نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار، گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه صنعتی شریف، تهران، ایران
2 کارشناس ارشد، گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه شریف، تهران، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Given the substantial adjustment costs of altering long-term investment trajectories and the difficulties in securing external financing, internal financing plays a crucial role in sustaining fixed-asset investments, especially for financially constrained firms. This study investigates the influence of working capital on fixed investment patterns among Iranian listed firms, distinguishing between financially constrained and unconstrained entities. We hypothesize that financial constraints suppress long-term investment due to firms' preference for stable capital allocation amid costly external financing barriers, with working capital serving as a liquidity buffer to mitigate such constraints and maintain investment continuity. Empirical findings demonstrate that excluding working capital fluctuations from regression models underestimates the adverse impact of financial constraints on long-term investment. Incorporating this variable not only corrects the underestimation but also highlights working capital’s stabilizing role in investment trends. For the Kaplan-Zingales and dividend payout metrics, the marginal effects of working capital and cash flow on investment are more pronounced for severely constrained firms, consistent with theoretical expectations. However, divergent results for the BNPO and interest coverage ratios suggest context-dependent interactions between financial constraints and liquidity management. These findings underscore the importance of integrating working capital dynamics into investment behavior analyses, particularly in settings with underdeveloped external financing mechanisms.
Keywords: Working Capital, Fixed Investment, Financial Constraints
Introduction
This study examines how internal financing and working capital management influence fixed investments among Iranian listed firms, particularly those facing financial constraints. Investment is a cornerstone of firm growth, with prior research emphasizing its role in distinguishing market leaders from underperformers. In Iran, limited access to external financing—due to underdeveloped bond markets and equity issuance challenges—heightens the importance of internal funds for sustaining long-term investments. Working capital, characterized by high liquidity and flexibility, serves as a strategic buffer against cash flow volatility, enabling firms to stabilize fixed asset investments without resorting to costly external financing. While prior studies often use cash flow as a proxy for internal financing capacity, critics argue this may conflate investment demand with financial constraints. This research addresses this gap by analyzing how firms leverage working capital adjustments to mitigate financial pressures. Findings reveal that effective working capital management allows constrained firms to maintain investment continuity, offering novel insights into resource allocation strategies in emerging markets.
Materials & Methods
This study investigates the influence of internal financing and working capital management on fixed investments among Iranian listed firms, with a particular focus on financially constrained entities. Investment serves as a critical driver of firm growth, with extant literature highlighting its role in differentiating high-performing firms from their less competitive counterparts. In Iran, where underdeveloped bond markets and challenges in equity issuance restrict access to external financing, internal funds assume heightened importance in sustaining long-term capital expenditures. Working capital, owing to its liquidity and operational flexibility, acts as a strategic financial buffer, helping firms mitigate cash flow volatility and stabilize fixed-asset investments without relying on costly external funding. While existing studies frequently employ cash flow as a proxy for internal financing capacity, critics contend that this approach risks conflating investment demand with financial constraints. Addressing this gap, our research examines how firms strategically adjust working capital to alleviate financial pressures. The findings demonstrate that effective working capital management enables constrained firms to sustain investment continuity, providing new empirical insights into resource allocation strategies within emerging market contexts.
Findings
The empirical findings substantiate the pivotal role of working capital in stabilizing investments among financially constrained firms. When employing the Kaplan-Zingales (KZ) measure, constrained firms demonstrate statistically significant negative coefficients for working capital changes (-0.153 and -0.136), suggesting active utilization of working capital to buffer against cash flow volatility. The inclusion of working capital variables reveals higher cash flow coefficients, indicating that conventional models systematically underestimate internal financing's contribution to investment. Divergent patterns emerge for the BNPO index, where unconstrained firms exhibit larger coefficients - a discrepancy potentially attributable to measurement-specific characteristics. Results from the dividend payout ratio corroborate the KZ findings, further confirming constrained firms' dependence on working capital as a financial cushion. Method 3's implementation, incorporating a constraint dummy variable, robustly validates cash flow as an effective proxy for financial constraints. Importantly, the analysis reveals that both inventory adjustments and comprehensive working capital components contribute to investment stability, effectively countering prevailing critiques that ascribe these effects exclusively to inventory management practices.
