نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار، گروه حسابداری، دانشگاه پیام نور، تهران، ایران
2 کارشناسی ارشد، گروه حسابداری، دانشگاه پیام نور، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The importance of the uncertainty of economic policies and its role in financial decisions and companies in today's complex world is evident more than ever. On the other hand, credit transactions are one of the most important sources of short-term financing for companies, which play an effective role in managers’ decisions and determining a firm value. Emphasizing the moderating role of credit transactions, in this study, the effect of economic policy uncertainty on credit transactions and firm value has been investigated. The data of the research were gathered from 170 companies in the Tehran Stock Exchange during the period of 2011 to 2022. Regression analysis was used to analyze the data and test the hypotheses. The results show that the uncertainty of economic policies has a significant positive relationship with the payment period, the difference between the collection and payment period, and the firm value. However, it has no significant relationship with a company’s collection period. On the other hand, the collection period and the payment period moderate the relationship between the uncertainty of economic policies and the firm value, and the difference between the collection and payment periods does not have a moderating role in this relationship. By examining the moderating role of credit transactions in the relationship between economic policy uncertainty and firm value in Iran’s emerging economy, this study can contribute to the expansion of the literature in this field.
Keywords: Economic Policy Uncertainty, Company Credit Transactions, Firm value, Financing.
Introduction
The uncertainty of the economic policy affects the micro aspects at the company level, the financial markets, and the behavior of companies (Huayu et al., 2021). It increases information asymmetry between internal managers and external users (Shen et al., 2021). Studies have shown that the uncertainty of economic policies has had a negative effect on the financing and investment of companies (Hussain et al., 2023), but there are few studies about its relationship with credit transactions of companies. Theoretically, the effect of economic policy uncertainty on credit transactions may lead to two opposite effects. On the one hand, suppliers bear the risk that their customers will not repay their debts in the future, which is exacerbated by increasing economic policy uncertainty. Thus, companies are reluctant to offer credit deals, which is a negative effect. On the other hand, companies may consider credit transactions as a shield to maintain a long-term relationship in times of economic policy uncertainty, which is a positive effect (Liu and Dong, 2020). This study investigates the effect of economic policy uncertainty on firm value. It also deals with the moderating role of credit transactions in the relationship between the uncertainty of economic policy and the firm value. Considering the few studies in this field, and the lack of investigation of this issue in domestic research, it can help the development of research literature in this field.
Materials and Methods
The sample of this study includes 170 companies in the Tehran Stock Exchange over 12 years. To test hypotheses and analyze research data, regression analysis was used using Stata14 and SPSS16 software. To gather the data, the Tehran Stock Exchange library, Codal website (https://www.codal.ir) and Tehran Securities Exchange Technology Management Company (https://www.tsetmc.com)were used. To calculate the uncertainty of the economic policy, the central bank website (https://www.cbi.ir) was used.
Findings
This study investigated the effect of uncertainty of economic policies on credit transactions and firm value with an emphasis on the moderating role of credit transactions in the period of 2011-2022. Credit transactions include the collection period, payment period, and the difference between the collection and payment period. The results showed that economic policy uncertainty has no significant relationship with a company’s collection period, but it has a significant positive relationship with a company’s payment period and the difference between the collection and payment periods. Another result of the study is that economic policy uncertainty has a significant negative relationship with firm value. In addition, the collection period of a company as well as the payment period moderates the relationship between the uncertainty of economic policies and the firm value of, but the difference in the period of collection and payment does not moderate the relationship between the uncertainty of economic policies and the firm value.
Discussion and Conclusion
The results based on the positive and significant relationship between the uncertainty of economic policies and the payment period indicates that managers act conservatively in economic uncertainty situations and try to reduce and control the risk of bankruptcy and uncertainty and make payments in a longer time. Another finding is that economic uncertainty has a significant negative relationship with firm value and shows that it is in accordance with the theory of information asymmetry. Regarding the moderating role of credit transactions on the relationship between economic uncertainty and firm value, the results show that in the period of high economic policy uncertainty, with the increase in the debt collection period, the firm value increases, and in time of uncertainty, the manager tries to revise the collection period of a company and act more reasonably, and the collection period of a company is meaningful considering the policies of economic uncertainty. The study also shows that during a period of high economic policy uncertainty, the firm value increases with an increase in the payment period. In periods when a company operates in a situation with high uncertainty in economic policies, this situation has a negative effect on the firm value, and when the factor of lengthening the payment period enters into the relationship between the two variables, it moderates this relationship. That is, in times of high uncertainty, increasing the payment period increases the firm value.
کلیدواژهها [English]
مقدمه
درحالحاضر، عدم قطعیت به نگرانی بزرگی برای اقتصاددانان و سیاستگذاران تبدیل شده است (Al-Thaqeb & Algharabali, 2019)، بهخصوص اثرات اقتصادی آن از زمان بحران مالی اخیر جهانی توجه زیادی را به خود جلب کرده است (Sharif et al., 2020). در سالهای اخیر، رویدادهای متعددی رخ داده که دولتها را به تغییر سیاستهای مالی، اقتصادی و نظارتی مجبور کرده است (Tang et al., 2021; Shen et al., 2021; Al-Thaqeb & Algharabali, 2019). این اصلاحات اقتصادی و مالی و تعدیلهای ساختاری در سیستم اقتصادی، به نااطمینانی جهتگیری دولتها در آینده منجر شده و بر محیط اقتصادی و تجاری تأثیر منفی گذاشته است (Shabir et al., 2021). عدم قطعیت سیاست اقتصادی نهتنها بر اقتصاد کلان، بلکه بر جنبههای خرد در سطح شرکت (Huayu et al., 2021) و بر بازارهای مالی و رفتار شرکتها تأثیر میگذارد (Huayu et al., 2021; Gulen & Ion, 2016). اثر نااطمینانی سیاستهای اقتصادی موضوع پژوهشهای متعددی بوده است(Tzika & Pantelidis, 2024)، مانند اثر آن بر سرمایهگذاری(Gulen & Ion, 2016) ، نقدینگی (Duong et al., 2020)، اجتناب مالیاتی (Shen et al., 2021)، سیاست سود سهام (Buchanan et al., 2017) و ریسکپذیری شرکت (Zhang et al., 2021). هنگامیکه نااطمینانی سیاست اقتصادی افزایش یابد، میتواند به نوسانات و ابهام اطلاعات خارجی منجر شود. پژوهشهای موجود نشان داده است که عدم قطعیت دربارۀ سیاست اقتصادی باعث افزایش عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران داخلی و استفادهکنندگان خارجی میشود .(Shen et al., 2021)
شرکتها برای ادامۀ فعالیت خود و افزایش ثروت سهامدارن به منابع مالی نیاز دارند و نوع راهبرد شرکتها برای تأمین مالی از مهمترین تصمیمات شرکت است (Taheri, 2023). معاملات اعتباری یک منبع مهم تأمین مالی خارجی کوتاهمدت برای شرکت به حساب میآید (Jory et al., 2020). دیملو و توسکانو نشان دادند که حسابهای پرداختنی بیش از 10 درصد و حسابهای دریافتنی حدود 16 درصد از کل داراییهای شرکت را در بر دارند (D'Mello & Toscano, 2020). پژوهشهای گذشته نشان داده است که بهبود معاملات اعتباری عملکرد عملیاتی، مالی و ارزش شرکتها و بازده سهام و رقابت را افزایش میدهد. ازطرفِ دیگر، عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش میدهد و به رشد صنعت کمک میکند .(D'Mello & Toscano, 2020) پژوهشهای گوناگونی نشان دادهاند که موضوع عدم تقارن اطلاعاتی در معاملات اعتباری شرکتهای خریدار و فروشنده به دلایل گوناگونی مهم است. ازلحاظِ مالی، شرکتهایی که دسترسی کمتری به تأمین مالی خارجی دارند و شرکتهای با رشد سریع، وابستگی بسیاری به معاملات اعتباری دارند (Ferrando & Mulier, 2013). ازنظرِ راهبردی، داشتن معاملات اعتباری موجب افزایش موقعیت رقابتی فروشنده در بازار میشود (Ng et al., 1999). باتوجهبه اینکه معاملات اعتباری خریداران و فروشندگان در زنجیرۀ تأمین به هم مربوط است، شوکی که باعث تغییر در سیاست معاملات اعتباری شرکتها میشود، ممکن است در سراسر زنجیرۀ تأمین اثر گستردهای داشته باشد (Jory et al., 2020).
