نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه بوعلی‌سینا، همدان، ایران
2 استادیار، گروه حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تاکستان، تاکستان، ایران
3 استادیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ علوم اجتماعی، دانشگاه رازی، کرمانشاه، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Cash management is critical for firm value as both cash surpluses and deficits can diminish value. Consequently, firms aim to maintain optimal cash levels by adjusting their actual cash ratios towards target ratios. Various factors influence cash holdings and the speed of these adjustments. This study examined the impact of the COVID-19 pandemic, which had heightened the precautionary motive for firms to hold cash. The analysis used observations from 159 firms from 2008 to 2022, applying Generalized Least Squares (GLS) regression and the system Generalized Method of Moments (system-GMM) while controlling for industry and year effects. The results indicated that during the COVID-19 period, firms' cash holdings ratios became increased than doubled and the speed of cash ratio adjustment increased by nearly 40% compared to previous years. These findings are consistent with the predictions of pecking order and trade-off theories, extending the existing literature by highlighting the pandemic's role in intensifying firms' financial pressures. The results suggested that the increased cash adjustment speed represented a strategic response to avoid the financial consequences of the COVID-19 crisis.
Keywords: Precautionary Motive, Speed of Adjustment, COVID-19, Trade-off Theory, Cash Holding.
JEL classification codes: G31, G32
Introduction
Cash management is a critical aspect of firm liquidity and performance. The precautionary motive is considered the primary driver for holding cash as it becomes more important when firms face greater cash flow uncertainty or limited access to external financing during crises (Opler et al., 1999; Almeida et al., 2004). Global crises, such as the COVID-19 pandemic, can lead to heightened financing constraints for firms (Zubair et al., 2020). Based on pecking order theory, firms are expected to increase their cash holdings to preserve investment opportunities during such periods of crisis. Additionally, the trade-off theory suggests that the uncertainty induced by global crises may increase adjustment costs, leading to slower cash holdings adjustments. However, the benefits of moving more quickly towards target cash levels could potentially outweigh the higher adjustment costs, resulting in faster cash holdings adjustments (Melgarejo & Stephen, 2023). To investigate the impact of the COVID-19 pandemic on corporate cash holdings and their adjustment dynamics in Iran, this study examined the following hypotheses:
H1: Compared to other years, firms held higher cash balances during the COVID-19 pandemic.
H2: Compared to other years, the speed of cash holdings adjustments was higher during the COVID-19 pandemic.
Materials & Methods
This study utilized data from 159 firms (2,226 firm-years) in Iran for the period of 2008-2022. The data were primarily collected from the Rahvard Nowin database and any missing information was supplemented using reports published on the Codal website. For the analysis, the study period was divided into two sub-periods: the pre-COVID-19 period (2008-2018, 1,749 firm-years) and the COVID-19 pandemic period (2019-2021, 477 firm-years). The COVID-19 pandemic was considered to have started in the winter of 2018, affecting the financial reporting of that year, and continued through the end of 2021. To test the research hypotheses, the study employed a two-pronged approach. First, the static models were estimated using the Generalized Least Squares (GLS) estimator to examine the first hypothesis regarding the impact of COVID-19 on firms' cash holdings levels. Second, the dynamic models were estimated using the Blundell and Bond’s (1998) system Generalized Method of Moments (system-GMM) estimator to measure the speed of cash holdings adjustments and test the second hypothesis. To address potential statistical issues, the standard errors of the coefficients in the static models were corrected using cluster-robust standard errors at the firm level. For the dynamic models, the standard errors were corrected using Windmeijer’s approach (2005). Additionally, the study conducted robustness tests by considering the years 2020-2021 (318 firm-years) as the COVID-19 pandemic period and employing the two-stage approach suggested by Orlova and Rao (2018). These additional analyses aimed to ensure the reliability and consistency of the main findings. The data analysis was performed using Stata software and tabular data presentations.
Findings
The empirical analysis yielded several key findings. First, the positive and statistically significant coefficient of the COVID-19 dummy variable in the static models indicated that, after controlling for the determinants of cash holdings, as well as year and industry fixed effects, firms held a higher ratio of cash to non-cash assets (4.52-percentage point) during the COVID-19 pandemic period compared to the pre-pandemic years. This supported the first hypothesis that firms increased their cash holdings during the COVID-19 crisis. The dynamic model results provided further insights. Prior to the COVID-19 outbreak, the estimated speed of cash holdings adjustment was around 50%, suggesting that firms removed half of the deviation from their target cash ratio over a 12-month period. However, during the COVID-19 pandemic, the speed of adjustment increased to approximately 68.5%, implying that firms removed half of the deviation from their target cash ratio in about 7 months. These findings suggested that the speed of cash holdings adjustments increased by around 40% during the COVID-19 period compared to the pre-pandemic years and this was in line with the second research hypothesis. Overall, the results demonstrated that firms in Iran increased their cash holdings and exhibited faster cash holdings adjustments in response to the heightened uncertainty and financing constraints imposed by the COVID-19 crisis. These findings are consistent with the predictions of the pecking order and trade-off theories, highlighting the importance of precautionary cash management during periods of global economic turmoil.
Discussion & Conclusion:
