بررسی شد. با توجه به اینکه مدل در هر سال آزمون شد؛ بنابراین سطح معناداری هر متغیر وابسته در هر سال بررسی شد. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از جدول 7، تنها متغیر وابستۀ نسبت عملکرد در دوره‌های زمانی 1388، 1390 و 1393 معنادار نیست؛ اما سایر متغیرهای پژوهش در سال‌های متفاوت پژوهش معنادار است.

 

جدول (7) آماره t ضرایب الگو

Table (7) t-value of the model cofficients

    دورۀ زمانی

آمارۀ t

1386

1387

1388

1389

1390

1391

1392

1393

1394

1395

نسبت نقدینگی

953/8

819/6

307/13

759/14

049/13

762/5

571/6

191/7

873/3

735/5

نسبت سودآوری

139/17

678/17

633/21

353/51

011/23

065/3

609/1

944/3

434/15

398/3

نسبت عملکرد

579/3

19/3

915/1

294/4

481/1

169/3

453/9

479/1

448/3

61/2

نسبت بازده

577/53

731/42

12/44

933/38

981/56

401/45

021/42

967/15

291/2

415/18

نسبت بازار

905/6

433/6

9/8

615/5

488/5

157/3

31/4

585/2

794/1

997/3

 

به‌طور کلی مقادیر t که حاصل تقسیم شدت تأثیر بر خطای استاندارد است، معناداربودن متغیرهای بررسی‌‌شده را نشان می‌‌دهد. مقادیر t بین 96/1- و 96/1 نشان‌دهندۀ‌‌ وجودنداشتن اثر معناداری میان متغیرهای مکنون مربوط است. مقادیر t بین 96/1 و 576/2 نشان‌دهندۀ اثر معناداری با بیش از 95 درصد اطمینان بین متغیرهای بررسی‌‌شده است. مقادیر t مساوی و بزرگ‌تر از 576/2 نشان‌دهندۀ اثر معناداری با بیش از 99 درصد اطمینان بین متغیرهای بررسی‌‌شده است (Davari & Rezazadeh, 2014). از آنجایی که ازطریق بزرگی یا کوچکی ضرایب مدل تخمین استاندارد نمی‌‌توان دربارۀ معناداری آن ضرایب اظهارنظر کرد، برای سنجش معناداربودن ضرایب مسیر از مدل اعداد معناداری (t-value) استفاده می‌‌شود و چنانچه در آن مقادیر، معناداری، بزرگ‌تر از قدر مطلق عدد 96/1 باشد، این روابط در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است. در جدول 8 فرضیه‌ها به تفکیک سال بیان و برای هر سال شدت تأثیر مطرح شده است و هر سالی که t-value آن طبق توضیحات فوق معنادار است، با علامت ** مشخص شده است.

 

جدول (8) آمارۀ فرضیه‌های پژوهش[24]

Table (8) Statistics of Research Hypotheses

دورۀ زمانی

 

فرضیه‌های پژوهش

1386

1387

1388

1389

1390

1391

1392

1393

1394

1395

فرضیۀ 1: دارایی‌های نامشهود - عملکرد مالی

0/336

0/134

0/216

**0/498

0/18

0/041

0/088

0/014

-0/014

-0/001

فرضیۀ 2: دارایی‌های نامشهود - چسبندگی هزینه

0/285

**0/569

**0/601

**0/492

**0/54

**0/827

**0/869

**0/935

**0/882

**0/436

فرضیۀ 3: چسبندگی هزینه‌ها - عملکرد مالی

0/019-

0/053-

-0/144

-0/106

0/149

-0/063

-0/0103

-0/052

-0/015

-0/085

فرضیۀ 4: تأثیر متغیر میانجی

0/0054

0/0302

0/0865

0/0052

0/0805

0/052

0/0896

0/0486

0/0132

0/0371

 

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از جدول 8، فرضیه‌های پژوهش واکاوی می‌شود. در فرضیۀ اول پژوهش تأثیر دارایی‌های نامشهود بر عملکرد مالی شرکت‌های بورس اوراق بهادار بررسی می‌شود. با توجه به اینکه مدل پژوهش در هر سال آزمون شد، بررسی نتایج به تفکیک سال‌ است. نتایج به‌دست‌آمده از این فرضیه نشان می‌دهد در سال 1389، دارایی‌های نامشهود بر عملکرد مالی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تأثیرگذار و میزان این تأثیر 8/49 درصد است؛ اما با بررسی مدل در سال‌های دیگر این فرضیه معنادار نیست.

در فرضیۀ دوم پژوهش تأثیر دارایی‌های نامشهود بر چسبندگی هزینۀ شرکت‌ها در صنایع مختلف بررسی شد. با توجه به اینکه مدل پژوهش در هر سال آزمون و نتایج هر سال به تفکیک بیان شده است، در تمام سال‌های پژوهش (به‌جز در سال 1386) دارایی‌های نامشهود بر چسبندگی هزینۀ شرکت‌ها در صنایع مختلف تأثیرگذار بوده است؛ همچنین بیشترین تأثیر در این سال‌ها مربوط به سال 1393 با 5/93 درصد است.

در فرضیۀ سوم پژوهش تأثیر چسبندگی هزینه‌ها بر عملکرد مالی شرکت‌ها در صنایع مختلف بررسی شد. بررسی نتایج به‌دست‌آمده در جدول 8 نشان می‌دهد چسبندگی هزینه‌ها بر عملکرد مالی شرکت‌های بورس اوراق بهادار متفاوت تأثیر معناداری ندارد.

در فرضیۀ چهارم پژوهش اثر چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی، بر رابطۀ دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها بررسی شد. با بررسی نتایج به‌دست‌آمده و همچنین با توجه به اینکه مدل در هر سال به تفکیک آزمون شد، مقادیر tبرای هریک از سال‌‌های رسیدگی‌‌شده به تفکیک، کمتر از 96/1 است؛ بنابراین چسبندگی هزینه‌ها در جایگاه متغیر میانجی، بر رابطۀ دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌ها تأثیرگذار نیست. نتایج این فرضیه در تحلیل کل دوره به تفکیک صنایع نتایج متفاوتی را نشان داد که در ادامه ذکر می‌‌شود.