پژوهشهای گذشته نشان داده که نااطمینانی سیاستهای اقتصادی بر تأمین مالی و سرمایهگذاری شرکتها تأثیر منفی داشته است (Hussain et al., 2023)؛ اما دربارۀ ارتباط آن با معاملات اعتباری شرکتها، اطلاعات و پژوهشهای بسیار کمی وجود دارد. نااطمینانی سیاستهای اقتصادی موجب تشدید محدودیتهای مالی شرکت با کاهش بازده داراییها میشود و درعینحال هزینۀ تأمین مالی خارجی را افزایش میدهد (Phan et al., 2018). فان و همکاران استدلال میکنند که نااطمینانی سیاستهای اقتصادی به بیثباتی جریانهای نقدی آتی شرکتها منجر میشود و شرکتها را وادار میکند که برای محافظت دربرابرِ شوکهای مالی و حفظ عملیات مستمر خود وجه نقد ذخیره کنند (Phan et al., 2018). گولن و یون و بونایم و همکاران بیان کردند که شرکتها در هنگام نااطمینانی سیاستهای اقتصادی، سرمایهگذاریها را به تأخیر میاندازند (Gulen & Ion, 2016; Bonaime et al., 2018). نااطمینانی سیاستهای اقتصادی ممکن است به دلایل گوناگونی بر معاملات اعتباری اثرگذار باشد. این دلایل ممکن است شامل اجتناب تولید بیش از حد شرکت، احتمال برگشت از فروش و لغو سفارش بیشتر، کاهش عرضه و تقاضای محصولات و درنهایت نیاز به افزایش نقدینگی شرکت باشد. علاوهبرآن، افزایش استفادۀ شرکتها در این دوران از وامهای بانکی برای تأمین اعتبارات معوق، افزایش هزینههای استقراض(Xu, 2020) ، کاهش سررسید بدهیها (Tran & Phan, 2022) و مواجهۀ شرکت با کمبود نقدینگی حتی برای مؤسسات مالی (Matousek et al., 2020)از موارد دیگری است که شرکتها با آن روبهرو میشوند. ازلحاظِ نظری، تأثیر نااطمینانی سیاستهای اقتصادی بر معاملات اعتباری ممکن است به دو اثر متضاد منجر شود. از یک سو، تأمینکنندگان این ریسک را متحمل میشوند که مشتریان آنها بدهیشان را در آینده بازپرداخت نکنند. با افزایش نااطمینانی سیاست اقتصادی این ریسک تشدید میشود؛ بنابراین شرکتها تمایلی به ارائۀ معاملات اعتباری ندارند که یک اثر منفی است. ازسویِ دیگر، شرکتها ممکن است معاملات اعتباری را سپری برای حفظ یک رابطۀ طولانیمدت در زمان نااطمینانی سیاست اقتصادی درنظر بگیرند که یک اثر مثبت است. اثر خالص نااطمینانی سیاست اقتصادی بر معاملات اعتباری بستگی به این دارد که کدام اثر غالب باشد .(Liu & Dong, 2020)
موضوع دیگر این پژوهش بررسی اثر نااطمینانی سیاستهای اقتصادی بر ارزش شرکت است. پژوهشها نشان داده است که نااطمینانی زیاد سیاست اقتصادی ممکن است به کاهش سرمایهگذاری، کاهش اعتماد مصرفکننده، افزایش نوسانات بازار(Hussain et al., 2023) و مختلشدن ثبات مالی منجر شود (Si et al., 2024)؛ بنابراین، بررسی تأثیر نااطمینانی سیاست اقتصادی بر ارزش شرکت ضروری است. چنین بررسیای برای درک این است که مشخص شود این نااطمینانی چگونه بر تصمیمگیری شرکتها و درنهایت ارزش آنها تأثیر میگذارد (Hussain et al., 2023).
پژوهشها دربارۀ نااطمینانی سیاستهای اقتصادی در درجۀ اول براساسِ اقتصادهای توسعهیافته، بهویژه اقتصاد ایالات متحده است و شواهد تجربی از اقتصادهای نوظهور کمیاب است (Chi & Li, 2017). ازسویِ دیگر، یکی از چالشهای اساسی اقتصاد ایران وجود نااطمینانی است (Safi Dastjerdi et al., 2021). بنابراین، بررسی موضوع نایاب نااطمینانی سیاستهای اقتصادی بر معاملات اعتباری و ارزش شرکت در محیط اقتصاد نوظهور ایران به توجه بیشتری نیاز دارد؛ زیرا این موضوع در ایران شرایط خاصی دارد و با انواع ریسکها و شرایط تحریمی مواجه است. همچنین، نگارندگان در این پژوهش به نقش تعدیلی معاملات اعتباری در ارتباط بین نااطمینانی سیاست اقتصادی و ارزش شرکت نیز توجه دارند. باتوجهبه پژوهشهای خارجی اندک در این زمینه و بررسینکردن این موضوع در پژوهشهای داخلی، بررسی آن میتواند به توسعۀ ادبیات پژوهش در این زمینه کمک کند.
مبانی نظری
پژوهشهای محدود ولی رو بهرشدی تأثیر نااطمینانی سیاست اقتصادی بر بازار سهام و تصمیمگیریهای شرکت را بررسی کردهاند(Al-Thaqeb & Algharabali, 2019) . برخی پژوهشگران نشان دادهاند که نااطمینانی سیاست اقتصادی بر بازده بازار سهام تأثیر منفی(Chen et al., 2017) ، بر سرمایهگذاری شرکت تأثیر منفی (Wang et al., 2014) و با نگهداشت وجه نقد همبستگی مثبت (Demir & Ersan, 2017) دارد و زمانیکه شرکتها با نااطمینانی سیاست اقتصادی بالا مواجه میشوند، تمایل بیشتری به کاهش نسبت بدهی خود دارند (Zhang et al., 2015). نااطمینانی زیاد سیاست اقتصادی ممکن است به کاهش توانایی تأمین مالی خارجی شرکت و افزایش هزینههای تأمین مالی منجر شود .(Huayu et al., 2021; Demonier et al., 2015) پژوهشها نشان میدهد که نااطمینانی زیاد سیاست اقتصادی به افزایش ریسک شرکت منجر میشود؛ بنابراین، شرکتها محافظهکارانهتر عمل میکنند و سرمایهگذاری در تولید و اشتغال را کاهش میدهند (Al-Thaqeb & Algharabali, 2019). همچنین، براساسِ ریسکگریزی و انگیزۀ پیشگیرانه اقداماتی را برای مقابله با این نااطمینانی انجام میدهند که ممکن است با افزایش نگهداشت وجه نقد (Demir & Ersan, 2017 (Al-Thaqeb & Algharabali, 2019;، کاهش فعالیتهای سرمایهگذاری با ریسک بالا یا کاهش پرداخت سود نقدی همراه باشد (Huayu et al., 2021). بنابراین، نااطمینانی تأثیرات مختلفی بر اقدامات مدیریت و تصمیمات مالی در بخشهای گوناگون شرکت دارد. همچنین، در زمان نااطمینانی زیاد سیاست اقتصادی مدیریت ممکن است بهدلیلِ شرایط بازار مالی به محافظهکاری بیشتری روی آورد (Al-Thaqeb & Algharabali, 2019) .
نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و معاملات اعتباری
درطولِ دورههای عدم قطعیت بالا، مانند رکود اقتصادی، تقاضا برای محصولات شرکت ممکن است کاهش یا نوسان داشته باشد. امری استدلال میکند که شرکتها میتوانند با ایجاد اصلاحات عملیاتی، تغییر قیمت یا سطح تولید و ایجاد معاملات اعتباری به نوسانات تقاضا پاسخ دهند (Emery, 1984). بهعبارت دیگر، با افزایش معاملات اعتباری شرکتها میتوانند بهطور مؤثر انحراف در تقاضا برای محصولات را به میزان موجودی حسابهای دریافتنی تغییر دهند (Jory et al., 2020). این استدلال نشان میدهد که شرکت تأمینکننده باید زمان یا حجم معاملات اعتباری یا هر دو را در دورههای عدم قطعیت اقتصادی افزایش دهد؛ زیرا کاهش معاملات اعتباری میتواند موجب تشدید رکود شود و مشتریان را از شرکت دور کند. چوی و کیم نشان دادند که هم حسابهای پرداختنی و هم حسابهای دریافتنی در طی دورههای شوک مالی کلان افزایش مییابد (Choi & Kim, 2005). آکتاس و همکاران به این نتیجه رسیدند که شرکتها ترجیح میدهند از معاملات اعتباریای استفاده کنند که فروشندگان به آنها میدهند، حتی اگر هزینۀ پرداختیها بیشتر از سایر منابع تأمین مالی مانند اعتبار بانکی باشد (Aktas et al., 2012).
سیاستهای انقباضی پولی از رویدادهای کلانی است که میتواند بر معاملات اعتباری شرکتها اثر بگذارد. دو پیشبینی متضاد دربارۀ این تأثیر وجود دارد؛ از یک طرف، با سختترشدن سیاستهای پولی، هزینۀ وامگیری افزایش مییابد، معاملات اعتباری را به گزینۀ تأمین مالی جذابتری برای وامگیرندگان تبدیل میکند و شرکتهای دارای امنیت مالی اعتبار بیشتری به مشتریان خود ارائه میدهند. ازطرفِ دیگر، درطولِ دورههای سیاستهای پولی سختتر، شرکتها بهویژه شرکتهای درمانده مالی ممکن است با افزایش نگرانیها دربارۀ فشارهای مالی مضاعف ناچار شوند معاملات اعتباری خود را کم کنند. علاوه برآن، با افزایش هزینۀ استقراض، ممکن است انگیزهای برای شرکتها وجود داشته باشد تا با کاهش میزان اعتبار ارائهشده داراییهای نقدی خود را افزایش دهند (D'Mello & Toscano, 2020).
وو و همکاران هماهنگ با جوری و همکاران و دیملو و توسکانو (Vo et al., 2022; Jory et al., 2020; D'Mello & Toscano, 2020) به این یافته رسیدند که رابطۀ منفی قویای بین عدم قطعیت اقتصادی و معاملات اعتباری وجود دارد که نشان میدهد شرکتهای مدنظر در این پژوهشها در طی دورۀ عدم قطعیت زیاد اقتصادی بهدلیلِ انگیزه احتیاطی، ریسکگریز هستند و احتمال بیشتری دارد وجه نقد ذخیره کنند(Phan et al., 2019) و احتمال کمتری دارد که معاملات اعتباری خود را گسترش دهند. لیو و دانگ دریافتند که بین عدم قطعیت سیاست اقتصادی و اعتبار تجاری رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد و در شرکتهای واقع در مناطق جغرافیایی با سطح اعتماد اجتماعی بالاتر این رابطه ضعیفتر است و اثر عدم قطعیت سیاست اقتصادی و اعتماد اجتماعی برای شرکتهایی مهمتر است که در صنایع با محدودیتهای مالی بیشتری قرار دارند (Liu & Dong, 2020). دیملو و توسکانو نشان دادند که تأثیر عدم قطعیت بر سیاستهای اعتبار تجاری بهطورِ کوتاهمدت و بلندمدت است و رقابتپذیری صنعت تأثیر عدم قطعیت سیاست اقتصادی بر معاملات اعتباری را تعدیل میکند (D'Mello & Toscano, 2020). متینفرد و چهارمحالی (2022) نشان دادند که بین عدم قطعیت اقتصادی و سطح نگهداشت وجه نقد رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد. ازآنجاکه نتیجۀ مطالعات تأثیر عدم قطعیت اقتصادی بر معاملات اعتباری شرکتها قطعی نبوده است و نیاز به پژوهشهای بیشتری دارد (Jory et al., 2020)، بنابراین، در این پژوهش فرضیههای اول، دوم و سوم بهصورتِ زیر مطرح میشود:
فرضیۀ 1: نااطمینانی سیاستهای اقتصادی با دورۀ وصول شرکت ارتباط معناداری دارد.
فرضیۀ 2: نااطمینانی سیاستهای اقتصادی با دورۀ پرداخت شرکت ارتباط معناداری دارد.
فرضیۀ 3: نااطمینانی سیاستهای اقتصادی با تفاوت دورۀ وصول و پرداخت شرکت ارتباط معناداری دارد.
نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و ارزش شرکت
نااطمینانی سرمایهگذاران دربارۀ ارزش شرکت، موضوع ویژهای برای بسیاری از سرمایهگذاران و فعالیتهای مدیریتی است (Nagar et al., 2019) و توجه زیادی به آن شده است (Hussain et al., 2023). طبق نظریۀ عدم تقارن اطلاعاتی، افزایش نااطمینانی سیاست اقتصادی و ابهام ناشی از آن میتواند بر ارزش شرکت تأثیر منفی بگذارد (Ahsan & Qureshi, 2021) و به عدم تقارن اطلاعاتی بالاتر بین فعالان بازار ازجمله سرمایهگذاران و شرکتها منجر شود. به همین ترتیب، میتواند هزینۀ سرمایه را افزایش دهد و بر جریان نقدی شرکت، تصمیمات سرمایهگذاری و سودآوری آتی اثرگذار باشد(Ajay & Ingole, 2023) . آجای و اینگل بین عدم قطعیت سیاست اقتصادی و ارزش شرکت رابطۀ منفی معناداری را یافتند (Ajay & Ingole, 2023). وو و همکاران به این نتیجه رسیدند که کاهش مطالبات تجاری درطولِ دورههای عدم قطعیت زیاد سیاست اقتصادی، ارزش شرکتها بهخصوص شرکتهای کوچک را افزایش میدهد (Vo et al., 2022). محمدی و همکاران (2020) نشان دادند که متغیرهای کلان اقتصادی ضرایب نرخ بهره، نرخ تورم و نرخ تغییرات قیمت نفت بر هزینۀ سرمایۀ شرکت اثر مثبت و معنادار دارند. گسو به این نتیجه رسیدکه عدم قطعیت سیاست اقتصادی دولت موجب نوآوری کمتر آنها و افزایش هزینۀ سرمایۀ شرکتها منجر میشود (Xu, 2020). هدایتپور و همکاران (2022) اثر بیثباتی اقتصادی بر بازار سهام ایران را با نقش شاخص نااطمینانی سیاستهای اقتصادی بررسی کردند. یافتۀ آنها نشاندهندۀ اثر منفی و معنادار نااطمینانی سیاستهای اقتصادی بر بازار سهام ایران بود؛ بنابراین، طبق مطالب ذکرشده، فرضیۀ چهارم پژوهش بهشرحِ زیر است:
فرضیۀ 4: نااطمینانی سیاستهای اقتصادی با ارزش شرکت ارتباط منفی معناداری دارد.