The existing literature on the determinants and adjustment dynamics of corporate cash holdings has expanded considerably in recent years. Among the various motivations for holding cash, the precautionary motive has emerged as a key focus of scholarly attention. Theoretical frameworks, such as the trade-off theory, have been instrumental in explaining firms' cash management behaviors. Prior studies have investigated the impacts of firm-level, industry-level, and macroeconomic factors on cash holdings and their adjustment speeds. More recently, researchers have examined the effects of global systemic shocks, such as the COVID-19 pandemic, on corporate cash policies. However, evidence from the context of firms listed on the Tehran Stock Exchange (TSE) has been lacking. The current research helped to fill this gap by investigating the impacts of the COVID-19 crisis on the cash holdings and adjustment speeds of Iranian firms. The findings indicated that during the pandemic period, firms' cash-to-non-cash asset ratios increased by 4.52-percentage points compared to the pre-pandemic years. Moreover, the speed of cash holdings adjustments accelerated by around 40% during the COVID-19 crisis, with firms removing half of the deviation from their target cash ratios in about 7 months compared to 12 months in the pre-pandemic period. These results are consistent with the precautionary motive for holding cash and align with the predictions of the pecking order and trade-off theories. The observed increases in cash holdings and adjustment speeds suggested that Iranian firms adopted more aggressive cash management strategies to navigate the heightened uncertainty and financing constraints imposed by the COVID-19 pandemic. The findings of this study contribute to the growing body of literature on corporate cash policies in the context of global systemic shocks. The insights generated may also have practical implications for financial managers in developing economies, highlighting the importance of dynamic and proactive cash management practices during periods of economic turmoil.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
نگهداشت وجه نقد نقش مهمی در مدیریت نقدینگی واحدهای تجاری ایفا می‌کند و پژوهشگران به کشف عوامل مؤثر بر آن نیز توجه کرده‌اند. به باور کینز (Keynes, 1936) و بیتس و همکاران (Bates et al., 2009) نگهداشت وجه نقد در واحدهای تجاری از سه انگیزه ناشی می‌شود: انگیزۀ معاملاتی[1] که در آن از وجه نقد به‌عنوان ابزاری برای انجام معاملات یاد می‌شود؛ انگیزۀ احتیاطی[2] که در آن، وجه نقد به‌منظور رویارویی با بحران‌های نامطمئن آینده نگهداری می‌شود و انگیزۀ سفته‌بازی[3] که در آن، وجه نقد برای استفاده از فرصت‌های سرمایه‌گذاری آتی ذخیره می‌شود. به عقیدۀ بیتس و همکاران (Bates et al., 2009) انگیزۀ احتیاطی مهم‌ترین انگیزه برای نگهداشت وجه نقد محسوب می‌شود و توجه پژوهشگران را بیشتر به خود جلب کرده است. انگیزۀ احتیاطی زمانی اهمیت بیشتری می‌یابد که جریان وجوه نقد واحدهای تجاری در معرض خطر بیشتری باشد (Opler et al.; 1999) یا به‌دلیل بحران‌ها دسترسی به منابع مالی برون‌سازمانی با محدودیت مواجه شود (Almeida et al. 2004). بحران اقتصادی ناشی از همه‌گیری کووید 19[4] در بیشتر کشورها چالش‌های بسیاری را برای شرکت‌ها به همراه داشت (Barai & Dhar, 2021; Aljughaiman et al., 2023): تأثیر منفی چشمگیری بر سطح اشتغال نیروی کار گذاشت، کاهش فعالیت‌های اقتصادی را به دنبال داشت، در بسیاری از بازارهای مالی درجات زیادی از نااطمینانی[5] را ایجاد کرد (Zhang et al., 2020) و انگیزۀ احتیاطی برای نگهداشت وجه نقد را در واحدهای تجاری تقویت کرد (Honda & Uesugi, 2022). همچنین، به باور مارتینزسولا و همکاران (Martínez-Sola et al., 2013) سطحی بهینه برای نگهداری وجه نقد وجود دارد که موجب حداکثرسازی ارزش شرکت می‌شود؛ بنابراین، مدیران هرگونه انحراف از آن سطح بهینه (هدف)[6] را به‌سرعت تصحیح می‌کنند. درواقع، تعدیل میزان نگهداشت وجه نقد و سرعت این تعدیل، راهبرد رایج واحدهای تجاری در پاسخ به تغییر در محیط تجاری و اقتصادی است و اصطکاک‌های تأمین مالی[7] و شوک‌های اقتصادی[8] می‌تواند بر سرعت تعدیل نسبت وجه نقد اثرگذار باشد (Dittmar & Duchin, 2010 Gao et al., 2013; Bates et al., 2018;). به باور ملگارجو و استفان (Melgarejo & Stephen, 2023) بحران مالی ناشی از شیوع کووید 19 از عوامل مؤثر بر سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد است.
کشور ما نیز از تبعات مختلف همه‌گیری کووید19 بی‌نصیب نبوده است و نتایج برخی پژوهش‌ها (Osoolian & Koushki, 2021; Mirhoseyni et al., 2021; Roudari & Homayounifar, 2021; Safarzadeh & Amini, 2022; Monemizadeh & Bazrafshan, 2023; Dehbashi, 2024) مؤید آثار مالی و اقتصادی این بحران بر شرکت‌های ایرانی است؛ بااین‌حال، باوجود تأکید بر نقش پررنگ بحران کووید 19 در تحریک انگیزه‌های احتیاطی برای افزایش سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن در پژوهش‌ها (Honda & Uesugi, 2022; Chung et al., 2023; Bae & Kang, 2023; Melgarejo & Stephen, 2023)، بیشتر شواهد تجربی دراین‌خصوص مربوط به کشورهای توسعه‌یافته است و در رابطه با شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران، شواهدی در دسترس نیست. به‌منظور پوشش این خلاء، در پژوهش حاضر روی موضوع ذکرشده تمرکز شده و با به‌کارگیری رگرسیون حداقل مربعات تعمیم‌یافته و رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی، تأثیر همه‌گیری کووید19 بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی شده است. در ادامه، به ترتیب مبانی نظری، روش پژوهش، یافته‌های پژوهش و نتایج و پیشنهادها ارائه شده است.
مبانی نظری
ادبیات مربوط به نگهداشت وجه نقد و تعدیل آن بسیار گسترده است و برای تبیین رفتار واحدهای تجاری در مدیریت وجوه نقد، به‌طور معمول از نظریه‌های نمایندگی[9] (Jensen & Meckling, 1976)، توازن[10] (Miller, 1977)، سلسله‌مراتبی[11] (Myers & Majluf, 1984) و زمان‌بندی بازار[12] (Baker & Wurgler, 2002) استفاده می‌شود. نظریۀ نمایندگی با عناوین نظریۀ جریان وجوه نقد آزاد[13] و نظریۀ محدودیت‌های مالی[14] نیز شناخته می‌شود (Harbula, 2001). دراین‌بین، نظریۀ توازن (شامل نسخه‌های ایستا و پویای[15] این نظریه) بیشتر توجه پژوهشگران را به خود جلب کرده است. براساس نظریۀ توازن، بین مزایا و مخاطرات نگهداشت وجه نقد بِده‌بِستان وجود دارد و در نقطۀ تعادل آنها، واحد تجاری به حداکثر ارزش خود می‌رسد؛ بنابراین، مدیران هرگونه انحراف از آن نقطۀ تعادلی را تصحیح می‌کنند (Dittmar & Duchin, 2010). مطابق با نظریۀ سلسله‌مراتبی، چون استفاده از منابع مالی برون‌سازمانی، ناقرینگی اطلاعاتی[16] زیادی را بر شرکت تحمیل می‌کند، واحدهای تجاری به‌کارگیری منابع مالی درون‌سازمانی را به استفاده از منابع برون‌سازمانی ترجیح می‌دهند (Myers & Majluf, 1984). در نظریۀ نمایندگی، از وجه نقد به‌عنوان ابزاری برای تقویت جایگاه تصمیم‌گیری مدیران یاد شده است (Gao et al., 2013) و چون استفاده از منابع مالی برون‌سازمانی باعث جلب توجه رقبا و نهادهای ناظر می‌شود، منابع درون‌سازمانی به منابع برون‌سازمانی ارجحیت داده می‌شود (Orlova & Rao, 2018). مطابق با نظریۀ زمان‌بندی بازار، واحدهای تجاری به این دلیل به نگهداری وجه نقد اقدام می‌کنند که برخی ابزارهای تأمین مالی شرکت، تنها به علت ارزش‌گذاری نادرست بازار[17] از وضعیت شرکت انتشار یافته‌اند (Baker & Wurgler, 2002). برخلاف نظریۀ توازن، در سه نظریۀ نمایندگی، سلسله‌مراتبی و زمان‌بندی بازار، اعتقادی به وجود سطح بهینه برای نگهداشت وجه نقد وجود ندارد (Dittmar & Duchin, 2010). بسیاری از پژوهش‌های پیشین تنها روی عوامل سطح شرکت و صنعت تمرکز داشته‌اند و بحران‌های مالی جهانی و عوامل کلان اقتصادی را کنکاش نکرده‌اند؛ درحالی‌که به باور هوندا و یوسوگی (Honda & Uesugi, 2022) و چانگ و همکاران (Chung et al., 2023) این عوامل کلان با ایجاد نااطمینانی‌های آتی، انگیزۀ احتیاطی واحدهای تجاری را برای نگهداشت وجه نقد بیشتر، تقویت می‌کنند.