جدول 9 برازش الگوی پژوهش را با استفاده از معادلات ساختاری برای صنایع مختلف نشان می‌دهد. برازش الگو در سه بخش کلی انجام شد: الف) برازش الگوی اندازه‌‌گیری (شامل بررسی پایایی، روایی همگرا و روایی واگرا)؛ ب) برازش بخش ساختاری (شامل بررسی ضرایب معناداری، ضریب تعیین و قدرت پیش‌‌بینی‌‌کنندگی الگو)؛ ج) برازش کلی الگو (شامل دو بخش برازش الگوی اندازه‌‌گیری و بخش ساختاری است که معیار کلی GOF معرف مناسب‌‌بودن کل مدل است). با توجه به جدول 9 مدل مطلوبیت زیادی دارد.

 

جدول(9) برازش الگوی پژوهش

Table (9) Fitting the Research Model

 

 

 

 

برازش الگوی اندازه‌گیری

برازش بخش ساختاری

برازش کلی الگو

پایایی

روایی همگرا

روایی واگرا

ضرایب معناداری

ضریب تعیین

قدرت برآورد

سنجش بارهای عاملی (4/0<)

743/0

 

 

 

 

 

 

ضریب آلفای کرونباخ (7/0<)

886/0

پایایی ترکیبی (7/0<)

819/0

میانگین واریانس (5/0<)

 

718/0

ماتریس فورنل و لارکر

 

مطلوب *

ضریب معناداری Z (96/1<)

 

715/2

ضریب تعیین R2 (67/0<)

 

863/0

1-SSE/SSO (35/0<)

 

524/0

معیار کلی GOF (36/0<)

 

512/0

*: مقدار درایه‌‌های روی قطر اصلی (000/1) ماتریس فورنل و لارکر، بیشتر از درایه‌‌های پایین و سمت چپ (کمتر از000/1) آنها است و به عبارتی روایی واگرا در سطح مطلوبی قرار دارد.

 

شکل 3 ضرایب عاملی و قدرت مدل این پژوهش را نشان می‌دهد. بارهای عاملی این متغیرها بیشتر از مقدار 4/0 است که نشان می‌دهد واریانس بین سازه و شاخص‌های آن از واریانس خطای اندازه‌گیری آن سازه بیشتر و پایایی مدل اندازه‌گیری قابل قبول است (Mohsenin & Esfidani, 2014).

 

 

شکل (3) ضرایب استانداردشدۀ مسیرها و مقادیر  R2

Figure (3) Standardized Path Coefficients and R2 values

 

جدول 10 خلاصۀ خروجی‌‌های الگویابی معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی را نشان می‌‌دهد.

 

جدول (10) آزمون فرضیه‌های اول، دوم و سوم

Table (10) The Test of the First, Second and Third Hypotheses

فرضیۀ اول

ضریب معناداری Z

سطح معناداری

ضریب مسیر

ضریب تعیین

نتیجۀ آزمون

صنعت خودرو، قطعات و ماشین‌آلات

03/4

95/0

825/0

963/0

تأثیر معنادار و مثبت

دارویی، شیمیایی، پلاستیک

82/1

95/0

452/0

351/0

تأثیر غیر معنادار و مثبت

کانی‌ها

99/1

95/0

681/0

556/0

تأثیر معنادار و مثبت

کاشی، سیمان، آهک و گچ

97/1

95/0

583/0

468/0

تأثیر معنادار و مثبت

سایر صنایع

22/2

95/0

612/0

513/0

تأثیر معنادار و مثبت

فرضیۀ دوم

ضریب معناداری Z

سطح معناداری

ضریب مسیر

ضریب تعیین

نتیجۀ آزمون

صنعت خودرو، قطعات و ماشین‌آلات

15/16

95/0

892/0

938/0

تأثیر معنادار و مثبت

دارویی، شیمیایی، پلاستیک

19/1

95/0

58/0

332/0

تأثیر غیر معنادار و مثبت

کانی‌ها

12/10

95/0

682/0

512/0

تأثیر معنادار و مثبت

کاشی، سیمان، آهک و گچ

74/1

95/0

423/0

29/0

تأثیر غیر معنادار و مثبت

سایر صنایع

15/10

95/0

662/0

716/0

تأثیر معنادار و مثبت

فرضیۀ سوم

ضریب معناداری Z

سطح معناداری

ضریب مسیر

ضریب تعیین

نتیجۀ آزمون

صنعت خودرو، قطعات و ماشین‌آلات

24/2

95/0

627/0-

684/0

تأثیر معنادار و منفی

دارویی، شیمیایی، پلاستیک

03/2

95/0

514/0-

586/0

تأثیر معنادار و منفی

کانی‌ها

53/1

95/0

411/0-

28/0

تأثیر غیر معنادار و منفی

کاشی، سیمان، آهک و گچ

31/4

95/0

532/0-

628/0

تأثیر معنادار و منفی

سایر صنایع

91/2

95/0

498/0-

711/0

تأثیر معنادار و منفی

به‌منظور آزمون فرضیۀ چهارم، طبق بارون و کنی (1986) و نمازی و نمازی(2016)، آزمون اثرات متغیر میانجی با استفاده از آزمون سوبل (1982) انجام شد؛ افزون بر این برای تعیین شدت تأثیر متغیر میانجی، از آماره‌ای به نام VAF استفاده شد (Iacobucci & Duhachek, 2003). آمارۀ  VAFمقادیر بین صفر و یک را به خود اختصاص می‌‌دهد و هر اندازه این مقدار به یک نزدیک‌تر باشد، نشان از قوی‌‌تربودن تأثیر متغیر میانجی دارد. درواقع، این مقدار نسبت اثر غیر مستقیم بر اثر کل را می‌‌سنجد و مقدار آن ازطریق فرمول زیر محاسبه می‌‌شود:

 

(1)

Z - Value =  813812/2 =

(2)

598341/0 = VAF =

 