نقش تعدیلی معاملات اعتباری بر نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و ارزش شرکت
معاملات اعتباری مبادلۀ بین منافع و هزینهها است که میتواند بر سودآوری و درنتیجه ارزش شرکت اثرگذار باشد. براساسِ دیدگاه سود، پرداخت معوق میتواند نشانهای از کیفیت محصول باشد (Lee & Stowe, 1993)؛ بنابراین، عدم تقارن اطلاعات و خطر اخلاقی بین خریداران و فروشندگان را کاهش میدهد (Smith, 1987). طولانیشدن مطالبات از مشتریان میتواند باعث افزایش تقاضا و وفاداری آنها شود.(Vo et al., 2022) کستنز و همکاران دریافتند که شرکتهای دارای معاملات اعتباری سخاوتمندانه نسبتبه شرکتهای سختگیر کمتر تحت تأثیر بحران مالی قرار میگیرند (Kestens et al., 2012). مزایای معاملات اعتباری شامل انگیزۀ راهبردی، انگیزۀ عملیاتی ناشی از صرفهجویی در هزینه و انعطافپذیری و انگیزۀ مالی است که باعث افزایش سودآوری و ارزش شرکت میشود. ازسویِ دیگر، طبق دیدگاه هزینه، شرکتهایی که به مشتریان اعتبار میدهند، بیشتر در سرمایۀ در گردش سرمایهگذاری میکنند، هزینههای نظارت چشمگیری را متحمل میشوند و بیشتر در معرض ریسکهای ورشکستگی مشتریان قرار دارند که بهاحتمالِ زیاد نقدینگی و سودآوری آنها را کاهش میدهد( 2013 (MartínezSola et al.,. هنگامیکه نااطمینانی اقتصادی افزایش مییابد، تمام این هزینهها تشدید و به کاهش ارزش شرکت منجر میشود(Vo et al., 2022) . باتوجهبه توضیحات ارائه شده، فرضیههای پنجم، ششم و هفتم بهصورتِ زیر ارائه میشود:
فرضیۀ 5: دورۀ وصول شرکت رابطۀ بین نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و ارزش شرکت را بهطور معناداری تعدیل میکند.
فرضیۀ 6: دورۀ پرداخت شرکت رابطۀ بین نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و ارزش شرکت را بهطور معناداری تعدیل میکند.
فرضیۀ 7: تفاوت دورۀ وصول و پرداخت شرکت رابطۀ بین نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و ارزش شرکت را بهطور معناداری تعدیل میکند.
روش پژوهش
نمونه آماری این پژوهش شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران است که ویژگیهای زیر را دارند: شرکت مدنظر از سال 1389 الی1400 در بورس پذیرفته شده باشد؛ سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفند باشد؛ دادههای موردنیاز برای پژوهش برای شرکتها در دسترس و کامل باشد؛ شرکتها در گروه مالی و بانکی نباشند (بهدلیلِ ماهیت متفاوت عملیات و ساختار این گروه با سایر شرکتها). درنهایت، تعداد نمونۀ بررسیشده به 170 شرکت طی 12 سال رسید. بهعبارت دیگر، تعداد 2040 سال ـ شرکت بررسی شده است. تجزیهوتحلیل دادههای پژوهش با استفاده از نرمافزارStata14 و SPSS16 و آزمون فرضیهها با تحلیل رگرسیون انجام شد. برای جمعآوری دادهها با مراجعه به کتابخانۀ سازمان بورس اوراق بهادار تهران، سایت کدالhttps://www.codal.ir و سایت https://www.tsetmc.com از اطلاعات مالی صورتهای مالی شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شد. برای محاسبۀ متغیر نااطمینانی سیاست اقتصادی نیز از سایت بانک مرکزی https://www.cbi.ir استفاده شد.
مدل شمارۀ 1 برای آزمون فرضیههای یک، دو و سه استفاده شده است:
(1)
که در آن معاملات اعتباری شامل سه جزء دورۀ وصول مطالبات، دورۀ پرداخت و تفاوت دورۀ وصول و پرداخت شرکت است و نحوۀ اندازهگیری آن طبق پژوهش جوری و همکاران (2020) با استفاده از رابطۀ (1)، (2) و (3) به دست آمده است.
رابطۀ (1):
رابطۀ (2):
رابطۀ (3):
در مدل شمارۀ 1 نااطمینانی سیاستهای اقتصادی است که براساسِ پژوهش سالم دزفولی و همکاران (2019) برابر است با میانگین تغییرات نرخ تورم، بهره و درصد نوسان ارز طی هر سال. تغییرات نرخ تورم از تفاوت نرخ تورم سال جاری با سال قبل تقسیم بر نرخ تورم سال قبل، تغییرات نرخ بهره از تفاوت نرخ بهرۀ سال جاری با سال قبل تقسیم بر نرخ بهرۀ سال قبل و تغییرات نرخ ارز از تفاوت نرخ ارز سال جاری با سال قبل تقسیم بر نرخ ارز سال قبل اندازهگیری میشود. متغیرهای کنترلی همانند پژوهش جوری و همکاران (2020) محاسبه شده است و شامل این موارد است: Gross margrinit تفاوت فروش شرکت با بهای تمامشدۀ کالای فروشرفتۀ شرکت i در سال t، Sales/ asset فروش به داراییهای شرکت i در سال t، Shortdebt/asset بدهی کوتاهمدت به داراییهای شرکت i در سال t، Free collatera تفاوت دارایی ثابت و بدهی بلندمدت به کل داراییهای شرکت i در سال t، Cash/asset نسبت وجه نقد به کل داراییهای شرکت i در سال t، RSI هزینههای تحقیق و توسعه تقسیم بر داراییها بهجز حسابهای دریافتنی شرکت i در سال t، Interest هزینۀ بهره تقسیم بر داراییها بهجز حسابهای دریافتنی شرکت i در سال t، Earnings سود عملیاتی قبل از مالیات تقسیم بر داراییها بهجز حسابهای دریافتنی شرکت i در سال t، Dividend نسبت سود تقسیمی بر داراییها بهجز حسابهای دریافتنی شرکت i درسال t.
مدل شمارۀ 2 برای آزمون فرضیۀ چهارم استفاده شده است:
(2)
که در آن ارزش شرکت است که از تقسیم ارزش بازار شرکت i در سال t بر ارزش دفتری داراییهای شرکت منهای حسابهای دریافتنی تجاری شرکت i در سال t حاصل شده است(Jory et al., 2020) .