برای تبیین تقاضای احتیاطی وجه نقد، آلمیدا و همکاران (Almeida et al., 2004) در مدل نظری خود بیان می‌کنند که با افزایش در محدودیت‌های مالی، شرکت‌ها از محل جریان وجوه نقد، سطح نگهداشت وجه نقد خود را افزایش می‌دهند. باتوجه‌به آنکه بحران‌های جهانی (مانند بحران مالی سال 2008 و شیوع کووید19) فرصت‌های رشد کمتر و محدودیت‌های تأمین مالی بیشتر به دنبال دارند (Zubair et al., 2020)، براساس نظریۀ سلسله‌مراتبی انتظار می‌رود واحدهای تجاری به‌منظور حفظ فرصت‌های سرمایه‌گذاری خود، سطح نگهداشت وجه نقد را افزایش دهند. درخصوص تأثیر بحران‌های جهانی بر سطح نگهداشت وجه نقد، سونگ و لی (Song & Lee, 2012) دریافتند که در طول بحران مالی آسیای شرقی، شرکت‌ها با کاهش سرمایه‌گذاری، دارایی‌های نقدی خود را افزایش داده‌اند و تشدید حساسیت شرکت‌ها به نوسان در جریان‌های نقد، عامل اصلی در افزایش سطح نگهداشت وجه نقد بوده است. با تمرکز بر بحران مالی جهانی در سال 2008، سان و وانگ (Sun & Wang, 2015) و لوزانو و یامان (Lozano & Yaman, 2020) دریافتند که در طول دورۀ بحران، ماندۀ وجه نقد واحدهای تجاری حساسیت بیشتری به جریان‌های نقدی آنها داشته است و شرکت‌ها وجه نقد بیشتری نگهداری کرده‌اند. یافته‌های هی و همکاران (He et al., 2022)، هوندا و یوسوگی (Honda & Uesugi, 2022) و چانگ و همکاران (Chung et al., 2023) نشان می‌دهد که همه‌گیری کووید 19 اثر چشمگیری بر راهبرد مدیریت وجه نقد شرکت‌ها داشته است و در طول این همه‌گیری، شرکت‌ها با انگیزه‌های احتیاطی، وجه نقد بیشتری نگهداری کرده‌اند. بائه و کانگ (Bae & Kang, 2023) دریافتند که در طول همه‌گیری کووید 19 شرکت‌هایی که امکان دورکاری[18] در آنها کمتر بوده است، انگیزۀ احتیاطی بیشتری برای افزایش نگهداشت وجه نقد داشته‌اند و این تأثیر برای شرکت‌هایی با کارکنان بیشتر قوی‌تر بوده است.
نتایج پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد عواملی بر سطح نگهداشت وجه نقد تأثیر دارد؛ عواملی همچون: فرصت‌های سرمایه‌گذاری (Ferreira & Vilela, 2004)، بیش‌اعتمادی مدیران (Sarlak et al., 2008)، احتمال رخداد بحران‌های مالی و نااطمینانی درخصوص شرایط آتی بازار (Garcia-Teruel et al., 2009)، کیفیت گزارشگری مالی، سررسید بدهی‌ها و جریان‌های نقدی شرکت (Fakhari & Taghavi, 2009)، مخارج تحقیق و توسعه، روابط شرکت با مشتریان، نوسان بازده سهام، چرخۀ عمر و مخاطرۀ ورشکستگی (Pinkowitz et al., 2012)، استقلال هیئت‌مدیره (Rasaiian et al., 2011)، شاخصه‌های فرهنگی (Jabbarzadeh & Bayazidi, 2011)، بحران‌های مالی، فرصت‌های رشد، ساختار بدهی‌ها و توزیع سود (Hasasyeganeh, 2011)، ناقرینگی اطلاعاتی (Ghorbani & Adili, 2012)، تغییر در برخی قوانین مالیاتی که باعث افزایش نااطمینانی‌های آتی می‌شود (Acharya, 2013)، اندازۀ واحد تجاری و فرصت‌های رشد آن (Mehrani et al., 2013)، جریان‌های نقدی مثبت و منفی واحد تجاری (Sepasi & Yabloui, 2014)، ریسک‌های سیستماتیک (Gao et al., 2014)، محدودیت‌های تأمین مالی (Foroghi & Farzadi, 2014)، بیش‌اطمینانی مدیران (Mashayekh & Behzadpur, 2014)، کیفیت حاکمیت شرکتی (Joudi et al., 2019)، قابلیت مقایسۀ صورت‌های مالی (Mehrabanpour, 2020)، نااطمینانی سیاسی حاصل از انتخابات ریاست‌جمهوری (Matinfard et al., 2020)، نرخ تورم (Azizi & Jokar, 2021)، بین عملکرد کارکنان (Gholamrezapoor et al., 2022) و نااطمینانی بازار (Karami et al., 2023). در پژوهش‌های داخلی نیز اثرات شیوع همه‌گیری کووید19 بر برخی مؤلفه‌ها بررسی شده است؛ ازجمله: بازدۀ سهام (Gorjipour et al., 2021; Mirhoseyni et al., 2021; Safarzadeh & Amini, 2022; Bagheri et al., 2023; Monemizadeh & Bazrafshan, 2023)، شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران (Mirhoseyni et al., 2021; Roudari & Homayounifar, 2021; Dehbashi, 2024)، عملکرد آتی شرکت‌ها (Bazrafshan, 2022)، ریسک بازارهای مالی (Osoolian & Koushki, 2021)، ارزش سهام شرکت‌های صنعت مواد غذایی (Mojaverian et al., 2023)، رابطۀ کیفیت اطلاعات حسابداری و هزینۀ بدهی (Aflatooni et al., 2024b)، بودجه‌ریزی و استرس کارکنان (Rezaei et al., 2023)، رابطۀ عملکرد اجتماعی شرکت‌ها و واکنش بازار سرمایه (Bashirimanesh & Amiri, 2022)، رابطۀ عوامل کلان اقتصادی بر احساس سرمایه‌گذار (Ramsheh et al., 2023)، مخارج سرمایه‌گذاری شرکت‌ها (Rostamijaz et al., 2022) و سرعت تعدیل ساختار سرمایه (Aflatooni et al., 2024a)؛ بااین‌حال، درخصوص اثر کووید19 بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن، پژوهشی صورت نگرفته است. باتوجه‌به مطالب فوق، فرضیۀ نخست پژوهش به‌صورت زیر مطرح می‌شود:
فرضیۀ اول: در قیاس با سایر سال‌ها در دورۀ همه‌گیری کووید 19 شرکت‌ها وجه نقد بیشتری نگهداری کرده‌اند.