در این دو رابطه، a مقدار ضریب مسیر میان متغیر مستقل و میانجی، b مقدار ضریب مسیر میان متغیر میانجی و وابسته، c مقدار ضریب مسیر میان متغیر مستقل و وابسته، Sa خطای استاندارد مربوط به مسیر میان متغیر مستقل و میانجی و Sb خطای استاندارد مربوط به مسیر میان متغیر میانجی و وابسته است. در رابطۀ (1)، مقدار آمارۀ آزمون Z حاصل از آزمون سوبل برابر با 813812/2 است که به‌‌دلیل بیشتربودن آن از مقدار 96/1، نتیجه گرفته می‌‌شود که در سطح اطمینان 95 درصد، تأثیر متغیر میانجی چسبندگی هزینه‌‌ها روی رابطۀ دارایی‌‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌‌های بورس اوراق بهادار تهران، معنادار است و فرضیۀ چهارم نیز تأیید می‌‌شود؛ افزون بر این مقدار آمارۀ VAF نیز طبق رابطۀ (2) برابر 598341/0 است و این بدان معنا است که 83/59 درصد از اثر کل دارایی‌های نامشهود روی عملکرد مالی شرکت‌‌ها، ازطریق غیر مستقیم و توسط متغیر واسطه‌‌ای چسبندگی هزینه‌‌ها تبیین می‌‌شود؛ به بیان دیگر ابتدا، زنجیره‌‌ای علّی بین دارایی‌های نامشهود و چسبندگی هزینه‌ها به وجود می‌آید و سپس زنجیرۀ علّیت دیگری بین چسبندگی هزینه‌ها و عملکرد مالی شرکت پدیدار می‌شود تا رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت به‌صورت غیر مستقیم توصیف شود.

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

پژوهش حاضر مدارک تجربی مناسبی در رابطه با تأثیر هم‌زمانی دارایی‌های نامشهود و چسبندگی هزینه‌ها در بورس اوراق بهادار تهران ارائه می‌‌کند و اهمیت آنها را در عملکرد مالی شرکت‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران نشان می‌دهد. فرضیه‌های پژوهش در دو بخش به‌صورت جداگانه به تفکیک سال و صنعت بررسی شد. در تحلیل سال به سال، به‌منظور صحت‌‌سنجی کلی مدل، نتایج ضریب تعیین در هر سال با یکدیگر بررسی شد. مدل در سال‌‌های 1393، 1392 و 1390 دارای بیشترین ضریب تعیین (به ترتیب 625/0، 437/0 و 275/0) است؛ درنتیجه مدل پژوهش در سال 1393 از قدرت بیشتری برخوردار است؛ همچنین با فرضیه‌های پژوهش نشان داده شد فرضیۀ اول تنها در سال 1389 معنادار است و به‌‌طور کلی، شرکتی که از دارایی‌های نامشهود بیشتری بهره می‌گیرد، به‌مراتب دارای عملکرد بهتری است؛ همچنین در بررسی فرضیه‌های پژوهش به تفکیک صنایع، نتایج آزمون فرضیۀ اول حاکی از آن است که ضرایب معناداری تمامی صنایع، به استثنای صنایع دارویی، شیمیایی و پلاستیکی که تأثیر آن کم است، بیشتر از 96/1 است؛ از این رو فرضیۀ اول به گونۀ کلی، در سطح معناداری 95 درصد تأیید شد. تأثیر دارایی‌های نامشهود بر عملکرد مالی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران در همۀ صنایع، ازجمله صنایع دارویی، شیمیایی و پلاستیکی، مثبت و صنعت خودرو، قطعات و ماشین‌آلات، نسبت به صنایع دیگر، دارای بیشترین تأثیر (03/4) است؛ از آنجا نتیجه گرفته می‌شود شرکتی که از دارایی‌های نامشهود بیشتری بهره می‌گیرد، به‌مراتب دارای عملکرد بهتری است. این نتایج با نظریۀ مبتنی‌‌بر منابع و نظریۀ هزینۀ معاملات مارتین[25] و همکاران (2010) سازگار و منطبق بر پژوهش‌های بولن[26] و همکاران (2005)، نمازی و ابراهیمی (1389)، نمازی و موسوی‌نژاد (1395)، نیک‌‌کار و همکاران (1397)، رایان و لوسیانو [27] (2017) و سی‌‌یو و کیم (2020) است. در بررسی فرضیۀ دوم به تفکیک سال، آزمون بررسی تأثیر دارایی‌های نامشهود بر چسبندگی هزینۀ شرکت‌های بورس اوراق بهادار تجزیه و تحلیل شد. نتایج نشان داد فرضیۀ دوم در تمام سال‌های بررسی‌‌شده به‌جز سال اول معنادار است؛ به عبارتی تأثیر دارایی‌های نامشهود روی چسبندگی هزینه‌های شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران مثبت است. نتایج آزمون فرضیۀ دوم به تفکیک صنایع حاکی از آن است که ضرایب معناداری تمامی صنایع، به استثنای صنایع دارویی، شیمیایی و پلاستیکی و صنایع مصالح ساختمانی که تأثیر آنها در مدل به ترتیب کم و بسیار کم است، بیشتر از 96/1 است؛ از این رو فرضیۀ دوم نیز، به گونۀ کلی، در سطح معناداری 95 درصد تأیید  شد و تأثیر دارایی‌های نامشهود روی چسبندگی هزینه‌های شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران در همۀ صنایع مثبت است و صنعت خودرو، قطعات و ماشین‌آلات نسبت به صنایع دیگر دارای بیشترین تأثیر (15/16) است. این نتایج با یافته‌های پژوهش‌های ونیریز[28] و همکاران (2015)، ژان[29] (2016)، یانگ[30] (2019) و خواجوی و همکاران (1396) که به اهمیت چسبندگی هزینه‌ها اشاره کرده‌اند، منطبق است و برای نخستین‌‌بار مدارک تجربی مثبتی درزمینۀ تئوری چسبندگی هزینه‌‌ها ( Anderson et al., 2003; Banker et al., 2011) و تأثیر دارایی‌‌های نامشهود بر چسبندگی هزینه‌‌ها نیز ارائه می‌‌کند. در بررسی فرضیۀ سوم پژوهش به تفکیک سال، نتایج آزمون این فرضیه در هر سال نشان می‌دهد در هیچ‌کدام از سال‌ها این فرضیه معنادار نیست؛ به‌‌ عبارتی چسبندگی هزینه‌ها بر عملکرد مالی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران تأثیرگذار نیست. با توجه به اینکه مدل در سال‌های متعددی آزمون شده است، چسبندگی هزینه در هر سال بر عملکرد شرکت‌ها تأثیرگذار نیست. در پژوهش‌هایی که بررسی تأثیر چسبندگی هزینه‌ها بر عملکرد مالی شرکت‌ها به‌صورت پانل دیتا آزمون شد، نتایج نشان‌‌دهندۀ تأثیرگذاری چسبندگی هزینه بر عملکرد است که با نتایج تأثیرگذاری چسبندگی هزینه در هر سال بر عملکرد شرکت‌ها مشابهت ندارد و نتایج آزمون فرضیۀ سوم به تفکیک صنایع نیز حاکی از آن است که ضرایب معناداری تمامی مسیرها، به استثنای صنایع کانی‌، که تأثیر آن بسیار کم است، بیشتر از 96/1 است؛ از این رو فرضیۀ سوم نیز، به گونۀ کلی، در سطح معناداری 95 درصد تأیید شد. این یافته منطبق با یافتۀ کنتسا و براهمانا[31] (2018) است؛ افزون بر این نتایج حاکی از آن است که تأثیر چسبندگی هزینه‌ها روی عملکرد مالی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران در همۀ صنایع، ازجمله صنایع کانی‌، منفی است و صنعت مصالح ساختمانی (کاشی، سرامیک، سیمان، آهک و گچ) نسبت به صنایع دیگر دارای بیشترین تأثیر (31/4) است. این فرضیه تأثیر منفی چسبندگی هزینه‌‌ها بر عملکرد مالی شرکت‌‌ها را نشان می‌دهد و تئوری چسبندگی هزینه‌‌ها ( Anderson et al., 2003; Banker et al., 2011) را در این زمینه نیز تأیید می‌کند. نتایج فرضیۀ چهارم به تفکیک سال، با توجه به اینکه مدل به‌صورت سال به سال آزمون شد، نشان داد متغیر میانجی چسبندگی هزینه‌‌ها بر رابطۀ دارایی‌‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌‌ها، دارای تأثیر معناداری نیست. به‌طور کلی، مدل‌ها در هر سال دارای نتایج متفاوتی هستند؛ همچنین اگر مدل به‌صورت کلی در قالب پانل دیتا آزمون شود، نتایج متفاوت‌تری به دست می‌آید و نتایج آزمون فرضیۀ چهارم به تفکیک صنایع نشان داد متغیر میانجی چسبندگی هزینه‌‌ها بر رابطۀ دارایی‌‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌‌ها، دارای تأثیر مهم و معناداری است و 83/59 درصد از اثر کل دارایی‌‌های نامشهود بر عملکرد مالی شرکت‌‌ها ازطریق غیر مستقیم و توسط متغیر چسبندگی هزینه‌ها تبیین می‌‌شود. این یافته منطبق با مجموع یافته‌های مطالعات مربوط به فرضیه‌های 2و 3 است.