مدل شمارۀ 3 برای آزمون فرضیههای پنجم، ششم و هفتم استفاده شده است:
(3)
یافتهها
جدول (1) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان میدهد. آمارههای کمترین، بیشترین، میانگین، انحرافمعیار، چولگی و کشیدگی برای هر متغیر در این جدول ارائه شده است.
جدول (1). تحلیل توصیفی متغیرهای پژوهش
Table (1) Descriptive analysis of research variables
|
توصیف متغیر |
تعداد نمونه |
ماکسیمم |
مینیمم |
میانگین |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
|
|
متغیر مستقل |
||||||||
|
Epu |
نااطمینانی اقتصادی |
2040 |
39/1 |
09/0- |
23/0 |
13/0 |
36/2 |
74/7 |
|
متغیرهای وابسته |
||||||||
|
Rec_day |
لگاریتم دورۀ وصول |
2040 |
17/7 |
03/0 |
42/2 |
32/1 |
07/1 |
17/5 |
|
Pay_day |
لگاریتم دورۀ پرداخت |
2040 |
55/7 |
03/0 |
46/2 |
19/1 |
26/1 |
12/6 |
|
Net_day |
لگاریتم تفاوت دو دوره |
2040 |
46/2 |
42/4- |
037/0- |
72/0 |
96/0- |
10/10 |
|
Mb |
نسبت ارزش بازار به دفتری |
2040 |
01/10 |
13/2- |
72/0 |
73/0 |
85/1 |
83/15 |
|
متغیرهای کنترلی |
||||||||
|
Gross margrini |
حاشیۀ سود |
2040 |
84/1 |
93/1- |
30/0 |
36/0 |
98/0 |
63/7 |
|
Sales/ asset |
فروش به کل دارایی |
2040 |
56/2 |
006/0 |
56/0 |
26/0 |
48/0 |
64/5 |
|
Shortdebt/asset |
بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
2040 |
36/1 |
01/0 |
35/0 |
06/0 |
49/1 |
1/17 |
|
Free collater |
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
2040 |
97/0 |
41/0- |
26/0 |
19/0 |
25/0 |
32/3 |
|
Cash/asset |
وجه نقد به کل دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
2040 |
59/0 |
0001/0 |
04/0 |
05/0 |
46/3 |
32/2 |
|
RSI |
هزینۀ تحقیق و توسعه به کل دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
2040 |
45/0 |
00/0 |
01/0 |
02/0 |
01/8 |
33/11 |
|
Interest |
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز حسابهای دریافتنی |
2040 |
3/0 |
00/0 |
05/0 |
06/0 |
74/2 |
94/22 |
|
Earnings |
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
2040 |
16/1 |
45/0- |
10/0 |
18/0 |
38/3 |
88/18 |
|
Dividend |
سود تقسیمی بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
2040 |
58/0 |
00/0 |
07/0 |
11/0 |
81/3 |
53/24 |
|
متغیرهای تعدیلگر |
||||||||
|
Rec_day |
لگاریتم دورۀ وصول |
2040 |
17/7 |
03/0 |
42/2 |
32/1 |
07/1 |
17/5 |
|
Pay_day |
لگاریتم دورۀ پرداخت |
2040 |
55/7 |
03/0 |
46/2 |
19/1 |
26/1 |
12/6 |
|
Net_day |
لگاریتم تفاوت دو دوره |
2040 |
46/2 |
42/4- |
03/0- |
72/0 |
96/0- |
10/10 |
نتایج مرتبط با آزمون افلیمر پژوهش نشاندهندۀ آن است که باید برای مدل اول از روش پانل و برای مدل دوم و سوم از روش کلاسیک استفاده شود. نتایج آزمون هاسمن بیانگر این است که الگوی دادهها برای مدل اول روش اثرات ثابت و برای مدل دوم روش اثر تصادفی است. برای بررسی همسانی واریانس اجزای خطا در دادهها از بروش پاگان استفاده شده است. ازآنجاکه مقدار سطح معناداری برای تمام فرضیهها کمتر از 05/0 به دست آمد، ناهمسانی واریانس وجود دارد. برای بررسی همبستگی بین اجزای خطا از آزمون والدریج استفاده شده است. ازآنجاکه سطح معناداری تمام فرضیهها کمتر از 05/0 است، مشکل خودهمبستگی وجود دارد که در زمان تخمین رگرسیون فرضیهها مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی سریالی، همزمان با روش پاریس وینستن انجام شده است. برای بررسی عدم همخطی بین متغیرهای مدل از شاخص عامل تورم واریانس (VIF) استفاده شده و مشکلی بابت همخطی بین متغیرها وجود نداشته است.
نتایج حاصل از آزمون مدل اول پژوهش مربوط به فرضیۀ اول در جدول (2) ارائه شده است. نتایج نشان داد که ارتباط بین نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و دورۀ وصول شرکت در سطح معناداری 10 درصد، معنادار نبوده است؛ بنابراین، فرضیۀ اول تأیید نمیشود. میزان R2 تعدیلشده نیز بهمیزان 702/0 بوده است و سطح خوبی دارد و بیانگر قدرت توضیحدهندگی مدل است.
جدول (2). نتایج آزمون مدل اول پژوهش (فرضیه 1)
Table (2). The results of the model 1 (hypothesis 1)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
سطح معناداری |
|||
|
نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
064/0- |
059/0 |
08/1- |
278/0 |
|||
|
حاشیۀ سود |
129/1- |
065/0 |
37/17- |
000/0 |
|||
|
نسبت فروش به دارایی |
424/0 |
071/0 |
93/5 |
000/0 |
|||
|
نسبت بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
071/0- |
079/0 |
89/0- |
373/0 |
|||
|
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
101/0- |
132/0 |
77/0- |
443/0 |
|||
|
نسبت وجه نقد به دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
646/2- |
082/0 |
22/32- |
000/0 |
|||
|
هزینۀ تحقیق و توسعه بر کل دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
382/1- |
779/0 |
77/1- |
076/0 |
|||
|
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز حسابهای دریافتنی |
249/4 |
348/0 |
18/12 |
000/0 |
|||
|
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
810/1 |
165/0 |
95/10 |
000/0 |
|||
|
سود تقسیمی بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
069/1- |
228/0 |
68/4- |
000/0 |
|||
|
متغیر وابسته |
دورۀ وصول |
||||||
|
رگرسیون |
000/0=p-value |
63/3739 = آمار والد chi2 |
702/0= R2 تعدیلشده |
||||
باتوجهبه نتایج بهدستآمده از آزمون مدل اول پژوهش (فرضیۀ دوم) که در جدول (3) ارائه شده، ارتباط بین نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و دورۀ پرداخت شرکت در سطح معناداری یک درصد معنادار است؛ بنابراین، فرضیۀ دوم تأیید میشود. نتایج نشان داد که افزایش نااطمینانی در سیاستهای اقتصادی به طولانیشدن و افزایش دورۀ پرداخت بدهی شرکتها منجر میشود و اثرات منفی بر شرکت فروشنده دارد و جریان وجوه نقد آن شرکتها را با مشکل مواجه خواهد کرد.