در ادبیات سنتی، به موضوع نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن به‌عنوان مفهومی ایستا توجه شده است که اصطکاک‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی را درنظر نمی‌گیرد (Kim et al., 1998 Opler et al., 1999;). در پژوهش‌های اخیر با تأکید بر پویایی نسبت وجه نقد، از مدل تعدیل جزئی[19] برای مطالعۀ فرایند تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد و سرعت آن استفاده شده است. در این رویکرد که با نظریۀ توازن سازگار است، فرض می‌شود شرکت‌ها دارای نسبت وجه نقد هدف هستند، همواره نسبت وجه نقد واقعی را به سمت آن تعدیل می‌کنند و هزینه‌های تعدیل موجب کاهش سرعت تعدیل می‌شود (Ozkan & Ozkan, 2004 Flannery & Rangan, 2006; Jiang & Lie, 2016;)؛ به بیان دیگر، شرکت‌ها تنها وقتی نسبت وجه نقد خود را به سمت نسبت هدف سوق می‌دهند که مزایای این کار بیش از هزینه‌های آن باشد (Orlova, 2020). ازجمله عواملی که با فعال‌سازی انگیزۀ احتیاطی برای نگهداشت وجه نقد، مزایای تعدیل را نسبت‌به هزینه‌های آن ارتقا می‌دهد، ایجاد بحران‌های مالی (مانند بحران مالی جهانی در سال 2008 و بحران مالی آسیای شرقی) و شوک‌های سیستمی جهانی (مانند شیوع همه‌گیری کووید 19 در سال‌های 2020 و 2021) است که می‌تواند موجب افزایش سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد شود. از دیدگاه نظریۀ توازن، با آنکه انتظار می‌رود نااطمینانی ناشی از بحران‌های جهانی (مانند شیوع کووید 19)، افزایش در هزینه‌های تعدیل و به‌تبع آن کاهش در سرعت تعدیل نسبت تگهداشت وجه نقد را به دنبال داشته باشد، درعین‌حال ممکن است منجر به ایجاد شرایطی شود که در آن، مزایای حرکت سریع‌تر به سمت نسبت تگهداشت وجه نقد هدف، حتی بیش از افزایش در هزینه‌های تعدیل (ناشی از بحران) باشد و این موضوع، سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد را افزایش خواهد داد (Batuman et al., 2022 Melgarejo & Stephen, 2023;).
در پژوهش‌های مرتبط به سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد، اوپلرو همکاران (Opler et al., 1999) دریافتند که سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد به 26درصد در سال می‌رسد و با افزایش کسری مالی در واحدهای تجاری، سرعت تعدیل نیز افزایش می‌یابد. یافته‌های آنان مؤید نقش مکمل نظریه‌های توازن و سلسله‌مراتبی در تبیین رفتار شرکت‌ها در نگهداشت وجه نقد است. افزون بر آن، نتایج پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد که عواملی بر سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد، مؤثر هستند؛ ازجمله: کسری مالی (Dittmar & Duchin, 2010)، اندازۀ شرکت (Venkiteshwaran, 2011; Kamyabi, et al., 2020)، مالکیت دولتی و خصوصی (Alles et al., 2012)، هزینه‌های تأمین مالی درون‌سازمانی و برون‌سازمانی (Faulkender et al., 2012)، عدم تعادل مالی و جریان وجه نقد آزاد (Dastgir et al., 2013)، وجوه نقد مازاد و محدودیت‌های تأمین مالی (Orlova & Rao, 2018)، حاکمیت شرکتی (Orlova & Sun, 2018)، نسبت اهرمی (Fakhari & Asadzadeh, 2018)، مالکیت خانوادگی (Matoufi & Golchoubi, 2018)، شرایط نهادی و اقتصادی (Orlova, 2020)، برخورداری از مشتریان عمده (Sabermahani et al., 2021)، پیروی از قوانین شریعت اسلام (Bugshan et al., 2021)، بیش‌اطمینانی مدیران (Aflatooni et al., 2021; Deshmukh et al., 2021)، رونق و رکود اقتصادی (Aflatooni et al., 2022a) و نوع راهبرد تجاری (Aflatooni et al., 2022b). همچنین، ادبیات مربوط به تأثیر بحران‌های جهانی بر سرعت تعدیل نگهداشت وجه نقد، محدود و درحال‌رشد است؛ در این راستا، بتیومن و همکاران (Batuman et al., 2022) با بررسی تأثیر بحران مالی جهانی بر شرکت‌های فعال در کشورهای اروپای شرقی دریافتند که در سال‌های بحران، سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد سریع‌تر از سال‌های پس از بحران بوده است. یافته‌های ملگارجو و استفان (Melgarejo & Stephen, 2023) نشان می‌دهد که سرعت تعدیل نسبت وجه نقد در دورۀ همه‌گیری کووید 19 بسیار بیشتر از سایر سال‌ها بوده است. باتوجه‌به مطالب فوق، فرضیۀ دوم پژوهش به‌صورت زیر مطرح می‌شود:
فرضیۀ دوم: در قیاس با سایر سال‌ها، در دورۀ همه‌گیری کووید 19 سرعت تعدیل نسبت وجه نقد شرکت‌ها بیشتر بوده است.
روش پژوهش
به‌منظور جمع‌آوری داده‌های استفاده‌شده در این پژوهش، نخست از بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین استفاده شده و درصورت نقص در داده‌ها، گزارش‌های انتشاریافته در سایت کدال به‌کار رفته است. جامعة آماری این پژوهش شامل تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1401-1387 است (5925 سال ـ شرکت) که به‌منظور کنترل اثر چرخه‌های تجاری، پایان سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند‌ماه باشد و در طول دورة بررسی، تغییر سال مالی نداشته باشند (1635 سال _ شرکت حذف شد)؛ از شرکت‌های فعال در صنایع با فعالیت‌های خاص مانند بیمه‌ها، بانک‌ها و سرمایه‌گذاری‌های مالی، لیزینگ‌ها و هلدینگ نباشند (1410 سال ـ شرکت حذف شد)؛ ارزش دفتری سهام آنها مثبت باشد (270 سال ـ شرکت حذف شد) و داده‌های آنها برای سنجش متغیرهای پژوهش، در دسترس باشد (225 سال ـ شرکت حذف شد). شایان توجه است که در سنجش وجه نقد دورۀ آتی از داده‌های سال 1401 استفاده شده است و این موضوع سبب شده است که بازۀ زمانی مؤثر داده‌ها از 1387 تا 1400 باشد (159 سال ـ شرکت حذف شد)؛ بنابراین، با اعمال شروط بالا، حجم نمونه برابر 159 شرکت (2226 سال ـ شرکت) شده که از داده‌های آنها برای آزمون فرضیه‌های پژوهش استفاده شده است. در این پژوهش، سال‌های 1397-1387 (1749 سال ـ شرکت) به‌عنوان دورۀ قبل از شیوع کووید 19 لحاظ شده است. باتوجه‌به آنکه شیوع کووید 19 از زمستان 1398 شروع شد (و روی مراحل تهیۀ گزارش‌های مالی آن سال