اهمیت و تفاوت پژوهش حاضر با سایر پژوهش‌‌های ذکرشده در پیشینه این است که برای نخستین‌‌بار در ایران نقش واسطه‌‌ای چسبندگی هزینه‌‌ها روی دارایی‌‌های نامشهود و اهمیت این دارایی‌‌ها بر عملکرد مالی شرکت‌‌های بورس اوراق بهادار تهران را بررسی کرد و مدارک تجربی مربوط در این زمینه را نیز ارائه داد؛ همچنین با بسط نظریۀ دیدگاه مبتنی‌‌بر منابع، نشان داد افزون بر رابطۀ مستقیم و معنادار مثبتی که بین دارایی‌‌های نامشهود و عملکرد مالی شرکت‌‌های بورس اوراق بهادار تهران وجود دارد، رابطۀ غیر مستقیم معنادار مثبتی نیز ازطریق متغیر میانجی چسبندگی هزینه‌‌ها وجود دارد. این رابطه نشان می‌‌دهد چگونه دارایی‌‌های نامشهود ازطریق چسبندگی هزینه‌‌ها بر عملکرد مالی شرکت‌‌ها تأثیر می‌گذارد و به‌‌گونۀ کلی، نتایج این مطالعه اهمیت نوع صنعت را در رابطۀ بین دارایی‌‌های نامشهود و چسبندگی هزینه‌‌ها روی عملکرد مالی شرکت‌‌ها نشان می‌‌دهد. منظورکردن چسبندگی هزینه‌ها در این رابطه‌‌ها و فرضیه‌‌ها بدیع است و به گسترش ادبیات موجود درزمینۀ دارایی‌‌های نامشهود کمک می‌‌کند. مدیران مالی، حسابداران، سازمان‌‌های مسئول حسابداری و دانشگاهیان می‌‌توانند از این یافته‌‌ها استفاده کنند و اهمیت دارایی‌های نامشهود انسانی و سایر دارایی‌های نامشهود نیز مشخص می‌شود.

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش حاضر، پیشنهاد می‌‌شود شرکت‌‌ها به‌منظور بهره‌برداری بهتر از دارایی‌‌های خود و با توجه به فقدان استانداردی دربارۀ دارایی‌‌های نامشهود ثبت‌نشده، با افشای بیشتر و دقیق‌‌تر این دارایی‌‌ها در سایر گزارش‌‌های خود نظیر گزارش‌های فصلی یا مدیریتی، به استفاده‌‌کنندگان صورت‌‌های مالی و سایر ذی‌‌نفعان کمک کنند و در ثبت دارایی‌‌های نامشهود خود، ثبات رویه را نیز در نظر بگیرند. با توجه به اهمیت دارایی‌های نامشهود در عملکرد شرکت و در راستای یافته‌‌های فرضیۀ اول این پژوهش، شایسته است سازمان حسابرسی در استانداردهای حسابداری مربوط به دارایی‌های نامشهود (مانند استاندارد 17) نیز تجدیدنظر کند؛ افزون بر این با توجه به نتایج جدول 7، به سرمایه‌گذاران، حسابرسان، تحلیلگران و سایر ذی‌‌نفعان پیشنهاد می‌‌شود هنگام شناسایی عوامل مؤثر بر رفتار هزینه‌‌ها، افزون بر تصمیمات اقتصادی مدیران و انگیزه‌های شخصی آنان، به عواملی مانند معیارهای نسبت هزینۀ عملیاتی به فروش خالص، بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌‌رفته، هزینه‌‌های عمومی، اداری و فروش، هزینه‌‌های عملیاتی، نسبت گردش دارایی‌‌ها و تعامل بین فرصت‌‌های رشد شرکت نیز توجه کنند. با توجه به معناداربودن تأثیر دارایی‌‌های نامشهود روی چسبندگی هزینه‌‌ها (جدول 7 و رابطۀ 1 و 2)، به شرکت‌‌های بورس اوراق بهادار تهران توصیه می‌‌شود با ایجاد واحدهایی مجزا برای سنجش و مدیریت سرمایۀ فکری، ضمن افزایش به‌کارگیری نیروهای متخصص و کارآزموده، باعث بهبود عملکرد مالی خود نیز شوند. به پژوهشگران آینده پیشنهاد می‌شود موضوع این پژوهش را برای بررسی دقیق‌تر رفتار این هزینه‌ها به تفکیک هزینه‌های موجود در طبقۀ فروش، اداری و عمومی و بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌‌رفته و هزینه‌‌های عملیاتی بررسی کنند؛ افزون بر این برای اندازه‌‌گیری سرمایۀ فکری، به‌جای استفاده از ضریب ارزش افزودۀ فکری، از روش‌های دیگری مانند ارزیابی متوازن استفاده کنند.