Discussion & Conclusion
This study establishes the critical function of working capital as a financial buffer that mitigates financing constraints for Iranian firms, enabling them to maintain fixed investment levels despite limited access to external capital. The identified negative correlation between working capital adjustments and fixed investment reveals a strategic resource allocation trade-off, where firms prioritize long-term capital projects by reallocating liquid assets. These findings substantiate the validity of cash flow as an indicator of financial constraints, countering prevailing critiques that dismiss it as merely reflecting investment demand. The analysis further reveals that conventional models systematically understate internal financing's role when omitting working capital considerations, underscoring the necessity of incorporating liquidity management into investment frameworks. From a policy perspective, measures enhancing working capital flexibility—such as developing credit markets or optimizing inventory financing mechanisms—could strengthen corporate resilience in constrained environments. Future research directions should investigate industry-specific variations and the moderating effects of macroeconomic conditions on these relationships. By elucidating the interplay between liquidity management and investment decisions in financially constrained settings, this study contributes both theoretically to resource allocation literature and practically to corporate and regulatory decision-making in emerging markets.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
سرمایه گذاری و بررسی عوامل مؤثر بر آن به عنوان موتور پیشران توسعۀ بنگاه ها در دهه های گذشته توجه پژوهش‌های نظری و تجربی زیادی را در حوزۀ مالی به خود جلب کرده است. اهمیت این موضوع تا آنجا است که بوکیست و همکاران (Boquist et al., 1998) تفاوت برندگان و بازندگان بازار را در میزان سرمایه گذاری آنها می داند. دسته‌ای از این پژوهش‌ها اثر امکان تأمین مالی داخلی بنگاه[1] را بر سرمایه گذاری و توسعۀ بنگاه بررسی کرده اند که نتایج آن تأثیر مهمی بر حوزه های دیگر اقتصاد ازقبیل اقتصاد کلان و سازمان‌های صنعتی[2] و تأمین مالی عمومی[3] دارد؛ برای مثال در حوزۀ اقتصاد کلان، باتوجه‌به اینکه نوسانات در موجودی مواد و کالای بنگاه ها به عنوان یکی از علل چرخه‌های تجاری شناخته شده است، شناخت سازوکار سرمایه گذاری بنگاه‌ها در سرمایهدرگردش[4] می تواند در فهم نوسانات در موجودی مواد و کالا و به‌تبع آن چرخه‌های تجاری کمک کند. در حوزۀ سازمان‌های صنعتی نیز بعد از بررسی موانع ورود بنگاه ها به بازار، مسئلۀ وجود محدودیت‌های مالی در بنگاه و آثار اقتصادی آن یکی از موضوعات پرچالش شد که کامین و شوارتز (Kamien & Schwartz, 1975) روی اثر محدودیت های مالی بنگاه بر نوآوری بنگاه های رقیب پرداخته‌اند.
در ایران نیز مشابه با مطالعات سالوا (Salawu, 2007)، تأمین مالی بیرونی[5] برای بنگاه های درگیر محدودیت مالی کاری دشوار و هزینه بر است؛ زیرا تأمین مالی بیرونی بنگاه ازطریق اوراق قرضه رایج نبوده و تأمین مالی ازطریق انتشار سهام نیز به دلیل مسئلۀ عدم تقارن اطلاعات با تنزیل بالایی رخ می دهد. به‌علاوه، تأمین مالی از بانک به دلیل نظام بانکی دولتی و شبه دولتی نیازمند چانه زنی های غیراقتصادی است؛ بنابراین، بررسی اثر تأمین مالی داخلی بنگاه های درگیر محدودیت مالی بر سرمایه گذاری‌های بنگاه در ایران، موضوعی بااهمیت است.
در بسیاری از مقالات تجربی که اثر محدودیت مالی را بر سرمایه گذاری بنگاه بررسی کرده اند، از رگرسیون میزان سرمایه گذاری در دارایی های ثابت بر وجوه نقد بنگاه به‌عنوان نماینده‌ای[6] برای امکان تأمین مالی داخلی استفاده میشد که ضریب مثبت وجوه نقد در این رگرسیون به معنای اثر مثبت آن بر سرمایه گذاری بنگاه تفسیر می شد (Gertler & Hubbard, 1988; Oliner & Rudebusch, 1992). حال آنکه ممکن است وجوه نقد بنگاه نماینده‌ای از تقاضای سرمایه گذاری بنگاه شود و بنابراین، تفسیر امکان تأمین مالی از متغیر وجوه نقد در هاله‌ای از ابهام قرار میگیرد و بدین طریق تفسیر نتایج رگرسیون از اساس بی اعتبار می‌شود.