اثرگذار بود) و تا پایان 1400 ادامه داشت، بازۀ زمانی 1400-1398 (477 سال ـ شرکت) به‌عنوان دورۀ همه‌گیری در نظر گرفته شده است. افزون بر آن، برای سنجش نوسان‌پذیری جریان وجوه نقد عملیاتی، از داده‌های 1386-1383 نیز استفاده شده است. در مرحلۀ تجزیه‌وتحلیل، نرم‌افزار استاتا و داده‌های تابلویی به کار رفته‌اند. برای برازش مدل‌های ایستا و آزمون فرضیۀ نخست پژوهش از برآوردگر حداقل مربعات تعمیم‌یافته[20] و برای برآورد مدل‌های پویا برای سنجش سرعت تعدیل و آزمون فرضیۀ دوم پژوهش از برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی[21] بلاندل و بوند (Blundell & Bond, 1998) استفاده شده است. برای تصحیح خطای استاندارد ضرایب در مدل‌های ایستا از تصحیح خوشه‌ای در سطح شرکت استفاده شده و برای تصحیح خطای استاندارد ضرایب در مدل‌های پویا، تصحیح وایندمیجر (Windmeijer, 2005) به‌کار رفته است. افزون بر آن، نتایج آزمونهای استحکام با لحاظ‌کردن سال‌های 1399-1400 (318 سال ـ شرکت) به‌عنوان دورۀ شیوع کووید 19 و نیز رویکرد دو‌مرحله‌ای اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) گزارش شده است. برای سنجش سطح بهینۀ نگهداشت وجه نقد شرکت، با پیروی از اوپلر و همکاران (Opler et al., 1999)، بیتس و همکاران (Bates et al., 2009)، اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) و اورلوا (Orlova, 2020)، مدل زیر با کنترل اثرات سال‌ها و صنایع برآورد شده است. مقادیر برازش‌شدۀ این مدل معادل سطح بهینۀ (هدف) نگهداشت وجه نقد تعریف می‌شود:
|
مدل (1) |
|
که در آن، برابر با نسبت وجه نقد و سرمایه‌گذاری‌های کوتاه‌مدت به کل دارایی‌های غیرنقد است. افزون بر آن، نماد به بُردار مؤلفه‌های تبیین‌کنندۀ نسبت نگهداشت وجه نقد شامل اندازۀ شرکت (لگاریتم کل دارایی‌ها در مبنای ده)، فرصت‌های رشد (مجموع ارزش دفتری بدهی‌ها و ارزش بازار سهام تقسیم بر ارزش دفتری دارایی‌ها)، جریان وجوه نقد عملیاتی (جریان وجوه نقد عملیاتی تقسیم بر کل دارایی‌ها)، خالص سرمایه در گردش (نسبت تفاضل دارایی‌های جاری غیرنقد و بدهی‌های جاری بر کل دارایی‌ها)، مخارج سرمایه‌ای (مبالغ صرف‌‌شده برای خرید دارایی‌های ثابت بر کل دارایی‌ها)، نسبت اهرمی (نسبت کل بدهی‌های بهره‌دار بر کل دارایی‌ها)، پراکنش جریان وجوه نقد عملیاتی در سطح صنعت (معادل با میانۀ انحراف معیار پنج سال اخیر متغیر در سطح صنعت) و متغیر مجازی توزیع سود نقدی (با مقدار 1 برای شرکت‌هایی که سود نقدی توزیع کرده‌اند و مقدار صفر برای سایر شرکت‌ها) است. برای آزمون فرضیۀ نخست پژوهش، از مدل زیر استفاده شده است:
|
مدل (2) |
|
که در آن، یک متغیر مجازی است که برای دورۀ شیوع کووید 19 (سال‌های 1400-1398) مقدار 1 و برای سایر سال‌ها مقدار صفر دارد. مطابق با فرضیۀ اول پژوهش، پیش‌بینی می‌شود که ضریب متغیر مثبت و معنادار باشد. برای محاسبۀ سرعت تعدیل نسبت وجه نقد، با پیروی از اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) و اورلوا (Orlova, 2020) از رویکرد تعدیل جزئی استفاده شده است:
|
رابطۀ (1) |
|
که در آن، سرعت تعدیل و نسبت وجه نقد هدف (بهینه) است که از مدل (1) حاصل می‌شود. با جایگزین‌کردن نسبت وجه نقد هدف در رابطۀ (1)، مدل (3) حاصل می‌شود که در عمل، برای سنجش سرعت تعدیل نگهداشت وجه نقد به‌کار می‌رود و در پایان برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، مدل (4) برآورد شده است:
|
مدل (3) |
|
|
مدل (4) |
|
که در آن، تمام متغیرها پیش از این تعریف شده‌اند. مطابق با فرضیۀ دوم پژوهش، انتظار می‌رود که در مدل (4) ضریب متغیر تعاملی منفی و معنادار باشد.
یافته‌ها
برای درک وضعیت شاخص‌های مرکزی و پراکندگی داده‌ها، آماره‌های توصیفی در جدول (1) گزارش شده است.
جدول (1): آماره‌های توصیفی
Table (1): Descriptive statistics
|
متغیرها |
نماد متغیرها |
میانگین |
میانه |
بیشینه |
کمینه |
انحراف معیار |
|
نسبت نگهداشت وجه نقد |
CASH |
0775/0 |
0382/0 |
1164/0 |
0001/0 |
1269/0 |
|
اندازۀ شرکت |
SIZE |
0826/6 |
9881/5 |
5211/8 |
2564/4 |
7264/0 |
|
فرصت‌های رشد |
MTB |
3130/2 |
4995/1 |
5613/9 |
5800/0 |
7131/2 |
|
جریان وجوه نقد عملیاتی |
CF |
1036/0 |
0879/0 |
6872/0 |
3873/0- |
1219/0 |
|
خالص سرمایه در گردش |
NWC |
0428/0 |
0483/0 |
6522/0 |
7811/0- |
2051/0 |
|
مخارج سرمایه‌ای |
CAPEX |
0445/0 |
0251/0 |
6186/0 |
0001/0 |
0600/0 |
|
نسبت اهرمی |
LEV |
2407/0 |
2092/0 |
8045/0 |
0009/0 |
1689/0 |
|
نوسان جریان وجوه نقد عملیاتی صنعت |
ICFV |
0791/0 |
0768/0 |
3166/0 |
0126/0 |
0237/0 |
|
متغیر مجازی توزیع سود نقدی |
DIVD |
9677/0 |
0000/1 |
0000/1 |
0000/0 |
1769/0 |
|
وضعیت توزیع نسبت نگهداشت وجه نقد: |
|
|
|
|
|
|
|
در سال‌های قبل از کووید 19 (1397-1387) |
CASH |
0641/0 |
0357/0 |
0804/0 |
0001/0 |
0925/0 |
|
در دورۀ شیوع کووید 19 (1400-1398) |
CASH |
1182/0 |
0492/0 |
1564/0 |
0003/0 |
2052/0 |
نتایج نشان می‌دهد که در شرکت‌های بررسی‌شده، حدود 8درصد از کل دارایی‌ها به‌صورت نقد نگهداری می‌شود، مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری بدهی‌ها نزدیک به 5/2 برابر دارایی‌ها است، جریان وجوه نقد عملیاتی رقمی نزدیک به 11درصد دارایی‌ها است، خالص سرمایه در گردش حدود 4درصد کل دارایی‌ها است، مخارج سرمایه‌ای بالغ بر 4درصد کل دارایی‌ها را تشکیل می‌دهد و به‌طور میانگین، حدود 24درصد از منابع مالی شرکت‌ها از محل بدهی‌های بهره‌دار تأمین شده است. افزون بر آن، یافته‌ها بیانگر آن است که در 97درصد سال ـ شرکت‌ها سود نقدی توزیع شده است. همچنین، نتایج نشان می‌دهد که در سال‌های قبل از شیوع کووید 19، وجه نقد شرکت‌ها رقمی در حدود 5/6درصد دارایی‌های غیرنقد را تشکیل می‌داده و در دورۀ شیوع کووید 19 این مقدار به 12درصد (حدود دو برابر) رسیده است.