جدول (3). نتایج آزمون مدل اول پژوهش (فرضیۀ 2)
Table (3). The results of the model 1 (hypothesis 2)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
سطح معناداری |
|||
|
نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
223/0 |
044/0 |
03/5 |
000/0 |
|||
|
حاشیۀ سود |
780/0- |
046/0 |
83/16- |
000/0 |
|||
|
نسبت فروش به دارایی |
273/0 - |
051/0 |
33/5- |
000/0 |
|||
|
نسبت بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
744/0 |
064/0 |
55/11 |
000/0 |
|||
|
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
141/0- |
102/0 |
39/1- |
166/0 |
|||
|
نسبت وجه نقد به دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
839/2- |
065/0 |
63/43- |
000/0 |
|||
|
هزینۀ تحقیق و توسعه بر کل دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
653/0 |
511/0 |
28/1 |
202/0 |
|||
|
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز حسابهای دریافتنی |
665/1- |
289/0 |
76/5- |
000/0 |
|||
|
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
520/0 |
146/0 |
55/3 |
000/0 |
|||
|
سود تقسیمی بر دارایی بهجز حسابهای دریافتنی |
039/0- |
166/0 |
24/0- |
81/0 |
|||
|
متغیر وابسته |
دورۀ پرداخت |
||||||
|
رگرسیون |
000/0=p-value |
5/9651= آمار والد chi2 |
84/0= R2 تعدیل شده |
||||
نتایج آزمون مدل اول پژوهش برای فرضیۀ سوم که در جدول (4) ارائه شده، بیانگر آن است که رابطۀ بین نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و تفاوت دو دورۀ وصول و پرداخت شرکت در سطح معناداری یک درصد معنادار بوده است؛ بنابراین، فرضیۀ سوم تأیید میشود. نتایج بهدستآمده نشان میدهد که افزایش نااطمینانی سیاستهای اقتصادی به طولانیشدن و افزایش تفاوت دورۀ وصول و پرداخت شرکتها منجر میشود و بر شرکتهای فروشنده و خریدار اثرات منفی دارد و جریان وجوه نقد آن شرکتها را با مشکل مواجه خواهد کرد؛ بنابراین، هرچه نااطمینانی در سیاستهای اقتصادی بیشتر باشد، تفاوت بین دورۀ وصول و پرداخت نیز بیشتر خواهد شد.
جدول (4). نتایج آزمون مدل اول پژوهش (فرضیۀ 3)
Table (4). The results of the model 1 (hypothesis 3)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
سطح معناداری |
|||
|
نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
387/0 |
046/0 |
33/8 |
000/0 |
|||
|
حاشیۀ سود |
038/0- |
046/0 |
82/0- |
41/0 |
|||
|
نسبت فروش به دارایی |
295/0 |
058/0 |
07/5 |
000/0 |
|||
|
نسبت بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز ح/د |
384/0- |
059/0 |
44/6- |
000/0 |
|||
|
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز ح/د |
091/1- |
106/0 |
22/10- |
000/0 |
|||
|
نسبت وجه نقد به دارایی بهجز ح/د |
140/0 |
062/0 |
25/2 |
024/0 |
|||
|
هزینۀ تحقیق و توسعه بر کل دارایی بهجز ح/د |
428/0 |
560/0 |
76/0 |
445/0 |
|||
|
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز ح/د |
608/0- |
248/0 |
45/2- |
014/0 |
|||
|
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز ح/د |
253/0 |
127/0 |
98/1 |
047/0 |
|||
|
سود تقسیمی بر دارایی بهجز ح/د |
205/0- |
188/0 |
09/1- |
277/0 |
|||
|
متغیر وابسته |
تفاوت دورۀ وصول و پرداخت |
||||||
|
رگرسیون |
000/0=p-value |
97/1457= آمار والد chi2 |
4/0= R2 تعدیل شده |
||||
باتوجهبه نتایج بهدستآمده از آزمون مدل دوم پژوهش (فرضیۀ 4) که در جدول (5) ارائه شده است، رابطۀ بین نااطمینانی سیاست اقتصادی و ارزش شرکت در سطح معناداری یک درصد معنادار بوده است؛ بنابراین، فرضیۀ چهارم تأیید میشود. نتایج بهدستآمده نشان میدهد که افزایش نااطمینانی در سیاستهای اقتصادی به طولانیشدن دورۀ وصول و پرداخت شرکتها منجر میشود که این موضوع بر شرکتهای فروشنده و خریدار اثرات منفی دارد و جریان وجوه نقد شرکتها را با مشکل مواجه خواهد کرد. درنهایت، موجب افزایش هزینههای گوناگون ازجمله تأمین مالی آنها یا برگشت اقساط وامها میشود که اثرات منفی بر ارزش شرکتها دارد؛ بنابراین، با افزایش نااطمینانی سیاست اقتصادی ارزش شرکت کاهش مییابد.
جدول (5). نتایج آزمون مدل دوم پژوهش (فرضیه 4)
Table (5). The results of the model 2 (hypothesis 4)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارG z |
سطح معناداری |
|||
|
نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
445/0- |
044/0 |
91/9- |
000/0 |
|||
|
حاشیۀ سود |
097/0- |
054/0 |
80/1- |
072/0 |
|||
|
نسبت فروش به دارایی |
117/0- |
056/0 |
07/2- |
039/0 |
|||
|
نسبت بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز ح/د |
144/0 |
059/0 |
44/2 |
015/0 |
|||
|
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز ح/د |
282/0 |
110/0 |
56/2 |
010/0 |
|||
|
نسبت وجه نقد به دارایی بهجز ح/د |
119/1- |
063/0 |
73/17- |
000/0 |
|||
|
هزینۀ تحقیق و توسعه بر کل دارایی بهجز ح/د |
854/5 |
726/0 |
06/8 |
000/0 |
|||
|
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز ح/د |
047/1 |
274/0 |
81/3 |
000/0 |
|||
|
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز ح/د |
915/0 |
142/0 |
42/6 |
000/0 |
|||
|
سود تقسیمی بر دارایی بهجز ح/د |
487/0 |
176/0 |
76/2 |
006/0 |
|||
|
متغیر وابسته |
ارزش شرکت |
||||||
|
رگرسیون |
000/0=p-value |
13/2534= آمار والد chi2 |
55/0= R2 تعدیل شده |
||||
نتایج ارائه شده از آزمون مدل سوم پژوهش (فرضیۀ پنجم) در جدول (6) نشان میدهد که دورۀ وصول شرکت رابطۀ بین سیاستهای نااطمینانی اقتصادی و ارزش شرکت در سطح معناداری یک درصد را تعدیل میکند و فرضیۀ پنجم تأیید میشود.