در انجام پژوهش حاضر، محدودیت‌هایی نیز وجود داشت که ممکن است بر نتایج و یافته‌های پژوهش تأثیرگذار باشد: 1. پژوهش حاضر، با استفاده از داده‌‌های موجود 184 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انجام شده است. نبود داده‌های کامل دربارۀ برخی از دارایی‌های نامشهود ممکن است یکی از محدودیت‌های این مطالعه به شمار رود؛ 2. بسیاری از شرایط سیاسی، اقتصادی و اجتماعی (به‌ویژه شرایط فرهنگی، تحریمی و تورمی موجود در کشور و نبود الزام به تهیۀ صورت‌های مالی تعدیل‌شده براساس ارزش جاری یا ارزش منصفانه) بر یافته‌های پژوهش مؤثر و کنترل آثار آنها دشوار است؛ 3. در رویۀ شرکت‌‌ها دربارۀ اموال و دارایی‌‌های نامشهود ثبت‌شده ثبات وجود ندارد؛ با وجود این تلاش زیادی صورت گرفت تا روایی و پایایی پژوهش تا حد ممکن خدشه‌دار نشود.

 

[1] Knowledge-Based Economy

[2] Intangible Assets

[3] Cost Stickiness

[4] Venieris, Naoum & Vlismas

[5] Bollen, Vergauen and Schnieders

[6] Ben-Brahim and Ben-Arab

[7] Ching, Pang, Ken and Hui

[8] Ryan and Luciana

[9] Seo and Kim

[10] Anderson, Banker and Janakiraman

[11] Calleja, Steliaros and Thomas

[12] Baron and Kenny

[13] Venieris

[14] Subramaniam  and Waston

[15] Zhang

[16] Yang

[17] Anderson

[18] Kontesa and Brahmana

[19] PLS-SEM

[20] Sobel Test

[21] Variance Accounted For

[22] Contractor

[23] Codified

[24] (**(96/1<قدر مطلق T))

[25] Martin-de-castro

[26] Bollen

[27] Ryan and Luciana

[28] Venieris

[29] Zhang

[30] Yang

[31] Kontesa & Brahmana

  1. منابع فارسی

    خواجوی، شکراله.، قدیریان‌آرانی، محمدحسین.، و صادق‌زاده مهارلویی، محمد. (1396). سرمایۀ ساختاری و چسبندگی هزینه‌های فروش، اداری و عمومی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری، 4(14)، 59-76. 10.22055/JIAR.2017.22017.1122.

    داوری، علی. و رضازاده، آرش. (1393) . مدل‌‌سازی معادلات ساختاری با روش PLS. تهران: سازمان انتشارات جهاد دانشگاهی.

    رضایی، معصومه.، و رضایی، فرزین. (1395) . ارتباط بین چسبندگی هزینه و مسئولیت اجتماعی در شرکت‌های تولیدی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. حسابداری ارزشی و رفتاری، 1(2)، 163-191. 10.18869/acadpub.aapc.1.2.163.

    طالب نیا، قدراله.، و بداغی، حمید. (1397). بررسی رابطۀ دارایی نامشهود و عملکرد در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ پژوهش در حسابداری و علوم اقتصادی، 2(3)، 17-36.

    عباسی، ابراهیم.، و گلدی‌صدقی، امان. (1389). بررسی تأثیر کارایی عناصر سرمایۀ فکری بر عملکرد مالی شرکت‌ها در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 17(2)، 74-57.

    عسگرنژاد نوری، باقر.، و امکانی، پریسا. (1396). تأثیر مدیریت اثربخش ریسک در عملکرد مالی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران: نقش واسطه‌ای سرمایۀ فکری و اهرم مالی. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 5(2)، 93-11. 10.22108/AMF.2017.21575.

    محسنین، شهریار.، و اسفیدانی، محمدرحیم. (1393). معادلات ساختاری مبتنی بر رویکرد حداقل مربعات جزئی به کمک نرم‌افزار Smart-PLS آموزشی و کاربردی. تهران: مؤسسۀ کتاب مهربان نشر.

    محفوظی، غلامرضا.، ابوالحسنی، محمدتقی.، و رستمی، رضا. (1395). بررسی رفتار چسبندۀ بهای تمام‌شدۀ کالای فروخته‌شده در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ علمی پژوهشی حسابداری مدیریت، 9(30)، 19-1.

    نمازی، محمد.، و غلامی، رضا. (1395). الگوی جامع رتبه‌بندی شرکت‌ها با استفاده از اطلاعات حسابداری، ارزیابی متوازن و تکنیک پاپریکا. مجلۀ دانش حسابداری، 7(27)، 33-7. 10.22103/JAK.2017.1558.

    نمازی، محمد.، و موسوی نژاد، روح‌‌اله. (1395). بررسی رابطۀ بین دارایی‌های نامشهود و عملکرد مالی در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامۀ علمی پژوهشی دانش سرمایه‌گذاری، 5(20)، 262-243.

    نمازی، محمد.، و نمازی، نوید. (1395). رتبه‌بندی شرکت‌ها براساس سنجه‌های ارزیابی عملکرد با استفاده از تکنیک چندشاخصۀ TOPSIS و مقایسۀ معیارهای ارزیابی. پژوهش‌های حسابداری مالی، 8(2)، 64-39. 10.22108/FAR.2016.20849.

    نمازی، محمد.، غفاری، محمدجواد.، و فریدونی، مرضیه. (1391). تحلیل بنیادی رفتار چسبنده‌ی هزینه‌ها و بهای تمام‌شده با تأکید بر دامنۀ تغییرات در بورس اوراق بهادار تهران. پیشرفت‌های حسابداری، 4(2)، 177-151. 10.22099/JAA.2012.1663.