برای بررسی وابستگی خطی بین متغیرهای پژوهش، جدول (2) ضرایب همبستگی پیرسون (زیر قطر اصلی) و اسپیرمن (بالای قطر اصلی) را گزارش کرده است. نتایج آزمون همبستگی پیرسون بیانگر آن است که نسبت نگهداشت وجه نقد با فرصت‌های رشد (2470/0)، نسبت جریان وجوه نقد عملیاتی (1911/0)، خالص سرمایه در گردش (0398/0) و نسبت اهرمی (1660/0-) همبسته است. نتایج آزمون همبستگی اسپیرمن نشان می‌دهد که نسبت نگهداشت وجه نقد با فرصت‌های رشد (2246/0)، نسبت جریان وجوه نقد عملیاتی (1986/0)، خالص سرمایه در گردش (0685/0)، مخارج سرمایه‌ای (0551/0) و نسبت اهرمی (1930/0-) همبسته است. افزون بر آن، نتایج نشان می‌دهد که بین برخی متغیرهای تبیین‌کنندۀ نسبت نگهداشت وجه نقد نیز همبستگی معناداری وجود دارد که با نماد ستاره مشخص شده‌اند.
جدول (2): ماتریس همبستگی
Table (2) Correlation matrix
|
متغیرها |
CASH |
SIZE |
MTB |
CF |
NWC |
CAPEX |
LEV |
ICFV |
|
CASH |
1 |
0175/0- |
***2246/0 |
***1986/0 |
***0685/0 |
***0551/0 |
***1930/0- |
0086/0 |
|
SIZE |
0148/0 |
1 |
***1741/0 |
0028/0 |
***1195/0- |
***0779/0- |
0254/0- |
***1349/0- |
|
MTB |
***2470/0 |
***0940/0 |
1 |
***2511/0 |
***1315/0 |
***1835/0 |
***3055/0- |
**0517/0- |
|
CF |
***1911/0 |
0318/0 |
***1310/0 |
1 |
***0774/0- |
***3023/0 |
***1900/0- |
0016/0- |
|
NWC |
*0398/0 |
***1364/0- |
***1351/0 |
***0628/0- |
1 |
***2141/0- |
***3041/0- |
0324/0- |
|
CAPEX |
0335/0- |
***0547/0- |
***0670/0 |
***2461/0 |
***2546/0- |
1 |
**0463/0- |
0342/0 |
|
LEV |
***1660/0- |
**0416/0- |
***2210/0- |
***2118/0- |
***3220/0- |
0043/0 |
1 |
0275/0 |
|
ICFV |
0146/0- |
***1102/0- |
0039/0 |
0178/0- |
*0407/0- |
***0768/0 |
0219/0 |
1 |
|
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح 1درصد، 5درصد و 10درصد ضرایب همبستگی پیرسون (اسپیرمن) زیر (بالای) قطر اصلی ارائه شده‌اند. |
||||||||
در جدول (3)، ستون‌های (1) و (2) نتایج برازش مدل (1) را به‌ترتیب در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 و دورۀ شیوع کووید 19 گزارش می‌کنند و ستون (3) نتایج برازش مدل (2) را برای آزمون فرضیۀ نخست پژوهش ارائه می‌دهد. در هر سه ستون، اثرات خاص سال‌ها و صنایع کنترل شده‌اند و معناداری آمارۀ فیشر بیانگر معناداری مدل است. نتایج برازش مدل (1) در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 نشان می‌دهد شرکت‌هایی با اندازۀ کوچک‌تر (0281/0-)، فرصت‌های رشد بیشتر (0256/0)، جریان وجوه نقد عملیاتی بالاتر (1275/0)، خالص سرمایه در گردش کمتر (0264/0-)، مخارج سرمایه‌ای کمتر (1998/0-) و نسبت اهرمی کوچک‌تر (0488/0-) وجه نقد بیشتری در سال آتی نگهداری کرده‌اند و متغیرهای توضیحی 33درصد از تغییرات نسبت نگهداشت وجه نقد را تبیین می‌کنند؛ بااین‌حال، نتایج بیانگر آن است که در دورۀ شیوع کووید 19 صرفاً اندازۀ شرکت (0081/0-) و جریان وجوه نقد عملیاتی (2447/0) در تبیین نسبت نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها نقش معناداری بازی کرده‌اند و متغیرهای توضیحی تنها حدود 12درصد از تغییرات نسبت نگهداشت وجه نقد را تبیین نکرده‌اند. در برازش مدل (2)، مثبت و معناداربودن ضریب متغیر مجازی کووید 19 نشان می‌دهد که با کنترل اثر متغیرهای تبیین‌کنندۀ نسبت نگهداشت وجه نقد و نیز کنترل اثرات خاص سال‌ها و صنایع، در دورۀ همه‌گیری کووید 19 در مقایسه با سال‌های قبل از آن، نسبت نگهداشت وجه نقد به دارایی‌های غیرنقد شرکت‌ها به میزان 0452/0 بیشتر شده است. این موضوع که با نتایج ارائه‌شده در جدول آماره‌های توصیفی همخوانی دارد، بیانگر پذیرفتن فرضیۀ نخست پژوهش است.
جدول (3): نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش
Table (3): The results of testing the first hypothesis
|
مدل (1) مدل (2) |
|||||||||
|
|
|
ستون (1) دورۀ قبل از کووید 19 |
|
ستون (2) دورۀ شیوع کووید 19 |
|
ستون (3) کل دوره (برای مقایسه) |
|||
|
نماد متغیرها |
|
ضریب |
تی استیودنت |
|
ضریب |
تی استیودنت |
|
ضریب |
تی استیودنت |
|
COVID |
|
|
|
|
|
|
|
**0452/0 |
57/2 |
|
SIZE |
|
**0281/0- |
38/2- |
|
*0081/0- |
75/1- |
|
***0123/0- |
92/2- |
|
MTB |
|
***0256/0 |
50/8 |
|
0029/0 |
15/1 |
|
***0072/0 |
33/5 |
|
CF |
|
***1275/0 |
43/6 |
|
***2447/0 |
15/3 |
|
***1693/0 |
31/7 |
|
NWC |
|
**0264/0- |
18/2- |
|
0066/0 |
13/0 |
|
0139/0- |
95/0- |
|
CAPEX |
|
***1998/0- |
15/5- |
|
2180/0- |
28/1- |
|
***2109/0- |
47/4- |
|
LEV |
|
***0488/0- |
47/3- |
|
1070/0- |
46/1- |
|
***0659/0- |
74/3- |
|
ICFV |
|
0483/0 |
40/0 |
|
6778/0 |
20/1 |
|
0586/0 |
46/0 |
|
DIVD |
|
0102/0 |
76/0 |
|
0292/0 |
71/0 |
|
0189/0 |
27/1 |
|
عرض از مبدأ |
|
0134/0 |
46/0 |
|
**3110/0 |
08/2 |
|
***1011/0 |
93/2 |
|
اثرات سال‌ها |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|||
|
اثرات صنایع |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|||
|
تعداد مشاهدات |
|
1749 |
|
477 |
|
2226 |
|||
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
|
3301/0 |
|
1173/0 |
|
3145/0 |
|||
|
آمارۀ فیشر |
|
***59/9 |
|
***60/3 |
|
***68/9 |
|||
|
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح 1درصد، 5درصد و 10درصد |
|||||||||
ستون‌های (1) و (2) در جدول (4) نتایج برآورد مدل (3) را برای محاسبۀ میزان سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد به‌ترتیب در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 و دورۀ شیوع کووید 19 گزارش می‌کنند و ستون (3) نتایج برازش مدل (4) را برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش ارائه می‌دهد. در هر سه ستون، اثرات خاص سال‌ها و صنایع کنترل شده‌اند. در برآورد هر مدل، از مقدار وقفۀ دوم متغیر وابسته و وقفۀ اول متغیرهای توضیحی به‌عنوان متغیر ابزاری[22] استفاده شده‌است. معنادارنبودن آمارۀ هنسن[23] بیانگر معتبربودن ابزارها است. معناداربودن آمارۀ آزمون آرلانوـ بوند در وقفۀ نخست و معنادارنبوئن این آماره در وقفۀ دوم مؤید آن است که جملات خطای مدل‌ها، خودهمبستگی سریالی ندارند. نتایج این دو آزمون نشان می‌دهد که می‌توان بر نتایج برازش مدل‌ها اتکا کرد.