جدول (6). نتایج آزمون مدل سوم پژوهش (فرضیه 5)
Table (6). The results of the model 3 (hypothesis 5)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
سطح معناداری |
|||
|
نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
945/0- |
116/0 |
11/8- |
000/0 |
|||
|
دورۀ وصول شرکت |
081/0 |
016/0 |
98/4 |
000/0 |
|||
|
دورۀ وصول و نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
182/0 |
039/0 |
63/4 |
000/0 |
|||
|
حاشیۀ سود |
012/0 |
057/0 |
22/0 |
827/0 |
|||
|
نسبت فروش به دارایی |
19/0- |
056/0 |
5/3- |
000/0 |
|||
|
نسبت بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز ح/د |
103/0 |
057/0 |
78/1 |
075/0 |
|||
|
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز ح/د |
215/0 |
109/0 |
97/1 |
049/0 |
|||
|
نسبت وجه نقد به دارایی بهجز ح/د |
828/0- |
071/0 |
55/11- |
000/0 |
|||
|
هزینۀ تحقیق و توسعه بر کل دارایی بهجز ح/د |
917/5 |
708/0 |
36/8 |
000/0 |
|||
|
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز ح/د |
558/0 |
270/0 |
06/2 |
039/0 |
|||
|
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز ح/د |
673/0 |
144/0 |
67/4 |
000/0 |
|||
|
سود تقسیمی بر دارایی بهجز ح/د |
607/0 |
176/0 |
45/3 |
001/0 |
|||
|
متغیر وابسته |
ارزش شرکت |
||||||
|
رگرسیون |
000/0=p-value |
83/2699= آمار والد chi2 |
56/0= R2 تعدیل شده |
||||
باتوجهبه نتایج بهدستآمده از آزمون مدل سوم پژوهش (فرضیۀ ششم) در جدول (7) نقش دورۀ پرداخت شرکت در رابطۀ بین سیاستهای نااطمینانی اقتصادی و ارزش شرکت در سطح معناداری یک درصد معنادار بوده است؛ بنابراین، فرضیۀ ششم تأیید میشود. بهعبارت دیگر، متغیر دورۀ پرداخت شرکت رابطۀ بین نااطمینانی در سیاستهای اقتصادی و ارزش شرکت را تعدیل میکند.
جدول (7). نتایج آزمون مدل سوم پژوهش (فرضیۀ 6)
Table (7). The results of the model 3 (hypothesis 6)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
سطح معناداری |
|||
|
نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
587/2- |
229/0 |
11.28- |
000/0 |
|||
|
دورۀ پرداخت شرکت |
143/0 |
023/0 |
00/6 |
000/0 |
|||
|
دورۀ پرداخت و نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
679/0 |
074/0 |
11/9 |
000/0 |
|||
|
حاشیه سود |
012/0 |
057/0 |
22/0 |
825/0 |
|||
|
نسبت فروش به دارایی |
085/0 |
056/0 |
53/1 |
126/0 |
|||
|
نسبت بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز ح/د |
011/0 |
057/0 |
20/0 |
843/0 |
|||
|
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز ح/د |
200/0 |
107/0 |
86/1 |
063/0 |
|||
|
نسبت وجه نقد به دارایی بهجز ح/د |
550/0- |
086/0 |
33/6- |
000/0 |
|||
|
هزینۀ تحقیق و توسعه بر کل دارایی بهجز ح/د |
924/4 |
677/0 |
27/7 |
000/0 |
|||
|
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز ح/د |
769/0 |
147/0 |
22/5 |
000/0 |
|||
|
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز ح/د |
669/0 |
268/0 |
50/2 |
013/0 |
|||
|
سود تقسیمی بر دارایی بهجز ح/د |
486/0 |
175/0 |
77/2 |
006/0 |
|||
|
متغیر وابسته |
ارزش شرکت |
||||||
|
رگرسیون |
000/0=p-value |
66/2830= آمار والد chi2 |
58/0= R2 تعدیل شده |
||||
باتوجهبه نتایج بهدستآمده از آزمون مدل سوم پژوهش (فرضیۀ هفتم) در جدول (8) نقش تفاوت دورۀ وصول و پرداخت شرکت در رابطۀ بین سیاستهای نااطمینانی اقتصادی و ارزش شرکت در سطح معناداری ده درصد معنادار نبوده است؛ بنابراین، فرضیۀ هفتم تأیید نمیشود. درنتیجه، تفاوت دورۀ وصول و پرداخت شرکت رابطۀ بین ارزش شرکت و نااطمینانی در سیاستهای اقتصادی را تعدیل نمیکند.
جدول (8). نتایج آزمون مدل سوم پژوهش (فرضیۀ 7)
Table (8). The results of the model 3 (hypothesis 7)
|
متغیر مستقل |
ضریب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ z |
سطح معناداری |
|||
|
نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
397/0 - |
054/0 |
26/7 - |
000/0 |
|||
|
تفاوت دو دوره |
107/0 - |
020/0 |
17/5 - |
000/0 |
|||
|
تفاوت دو دوره در نااطمینانی در سیاست اقتصادی |
007/0 - |
042/0 |
18/0 - |
859/0 |
|||
|
حاشیۀ سود |
102/0 - |
054/0 |
89/1 - |
059/0 |
|||
|
نسبت فروش به دارایی |
079/0 - |
057/0 |
39/1 - |
165/0 |
|||
|
نسبت بدهی کوتاهمدت به دارایی بهجز ح/د |
098/0 |
059/0 |
67/1 |
096/0 |
|||
|
تفاوت دارایی و بدهی بلندمدت بر دارایی بهجز ح/د |
173/0 |
115/0 |
51/1 |
131/0 |
|||
|
نسبت وجه نقد به دارایی بهجز ح/د |
118/1- |
063/0 |
48/17- |
000/0 |
|||
|
هزینۀ تحقیق و توسعه بر کل دارایی بهجز ح/د |
838/5 |
723/0 |
07/8 |
000/0 |
|||
|
سود عملیاتی قبل از مالیات بر دارایی بهجز ح/د |
935/0 |
144/0 |
5/6 |
000/0 |
|||
|
هزینۀ بهره بر داراییها بهجز ح/د |
033/1 |
278/0 |
72/3 |
000/0 |
|||
|
سود تقسیمی بر دارایی بهجز ح/د |
499/0 |
175/0 |
84/2 |
005/0 |
|||
|
متغیر وابسته |
نسبت ارزش شرکت |
||||||
|
رگرسیون |
000/0=p-value |
62/2594= آمار والد chi2 |
55/0= R2 تعدیل شده |
||||
نتیجه گیری
نگارندگان در این پژوهش تأثیر نااطمینانی سیاستهای اقتصادی بر معاملات اعتباری و ارزش شرکت با تأکید بر نقش تعدیلی معاملات اعتباری در بازۀ زمانی سالهای 1389 تا 1400 را بررسی کردند. معاملات اعتباری شامل دورۀ وصول، دورۀ پرداخت و تفاوت دورۀ وصول و پرداخت است. نتایج فرضیههای پژوهش نشان داد که نااطمینانی اقتصادی با دورۀ وصول شرکت ارتباط معناداری ندارد؛ اما با دورۀ پرداخت شرکت و تفاوت دورۀ وصول و پرداخت ارتباط مثبت معناداری دارد. این پژوهش نشان داد که ارتباط مثبت و معنادار بین نااطمینانی اقتصادی با دورۀ پرداخت بیانگر این نکته است که مدیران در شرایط نااطمینانی اقتصادی محافظهکارانه عمل میکنند. همچنین، بهدلیلِ کنترل ریسک ورشکستگی و ریسک نااطمینانی و کاهش آن سعی میکنند پرداختها را در زمان مقرر پرداخت نکنند و در زمان طولانیتری پرداختها را انجام دهند. این نتایج با مطالعۀ جوری و همکاران(2020) ، لیو ودانگ (2020)، دیملو و توسکانو (2020) و وو و همکاران (2022) هماهنگ نیست. یافتۀ دیگر پژوهش این استکه نااطمینانی اقتصادی با ارزش شرکت ارتباط منفی معناداری دارد و نشان میدهد که مطابق با نظریۀ عدم تقارن اطلاعاتی است. این نتیجه با پژوهش آجای و اینگل (2023) و احسان و قریشی (2021) همخوانی دارد. دربارۀ نقش تعدیلی معاملات اعتباری بر رابطۀ بین نااطمینانی اقتصادی و ارزش شرکت، نتایج پژوهش بیانگر این است که در بازۀ زمانی نااطمینانی اقتصادی بالا، با افزایش دورۀ وصول، ارزش شرکت افزایش مییابد. بهعبارتِ دیگر، مدیر در زمان نااطمینانی سعی میکند در دورۀ وصول شرکت تجدیدنظر و معقولانهتر عمل کند. دورۀ وصول شرکت با درنظر گرفتن سیاستهای نااطمینانی اقتصادی معنادار شده است؛ یعنی در زمانهایی که نااطمینانی سیاست اقتصادی بالاست، با افزایش دورۀ وصول مطالبات، ارزش شرکت افزایش مییابد. نتیجۀ پژوهش مغایر با مطالعۀ وو و همکاران (2022) است. دیگر نتایج پژوهش بیانگر این است که در طی دورۀ نااطمینانی اقتصادی بالا، با افزایش دورۀ پرداخت ارزش شرکت افزایش مییابد. در دورههایی که شرکت در محیطی با نااطمینانی بالا در سیاستهای اقتصادی فعالیت دارد، این محیط اثری منفی بر ارزش شرکت داشت و زمانیکه عامل طولانیشدن دورۀ پرداخت وارد رابطۀ بین آن دو متغیر میشود، این رابطه را تعدیل میکند؛ یعنی در زمانهای نااطمینانی بالا، افزایش دورۀ پرداخت موجب افزایش ارزش شرکت میشود. آخرین فرضیۀ پژوهش نشان داد که تفاوت دورۀ وصول و پرداخت ارتباط نااطمینانی اقتصادی و ارزش شرکت را تعدیل نمیکند. درواقع، متغیر تفاوت دورۀ وصول و پرداخت شرکت ارتباط مثبت و معناداری را بیمعنا کرده که بین نااطمینانی سیاست اقتصادی با تفاوت دورۀ وصول و پرداخت وجود داشته است.