    نمازی، محمد.، و دوانی پور، ایرج. (1389). بررسی تجربی رفتار چسبندگی هزینه‌ها در بورس اوراق بهادر تهران. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 17(4)، 186-85.

    نمازی، محمد.، و ابراهیمی، شهلا. (1388). بررسی تأثیر سرمایۀ فکری بر عملکرد مالی جاری و آیندۀ شرکت‌‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. تحقیقات حسابداری، 1(4)، 25-4. 10.22034/IAAR.2009.105174.

    نوروزی چشمه علی، الهام.، روشن، سیدعلیقلی.، و وفادار، میلاد. (1396). تحلیل اثر سرمایۀ فکری بر عملکرد سازمانی با نقش میانجی مدیریت دانش در شرکت پایانه‌‌های نفتی ایران. فصلنامۀ آموزش و توسعۀ منابع انسانی، 4(13)، 95-119.

    نیکبخت، محمدرضا.، و پورباقریان، علیرضا. (1399). ارائۀ مدل چسبندگی هزینه‌ها براساس سرمایۀ فکری. دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، 9(33)، 141- 156.

    نیک کار، جواد.، همت فر، محمد.، و اعصامی، مریم. (1397). تأثیر سرمایه‌گذاری در دارایی نامشهود در توضیح‌‌دهندگی تأثیر سلامت مالی و مشکلات نمایندگی در ارزش بازار شرکت. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6(1)، 11-28. 10.22108/AMF.2017.21170.

    یحیی زاده‌‌فر، محمود.، آقاجانی، حسنعلی.، و یحیی تبار، فاطمه. (1393). بررسی رابطۀ بین سرمایۀ فکری و عملکرد مالی شرکت‌‏‏های پذیرفته‌‏‏شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجلۀ تحقیقات مالی، 16(1)، 199-181. 10.22059/JFR.2014.51847.

     

    References

    Abasi, A. & Galdi, A. (2010). The influences survey of the intellectual capital elements efficiency on the firms financial performance in Tehran Stock Exchange. Journal of The Accounting and Auditing Review, 17(2), 57-74.

    Anderson, M. C., Banker, R. & Janakiraman, S. (2003). Are selling, general and administrative costs sticky? Journal of Accounting Research, 41(1), 47-63. DOI: 10.1111/1475-679X.00095.

    Anderson, S. W. & Landen, W. N. (2007). Understanding Cost Management: What Can We Learn from the Evidence on Sticky Cost? Working Paper, University of Melbourne. DOI: 10.2139/ssrn.975135.

    Andonova, V. & Ruiz-pava, G. (2016). The role of industry factors and intangible assets in company performance in Colombia. Journal of Business Research, 69(10), 4377-4384. DOI: 10.1016/j.jbusres.2016.03.060.

    Asgarnezhad Nouri, B. & Emkani, P. (2017). The effect of risk management on financial performance of the companies listed in Tehran Stock Exchange: The mediating role of intellectual capital and financial leverage. Asset Management & Financing, 5(2), 93-112. DOI: 10.22108/AMF.2017.21575.

    Balakrishnan, R. & Gruca, T. S. (2008). Cost stickiness and core competency: A note. Contemporary Accounting Research, 25(4), 993-1006. DOI: 10.1506/car.25.4.2.

    Banker, R., Byzalov, D. & Plehn-Dujowich, J. (2011). Sticky Cost Behavior: Theory an Evidence. Available at: http://astro.temple.edu. DOI: 10.2139/ssrn.1659493.

    Baron, R. M. & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychological research, Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173-1182. DOI: 10.1037//0022-3514.51.6.1173.

    Ben-Brahim, H. & Ben-Arab, M. (2011). The effect of intangible resources on the economic performance of the firm. Journal of Business Studies Quarterly, 3(1), 36-59.

    Bingham, C. B., Eisenhardt, K. M. & Furr, N. R. (2007). Small worlds, infinite possiblities? How social networks effect entrepreneurial team formation and search. Strategic Entrepreneurship Journal, 1(1), 147–165. DOI: 10.1002/sej.8.

    Birger, W. (1984). A resource-based view of the firm. Strategic Management Journal, 5(2), 171-180. https://doi.org/10.1002/smj.4250050207.

    Bollen, L., Vergauen, P. & Schnieders, S. (2005). Linking intellectual capital and intellectual property to company performance. Management Decision, 43(9), 1161-1185. https://doi.org/10.1108/00251740510626254.

    Bontis, N., Keow, W. C. & Richardson, S. (2000). Intellectual capital and business performance in Malaysian industries. Journal of Intellectual Capital, 1(1), 85-100. DOI: 10.1108/14691930010324188.

    Bontis, N., Dragonetti, N. C., Jacobsen, K. & roos, G. (1999). The knowledge tools available resources. European Management Journal, 17(4), 391-402. https://doi.org/10.1016/S0263-2373(99)00019-5.

    Bottaro, W., Castro, D. L. & Benetti, C. (2013). The impact of intangible assets in the market value of companies that compose the index of Brazilian Stock Exchange. Proceedings of 8th Annual London Business Research Conference Imperial Collage, London, UK, 8-9 July, 2013, ISBN: 978-1-922069-28-30.

    Calleja, K., Steliaros, M. & Thomas, D. (2006). A note on cost stickiness: Some international comparisons. Management Accounting Research, 17(2), 127-140. https://doi.org/10.1016/j.mar.2006.02.001.

    Chen, C. X., Lu, H. & Sougiannis, T. (2012). The agency problem, corporate governance, and asymmetrical behavior of selling, general, and administrative costs. Contemporary Accounting Research, 29(1), 252-282. https://doi.org/10.1111/j.1911-3846.2011.01094.x.

    Ching, W., Pang, T. L., Ken, H. & Hui, W. Ch. (2016). Do industry or firm effects drive performance in Taiwanese knowledge-intensive industries? Asia Pacific Management Review, 21(3), 170-179. https://doi.org/10.1016/j.apmrv.2016.05.001.

    Contractor, F. J. (2000). Valuing corporate knowledge and intangible assets: Some general principles. Knowledge and Process Management, 7(4), 242-255. DOI: 10.1002/1099-1441(200010/12)7:43.3.CO;2-T.

    Corona, C. (2009). Dynamic performance measurement with intangible assets. Review of Accounting Studies, 14(2-3), 314-348. https://ssrn.com/abstract=1310917.