جدول (4): نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش
Table (4): The results of testing the second hypothesis
|
مدل (3) مدل (4) |
|||||||||
|
|
|
ستون (1) دورۀ قبل از کووید 19 |
|
ستون (2) دورۀ شیوع کووید 19 |
|
ستون (3) کل دوره (برای مقایسه) |
|||
|
نماد متغیرها |
|
ضریب |
تی استیودنت |
|
ضریب |
تی استیودنت |
|
ضریب |
تی استیودنت |
|
CASH |
|
***5069/0 |
47/3 |
|
***3155/0 |
62/6 |
|
***5151/0 |
96/4 |
|
COVID |
|
|
|
|
|
|
|
**0312/0 |
11/2 |
|
COVID*CASH |
|
|
|
|
|
|
|
***2184/0- |
29/7- |
|
SIZE |
|
***0290/0- |
62/2- |
|
0854/0 |
53/1 |
|
***0376/0- |
16/4- |
|
MTB |
|
***0184/0 |
62/6 |
|
0018/0 |
70/0 |
|
***0054/0 |
01/5 |
|
CF |
|
***0743/0- |
77/6- |
|
**0780/0- |
03/2- |
|
***0692/0- |
83/8- |
|
NWC |
|
***0853/0 |
32/6 |
|
*0841/0 |
85/1 |
|
***1127/0 |
36/11 |
|
CAPEX |
|
*0374/0- |
81/1- |
|
0669/0- |
17/1- |
|
***0817/0- |
63/5- |
|
LEV |
|
*0248/0- |
89/1- |
|
0886/0- |
31/1- |
|
***0374/0- |
70/3- |
|
ICFV |
|
***2090/0- |
62/3- |
|
4205/0 |
49/1 |
|
**1079/0- |
21/2- |
|
DIVD |
|
0239/0- |
30/1- |
|
0247/0 |
94/0 |
|
0105/0- |
48/1- |
|
عرض از مبدأ |
|
***2004/0 |
83/2 |
|
4637/0- |
21/1- |
|
***3243/0 |
42/6 |
|
اثرات سال‌ها |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|||
|
اثرات صنایع |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|
کنترل شد |
|||
|
تعداد مشاهدات |
|
1749 |
|
477 |
|
2226 |
|||
|
سرعت تعدیل (درصد) |
|
31/49 |
|
45/68 |
|
|
|||
|
نیمه عمر (ماه) |
|
24/12 |
|
21/7 |
|
|
|||
|
آمارۀ هنسن |
|
91/99 |
|
81/48 |
|
34/71 |
|||
|
آمارۀ آرلانو ـ بوند (وقفۀ 1) |
|
***09/4- |
|
***50/4- |
|
***11/4- |
|||
|
آمارۀ آرلانو ـ بوند (وقفۀ 2) |
|
54/0- |
|
93/0- |
|
93/0- |
|||
|
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح 1درصد، 5درصد و 10درصد |
|||||||||
نتایج برازش مدل (3) در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 نشان می‌دهد که به غیر از متغیر مجازی توزیع سود نقدی، ضریب سایر متغیرها در سطح 10درصد و کمتر از آن معنادار است؛ بااین‌حال، نتایج برازش مدل (3) در دورۀ شیوع کووید 19 نشان می‌دهد که تنها ضرایب سه متغیر نسبت وجه نقد دورۀ جاری، جریان وجوه نقد عملیاتی و خالص سرمایه در گردش معنادارند. نتایج نشان می‌دهد که در سال‌های قبل از شیوع کووید 19 سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد حدود 50درصد (4931/0=5069/0-1) بوده است و نتایج تحلیل نیمه عمر[24] نیز بیان می‌کند که در راستای نیل به نسبت هدف، شرکت‌ها نیمی از انحراف نسبت نگهداشت وجه نقد واقعی از نسبت وجه نقد هدف را در یک بازۀ زمانی 12ماهه حذف می‌کنند؛ بااین‌حال، یافته‌ها حاکی از آن است که در دورۀ شیوع کووید 19 سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد حدود 5/68درصد (6845/0=3155/0-1) بوده است و شرکت‌ها نیمی از انحراف نسبت نگهداشت وجه نقد واقعی از نسبت وجه نقد هدف را در یک بازۀ زمانی حدود 7ماهه حذف می‌کنند. این نتایج بیان می‌کند که در قیاس با سال‌های قبل از شیوع کووید 19، در دورۀ کووید 19 سرعت تعدیل نسبت وجه نقد حدود 40درصد افزایش داشته است. در نتایج برازش مدل (4)، منفی و معناداربودن ضریب متغیر تعاملی COVID*CASH (2184/0-) نیز نشان می‌دهد که سرعت تعدیل نسبت وجه نقد در دورۀ شیوع کووید 19 در مقایسه با سال‌های قبل آن افزایش معناداری داشته است. این نتایج با پیش‌بینی مطرح در فرضیۀ دوم پژوهش سازگار است.
آزمون استحکام
برای اطمینان از استحکام یافته‌ها، نتایج آزمونهای استحکام در جدول (5) گزارش شده‌اند. باتوجه‌به آنکه شیوع کووید 19 در ایران از زمستان 1398 شروع شد و تنها بر بخش کوچکی از رویدادهای مالی شرکت‌ها برای آن سال تأثیر داشت، در بخش الف از جدول (5)، نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش با به‌کارگیری دورۀ زمانی 1400-1399 به‌عنوان دورۀ شیوع کووید 19 ارائه شده است و برای تلخیص، صرفاً ضریب متغیرهای تعاملی و گزارش شده‌اند.