ازآنجاکه نااطمینانی اقتصادی ریسکی سیستماتیک و کلان و از کنترل افراد، شرکتها و بازیگران بازار سرمایه خارج است، آنها باید در تصمیمات خود عامل نااطمینانی اقتصادی را مدنظر قرار دهند. باتوجهبه اینکه نگارندگان در این پژوهش نشان دادند که نااطمینانی اقتصادی با دورۀ پرداخت و تفاوت دورۀ وصول و پرداخت رابطۀ مثبت معناداری دارد، فعالان بازار سرمایه در ایران باید انتظار داشته باشند که در شرایط نااطمینانی اقتصادیِ بالا، دورۀ پرداخت افزایش پیدا میکند. درنتیجه، برای اینکه از یک طرف ریسک نکول و ازطرفِ دیگر ریسک نقدینگی، نقدشوندگی و همینطور ریسک ورشکستگی را کاهش دهند، از روشهای تأمین مالی دیگری همزمان استفاده کنند، مثلاً وامهای کوتاهمدت یا روشهای تشویقی برای بازپرداخت را درنظر بگیرند. باتوجهبه نتیجۀ فرضیۀ چهارم که نشان داد با افزایش نااطمینانی اقتصادی ارزش شرکت کاهش پیدا میکند و افراد ریسکپذیرتر در بازار میتوانند از ریسک سیستماتیکِ نااطمینانی اقتصادی برای ارزانتر خریدن سرمایهگذاری خود استفاده کنند؛ یعنی در دورههایی که نااطمینانی اقتصادی افزایش پیدا میکند، سرمایهگذاری خود را بیشتر از دورانی افزایش دهند که نااطمینانی اقتصادی کاهش پیدا کرده است و با نااطمینانی اقتصادیِ بالا، سرمایهگذاری خود را بیشتر کنند. باتوجهبه نتایج دیگر این پژوهش مبنی بر اینکه دورۀ وصول و دورۀ پرداخت رابطۀ بین نااطمینانی سیاستهای اقتصادی و ارزش شرکت را تعدیل میکند، میتوان پیشنهاد کرد که سرمایهگذار ریسکپذیری که در زمان نااطمینانی اقتصادیِ بالا شرکتها را ارزانتر خریده، با بررسی دورۀ وصول مطالبات این شرکتها، آنهایی را بفروشد که دورۀ وصول مطالبتشان افزایش پیدا کرده است؛ یعنی بیش از ارزش واقعی ارزشگذاری شدهاند. ازآنجاکه افزایش دورۀ وصول باعث افزایش ارزش شرکت میشود، قبلاً که این شرکتها را ارزانتر خریده، حالا میتواند با قیمت بالاتری بفروشد. به همین ترتیب، به دورۀ پرداخت شرکتها توجه کند.
یکی از محدودیتهای این پژوهش اندازهگیری متغیر نااطمینانی سیاست اقتصادی است. ادبیات پژوهش نشان داده است که برای اندازهگیری نااطمینانی اقتصادی توافقی وجود ندارد و از معیارهای متفاوتی استفاده شده است. یکی از قدیمیترین معیارها انحراف معیار قیمت سهام و بازده سهام بود که فقط نااطمینانی بازار را در بر میگرفت. معیارهای دیگر شامل متن خبری در والاستریت ژورنال و سپس اخبار انتخاباتی بود (Al-Thaqeb & Algharabali, 2019). در ادامه، پژوهشهای جدیدتری همچون مطالعۀ جوری و همکاران(2020) ، لیو و دانگ (2020) ، دیملو و توسکانو (2020) و شن و همکاران (2021) از معیار بیکر و همکاران (2016) استفاده کردند که تعداد کلمات کلیدی مرتبط با عدم قطعیت در روزنامه بود. طبق مقالۀ بیکر و همکاران، دادههای عدم قطعیت سیاست اقتصادی ایالات متحده با استفاده از نتایج پایگاه دادۀ اخبار Access World از بیش از 2000 روزنامه به دست آمده است. باتوجهبه اینکه برای اندازهگیری این متغیر در ایران محدودیت وجود داشت، در این پژوهش از معیار سالم دزفولی ((2019استفاده شد. در پژوهشهای داخلی نیز از معیارهای متفاوتی همچون شاخص بازار سهام تهران و شاخص بهای مصرفکننده(Matinfard & Chaharmahali, 2022) و فشار بازار ارز (Shahmoradi & Tabatabaienasab, 2021) استفاده شده است؛ بنابراین، برای پژوهشهای آتی پیشنهاد میشود از سایر معیارهای اندازهگیری نااطمینانی اقتصادی استفاده شود. از دیگر محدودیتهای این پژوهش درنظرنگرفتن تأثیر کووید بر معاملات اعتباری و نااطمینانی اقتصادی است. ازآنجاکه پاندمی کرونا نیز تأثیر بسیاری بر نااطمینانی اقتصادی دارد، پیشنهاد میشود که در پژوهشهای آتی اثر نااطمینانی ناشی از بیماری کرونا بر تصمیمگیری و رفتار شرکتها بررسی شود. در ادامه، پیشنهاد میشود برای پژوهشهای آتی به اندازه شرکتها بهخصوص شرکتهای کوچک و متوسط، سن شرکت، صنایع گوناگون و چرخۀ تجاری توجه شود.
)