    Davari, A. & Rezazadeh, A. (2014). Structural equation modeling with PLS method. Tehran: University Jihad Publishing Organization.

    De Wet, J. H. & Du Toit, E. (2007). Return on equity: a popular, but flawed measure of corporate financial performance. South African Journal of Business Management, 38(1), 59-69. DOI: 10.4102/sajbm.v38i1.578.

    Denicolai, S., Zucchella, A. & Strange, R. (2014). Knowledge assets and firm international performance. International Business Review, 23(1), 55-62. https://doi.org/10.1016/j.ibusrev.2013.08.004.

    Dolores, M., Ortega, J., Martinez, E. & Cegarra, J. G. (2017). Linking an unlearning context with firm performance through human capital. European Research on Management and Business Economics, 23(1), 16-22. https://doi.org/10.1016/j.iedeen.2016.07.001.

    Firer, S. S. & Williams, M. (2003). Intellectual capital and traditional measures of corporate performance. Journal of Intellectual Capital, 4(3), 348-360. https://doi.org/10.1108/14691930310487806.

    Gardberg, N. A. & Fombrun, C. J. (2006). Corporate citizenship: Creating intangible assets across institutional environments. Academy of Management Review, 31(2), 329-346. DOI: 10.5465/AMR.2006.20208684.

    Gitman, L. J. (1974). Estimating corporate liquidity requirements: A simplified approach. The Financial Reviews, 9(1), 79-88. https://doi.org/10.1111/j.1540-6288.1974.tb01453.x.

    Godfrey, J. & Ping Sh. K. (2001). The relevance to firm valuation of capitalising intangible assets in total and by category. Australian Accounting Review, 24(11), 39–48. https://doi.org/10.1111/j.1835-2561.2001.tb00186.x.

    Grimaldi, M. & Cricelli, L. (2009). Intangible asset contribution to company performance: The hierarchical assessment index. The Journal of Information and Knowledge Management Systems, 39(1), 40-54. https://doi.org/10.1108/03055720910962434.

    Iacobucci, D. & Duhachek, A. (2003). Advancing Alpha: Measuring Reliability with Confidence IACOBUCCI. Available at: https://www.semanticscholar.org/paper/Advancing-Alpha-%3A-Measuring-Reliability-With-Iacobucci-Duhachek/ee07ac6ca9f2f3dc34630fea4f7889855ac41891. https://doi.org/10.1207/S15327663JCP1304_14.

    Ittner, C. D. (2008). Does measuring intangibles for management purposes improve performance? A review of the evidence. Accounting and Business Research, 38(3), 261-272. DOI: 10.1080/00014788.2008.9663338.

    Khajavi, Sh., Ghadiriyan Arani, M. & Sadeghzadeh Maharluie, M. (2017). Structural capital and sticky behavior of selling, general & administrative expenses: Evidence from Tehran stock exchange. Journal of Iranian Accounting Review, 4(14), 59-76. DOI: 10.22055/JIAR.2017.22017.1122. (In Persian)

    Kontesa, M. & Brahmana, R. K. (2018). Cost stickiness effect on firm's performance: Insight from Malaysia. Asia-Pacific Management Accounting Journal, 13(1), 1-19. http://ir.uitm.edu.my/id/eprint/29646.

    Leewillen, W. G. & Badernet, S. G. (1997). On the measurement of Tobin’s Q. Journal of Financial Economics, 44(1), 77-122. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(96)00013-X.

    Lev, B. (2001). Intangibles: Management, Measurement, and Reporting. Washington, D.C.: Brookings Institution Press. Retrieved April 19, 2021, from http://www.jstor.org/stable/10.7864/j.ctvcj2rf2.

    Mahfoozi, Gh., Abolhasani, M. & Rostami, R. (2016). The study of the sticky behavior of cost of goods sold in companies listed on Tehran Stock Exchange. Journal of Management Accounting, 9(30), 1-19. (In Persian)

    Martin-de-castro, G., Delgado, M., Lopez, S. & Navas, L. (2011). Towards on intellectual capital based view of the firm. Journal of Business Ethics, 98(4), 649-662. https://www.jstor.org/stable/41476158.

    Melyk, L. Z. & Birita, A. (1974). Comprehensive liquidity index as a measures of corporate liquidity. Scientific and Behavioral Foundations of Decision Sciences. (Atlanta), 162-165. Available at: http://books. google. com.

    Mohsenin, Sh. & Esfidani, M. (2014). Structural equations based on the partial least squares approach using Smart-PLS software: Educational and practical. Tehran: Kind Book Publishing Institute. (In Persian)

    Molodchik, M., Fernandez, C. M. & Barajas, A. (2015). The firm size effects on performance due to intangible resources. Higher School of Economics Research, 18(3), 1-18. https://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2550215.

    Morris, C. (2014). An Empirical Investigation of the Impact of Human Capital Efficiency on the Financial and Market Performance of South African Listed Companies. (Master Thesis), The Stellenbosch University. [online]. Retrived from Digital Dissertations. [20 November 2011]. http://hdl.handle.net/10019.1/86549.

    Namazi, M. (2016). Time driven activity based costing: Theory, applications and limitations. Iranian Journal of Management Studies, 9(3), 457-482. DOI: 10.22059/IJMS.2016.57481.

    Namazi, M. & Gholami, R. (2016). Comprehensive ranking model of companies via accounting information, balanced scorecard and paprika technique. Journal of Accounting Knowledge, 7(27), 7-33. DOI: 10.22103/JAK.2017.1558. (In Persian)

    Namazi, M. & Namazi, N. R. (2016). Conceptual analysis of moderator and mediator variables in business research. Procedia Economics and Finance, (36), 540-554. DOI: 10.1016/S2212-5671(16)30064-8.