جدول (5): نتایج آزمونهای استحکام
Table (5) The results of robustness tests
|
نماد متغیرها |
|
ضریب |
تی استیودنت |
|
بخش الف: استفاده از دورۀ زمانی 1400-1399 به‌عنوان دورۀ شیوع کووید 19 |
|||
|
آزمون فرضیۀ اول: |
|
|
|
|
COVID |
|
***0518/0 |
85/2 |
|
آزمون فرضیۀ دوم: |
|
|
|
|
COVID*CASH |
|
***2032/0- |
12/6- |
|
|
|
|
|
|
بخش ب: استفاده از رویکرد دو مرحله‌ای اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) برای آزمون فرضیه دوم پژوهش |
|||
|
آزمون فرضیۀ دوم: |
|
|
|
|
|
|
***5128/0 |
73/14 |
|
|
|
***1835/0 |
14/3 |
|
*** و ** به ترتیب معناداری در سطح 1درصد و 5درصد |
|||
نتایج بخش الف از آزمونهای استحکام، سازگار با فرضیه‌های پژوهش و بیانگر استحکام نتایج نسبت به تعریف جایگزین برای متغیر مجازی است. در بخش ب از جدول (5)، از رویکرد دو مرحله‌ای اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش استفاده شده است. به باور اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018)، تنظیم مدل تعدیل جزئی به شکل رابطۀ (1) و تخمین مدل حاصله با رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته، فرض می‌کند که سرعت تعدیل در شرکت‌های مختلف به‌صورت همگن[25] است؛ درحالی‌که در دنیای واقعی ممکن است دراین‌خصوص، درجاتی از ناهمگنی[26] وجود داشته باشد. برای غلبه بر این مشکل، با پیروی از اورلوا (Orlova, 2020)، از یک رویکرد دو مرحله‌ای استفاده می‌شود که فرض می‌کند، سرعت تعدیل نگهداشت وجه نقد تابعی ریاضی از مؤلفه‌های گوناگون ( ) است:
|
رابطۀ (2) |
|
با جایگذاری رابطۀ (2) در رابطۀ (1) داریم:
|
مدل (5) |
|
در مدل (5) عبارت معادل با انحراف از سطح بهینۀ نگهداشت وجه نقد است. با این تصریح می‌توان فرض همگن‌بودن سرعت تعدیل را کنار گذاشت تا این مفهوم تابعی از عوامل سطح شرکت، اقتصاد کلان یا شوک‌های جهانی باشد. در این روش، ابتدا ضمن برازش مدل (3) با برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی، مقدار برازش‌شدۀ مدل (یعنی ) محاسبه می‌شود. سپس با جایگذاری در مدل (5)، مدل جدیدی حاصل می‌شود که با رویکرد حداقل مربعات معمولی قابل برازش است؛ در این راستا، برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، در مدل (5) متغیر مجازی جایگزین می‌شود. مطابق با فرضیۀ دوم پژوهش، در این مدل انتظار می‌رود ضریب متغیر تعاملی مثبت و معنادار باشد. همانند فوزو و همکاران (Fosu et al., 2016)، برای کاهش تأثیر منفی ناهمسانی واریانس خطاها و همبستگی احتمالی بین آنها در برازش مدل (5) از تصحیح خوشه‌ای (با خوشه‌بندی در سطح شرکت) استفاده شده است. نتایج ارائه‌شده در بخش (ب) مؤید یافته‌های پیشین و سازگار با فرضیۀ دوم پژوهش است.
نتیجه‌گیری و پیشنهادها
ادبیات مربوط به عوامل مؤثر بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن، رشد خوبی را در سال‌های اخیر تجربه کرده است. نگهداشت وجه نقد با انگیزه‌های مختلفی صورت می‌گیرد که از این بین، انگیزۀ احتیاطی از جایگاه خاصی برخوردار است. برای تشریح رفتار واحدهای تجاری در نگهداشت وجه نقد و تعدیل آن، پژوهشگران نظریه‌های متعددی را مطرح کرده‌اند که در بین آنها، نظریۀ توازن بیشتر توجه متخصصین امر را به خود جلب کرده است. در پژوهش‌های پیشین، تأثیر عوامل مختلفی در سطح شرکت، صنعت و اقتصاد کلان روی سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی شده است. در سال‌های اخیر، رده‌ای از پژوهش‌ها تأثیر شوک‌های سیستمی جهانی (مانند شیوع همه‌گیری کووید 19) را بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی کرده‌اند؛ بااین‌حال، د خصوص شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران شواهدی در این رابطه ارائه نشده است. برای پوشش این خلاء، پژوهش حاضر با به‌کارگیری رویکرد حداقل مربعات تعمیم‌یافته و مدل تعدیل جزئی با رویکرد پویا تأثیر همه‌گیری کووید 19 را بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی کرده است. یافته‌های پژوهش بیان می‌کند که در دورۀ همه‌گیری کووید 19 در مقایسه با سال‌های قبل از آن، نسبت نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها حدود دو برابر شده و سرعت تعدیل آن نیز نزدیک به 40درصد افزایش داشته است. این نتایج که با یافته‌های هوندا و یوسوگی (2022)، چانگ و همکاران (2023) و ملگارجو و استفان (2023) همخوانی دارد، با انگیزۀ احتیاطی برای نگهداشت وجه نقد و مفاهیم مطرح در نظریه‌های سلسله‌مراتبی و توازن سازگار است.
این پژوهش از دو زاویه در توسعۀ ادبیات جاری مشارکت دارد. از زاویۀ نخست، پژوهش حاضر ادبیات موجود درخصوص تقویت انگیزه‌های احتیاطی ناشی از شیوع کووید19 بر نگهداشت وجه نقد را غنا می‌بخشد. از منظر دوم، نتایج این پژوهش با پررنگ‌کردن نقش همه‌گیری کووید19 و تأکید بر اهمیت آن در تشدید فشارهای مالی روی واحدهای تجاری، مؤید اقدام این واحدها برای افزایش سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد به‌عنوان راهکاری برای گریز از تبعات مالی این همه‌گیری است و ازاین‌رو، برای سیاست‌گذاران در سطوح خرد و کلان، رهنمودهایی برای رویارویی با بحران‌های مشابه در بر دارد؛ به بیان دیگر، نتایج این پژوهش افزایش در سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن را به‌عنوان راهکاری برای در امان ماندن از عواقب بحران کووید 19 و رویدادهای مشابه توصیه می‌کند. مطابق با رویکرد رایج در ادبیات، در این پژوهش رویکرد تعدیل جزئی یک مرحله‌ای و دو مرحله‌ای به همراه مدل‌های پویا به‌کار رفته است تا نواقص رویکرد ایستا، روی یافته‌ها اثرگذار نباشند و بتوان ناهمگنی در سرعت تعدیل در شرکت‌های مختلف را لحاظ کرد. افزون بر آن، نتایج پژوهش در مقابل استفاده از تعاریف عملیاتی متفاوت درخصوص دورۀ شیوع کووید 19 مقاوم است. همچنین، با لحاظ‌کردن تعداد زیادی از عوامل مخدوش‌کننده[27] با عنوان متغیرهای کنترلی و اثرات ثابت سال‌ها و صنایع سعی شده است تا از ایجاد تورش متغیرهای محذوف[28] اجتناب شود؛ بااین‌وجود، به‌دلیل برخی محدودیت‌ها، در تعمیم نتایج پژوهش باید احتیاط کرد؛ برای نمونه، در این پژوهش فرض شده که همه‌گیری کووید 19 به‌صورت همگن بر صنایع مختلف تأثیر گذاشته است، درحالی‌که برخی صنایع مانند حمل‌ونقل، هتل‌داری، رستوران‌ها و... متحمل خسارات هنگفتی شده و برای برخی دیگر مانند مخابرات، ساخت‌وساز و... خسارت چندان زیاد نبوده است. نکتۀ اخیر می‌تواند توجه پژوهشگران آتی را به خود جلب کند.
[1]. Transaction motive
[2]. Precautionary motive
[3]. Speculative motive
[4]. COVID-19 Pandemic
[5]. Uncertainty
[6]. Optimal (target)
[7]. Financing frictions
[8]. Economic shocks
[9]. Agency
[10]. Trade-off
[11]. Pecking order
[12]. Market timing
[13]. Free cash-flow
[14]. Financial constraint
[15]. Static and dynamic
[16]. Information asymmetry
[17]. Market mis-valuation
[18]. Remote working
[19]. Partial adjustment model
[20]. Generalised least squares (GLS)
[21]. System generalized method of moments (System GMM)
[22]. Instrumental variable
[23]. Hansen
[24]. Half-life=12*Ln(0.5)/Ln(1-λ)
[25]. Homogenous
[26]. Heterogeneity
[27]. Confounding factors
[28]. Omitted variable bias
)