    Namazi, M. & Namazi, N. R. (2016). Ranking firms based on the performance evaluation criteria via multiple attribute topsis technique and comparing evaluation criteria (evidence from companies listed in Tehran Stock Exchange). Financial Accounting Researches, 8(2), 39-64. DOI: 10.22108/FAR.2016.20849. (In Persian)

    Namazi, M. & Mousavinejad, R. (2016). Investigating the relationship between intangible assets and financial performance of listed companies in Tehran Stock Exchange. Journal Management System, 5(20), 243-262. (In Persian)

    Namazi, M., Ghaffari, M. & Fereyduni, M. (2013). Fundamental analysis of costs and cost sticky behavior emphasizing scope changes in Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting Advances, 4(2), 177-151. DOI: 10.22099/JAA.2012.1663. (In Persian)

    Namazi, M. & Davanipour, A. (2010). Empirical evaluation of the sticky behavior of costs in the Tehran stock exchange market. Journal of Accounting and Auditing Review, 17(4), 85-186. (In Persian)

    Namazi, M. & Ebrahimi, Sh. (2009). The study of the effect of intellectual capital on current and future financial performance of Tehran Stock Exchange. Accounting Research, 1(4), 4-25. DOI: 10.22034/IAAR.2009.105174. (In Persian)

    Namazi, M. (1985). Theoretical development of principal-agent employment contract in accounting: The state of the art. Journal of Accounting Literature, 4(99), 113-163.

    Nikbakht, M. & Pourbagherian, A. (2020). A model for cost stickiness based on intellectual capital. Accounting Knowledge & Management Auditing, 33, 141-156. (In Persian)

    Nikkar, J., Hemat far, M. & Esami, M. (2018). The effect of investments in intangible assets in the explanatory impact of financial health and agency problems on the market value company's. Asset Management & Financing, 6(1), 11-28. DOI: 10.22108/AMF.2017.21170. (In Persian)

    Noreen, E. (1991). Conditions under which activity-based cost systems provide relevant costs. Journal of Managament Accounting Research, 3(4), 159-168. Corpus ID: 208899546.

    Noreen, E. & Sodestrom, N. (1997). The accuracy of proportional cost models: Evidence from hospital service departments. Review of Accounting Studies, 2(1), 89-114. https://doi.org/10.1023/A:1018325711417.

    Nowrouzi Cheshmeh, E., Rowshan, R. & Vafadar, V. (2017). Analysis of the impact of intellectual capital on organizational performance with the mediating role of knowledge management in Iranian Oil Terminals Company. Quarterly Journal of Training & Development of Human Resources, 4(13), 95-119. (In Persian)

    Rezaei, M. & Rezaei, F. (2017). Relationship between cost stickiness and social responsibility of manufacturing firms listed in the Tehran Stock Exchange. Iranian Journal of Value and Behavierol Accounting, 1(2), 163-191. DOI: 10.18869/acadpub.aapc.1.2.163.

    Ryan, H. P. & Luciana, T. (2017). Intangible capital and the investment- q relation. Journal of Financial Economics, 123(2), 251-272. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2016.03.011.

    Salamudin, N., Bakar, R., Ibrahim, M. K. & Hassan, F. (2010). Intangible assets valuation in the Malaysian capital market. Journal of Intellectual, 11(3), 391-405. https://doi.org/10.1108/14691931011064608.

    Seo, H. S. & Kim, Y. (2020). Intangible assets investment and firm's performance: Evidence from small and medium-sized enterprises in Korea. Journal of Business Economics and Management, 21(2), 421-445. DOI: 10.3846/jbem.2020.12022.

    Sobel, M. E. (1982). Asymptotic intervals for indirect effects in structural equations models. In S. Leinhart (Ed.). Sociological Methodology, San Francisco: Jossey-Bass. 290-312. https://doi.org/10.2307/270723.

    Stewart, T. (1997). Intellectual Capital: The New Wealth of Organizations. Available at: https://doi.org/10.1002/pfi.4140370713.

    St. Pierre, J. & Audet, J. (2011). Intangible asset and performance: Analysis on manufacturing SMES. Journal of Intellectual Capital, 12(2), 202-223. DOI: 10.1108/14691931111123395.

    Subramaniam, C. & Waston, M. (2016). Additional evidence on the sticky behavior of costs. Advances in Management Accounting. Available at: https://www.researchgate.net/publication/228301177_Additional_Evidence_on_the_Sticky_Behavior_of_Costs. https://doi.org/10.1108/S1474-787120150000026006.

    Subramaniam, C. & Weidenmier, M. (2003). Additional evidence on the sticky behaviour of costs. Working Paper, Texas Christian University, Available at SSRN: http://ssrn.com/id= 36994. DOI: 10.2139/ssrn.369941.

    Taleb Nia, G. & Bodaghi, H. (2019). Investigation of the relationship between intangible assets and performance in companies listed in Tehran Stock Exchange. Quarterly Journal of Research in Accounting and Economic Sciences, 3(2), 17-36. (In Persian)

    Venieris, G., Naoum, V. C. & Vlismas, O. (2015). Organisation capital and sticky behaviour of selling, generaland administrative expenses. Journal of Management Accounting Research, 26, 54–82. https://doi.org/10.1016/j.mar.2014.10.003.

    Verwaal, E. (2017). Global outsourcing, explorative innovation and firm financial performance: A knowledge-exchange based perspective. Journal of World Business, 52(1), 17–27. https://doi.org/10.1016/j.jwb.2016.10.004.

    Villalonga, B. (2004). Intangible resourees, Tobins Q, and sustainability of performance differences. Journal of Economic Behavior & Organization, 54(2), 205-230. https://doi.org/10.1016/j.jebo.2003.07.001.

    Weiss, D. (2010). Cost behavior and analysis earnings forecasts. The Accounting Review, 85(4), 1441-1471. https://doi.org/10.2308/accr.2010.85.4.1441.

    1. Qiu, D. (2009). Relationships between Firms Intangible Assets and Their Financial Performance. (Ph.D. Dissertation), the Capella University. [Online]. Retrieved from proquest digital dissertations database (AAT 3373472). [20 November 2011].

    Yahyazadehfar, M., Aghajani, H. & Yahyatabar, F. (2014). Investigation of the relationship between intellectual capital and companies' performance in Tehran stock exchange. Financial Research Journal, 1(16), 181-199. DOI: 10.22059/JFR.2014.51847. (In Persian)

    Yang, Y. (2019). Do accruals earnings management constraints and intellectual capital efficiency trigger asymmetric cost behaviour? Evidence from Australia. Australian Accounting Review, 29(1), 177-192. https://doi.org/10.1111/auar.12250.

    Zeghal, D. & Maaloul, A. (2010). Analyzing value added as an indicator of intellectual capital and its consequences on company performance. Journal of Intellectual Capital, 11(1), 39-60. https://doi.org/10.1108/14691931011013325.

    Zhang, Q. (2016). A study on the labor cost of Chinese listed companies. Modern Economy, 7(2), 164-172. http://dx.doi.org/10.4236/me.2016.72018.