این پژوهش به دنبال حل نقد مذکور و یافتن نحوۀ رویارویی بنگاه با محدودیت مالی باتوجه‌به دو نکتۀ مهم در فرایند تولید بنگاه است. نخست آنکه تغییر در روند بلندمدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت بنگاه، هزینه‌بر است (Fazzari & Petersen, 1993). دوم آنکه سرمایهدرگردش یک دارایی بازگشت‌پذیر و نقدشونده است.
همان‌طور که گفته شد به دلایل مختلف، تغییر در روند سرمایه گذاری بنگاه در دارایی‌های ثابت برای بنگاه هزینه بر است؛ بنابراین، بنگاه به دنبال آن است که میزان سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت خود را به شکل پایداری در یک مسیر بلندمدت توسعه نگه دارد. در این میان بنگاه ممکن است با نوساناتی در جریان‌های نقدی خود روبه‌رو شود که مانع تأمین مالی داخلی برای سرمایه گذاری ها شود و از طرفی همان‌طور که گفته شد، تأمین مالی بیرونی نیز برای بنگاه هزینه های اضافه دارد. در این حالت نکتۀ دوم یعنی نقش سرمایهدرگردش اهمیت پیدا می‌کند.
سرمایهدرگردش ازنظر حسابداری برابر با دارایی‌های جاری منهای بدهی‌های جاری بنگاه است (Fazzari & Petersen, 1993). این سرمایه به نسبت نقدشوندگی بالایی دارد و به راحتی می‌توان انبارۀ سرمایۀ آن را کم و زیاد کرد. این ویژگی سرمایهدرگردش به بنگاه این امکان را می دهد تا از انبارۀ سرمایهدرگردش به‌عنوان نوسان گیر در مقابل نوسانات جریانات نقدی استفاده کند. درواقع بنگاه با کم و زیاد کردن انبارۀ سرمایهدرگردش خود در مقابل نوسانات جریان های نقدی سعی می کند منابع مالی لازم خود برای سرمایه گذاری در دارایی های ثابت را در داخل بنگاه تأمین کند؛ بنابراین، مدیریت و استفاده از منابع پنهان مالی موجود در سرمایهدرگردش به بنگاه کمک می کند تا منابع مالی لازم را بدون نیاز به منابع مالی پرهزینۀ بیرونی، به‌صورت داخلی تأمین کند.
در نظر گرفتن دو نکتۀ مذکور و سازوکار آن در تحلیل ها و واردکردن آن در مدل های رگرسیونی، این امکان را می دهد تا از ضرایب جدید رگرسیونی، پیش بینی های جدیدی یافت شود. برای واردکردن این سازوکار به مدل رگرسیونی کافی است متغیر مستقل تغییرات در سرمایهدرگردش به مدل رگرسیونی قبل اضافه شود که رگرسیون سرمایه گذاری ثابت بر وجوه نقد بنگاه ها به همراه متغیرهای کنترلی دیگر مثل q-توبین است. در این حالت دو پیش بینی از ضرایب رگرسیون وجود خواهد داشت: نخست آنکه ضریب تغییرات در سرمایهدرگردش منفی است؛ زیرا باتوجه‌به سازوکار توضیح‌داده‌شده، اگر کل انبارۀ سرمایۀ بنگاه به دو قسمت سرمایهدرگردش و سرمایۀ ثابت تقسیم شود، استفاده از سرمایهدرگردش برای تأمین مالی سرمایه گذاری در دارایی‌های ثابت، به این دو ماهیت رقابتی می دهد و طبیعی است که ضریب تغییرات سرمایهدرگردش منفی است.
پیش بینی دوم آن است که بنگاه تمایل دارد سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت خود را در یک روند پایدار بلندمدت نگه دارد و در این مسیر از انبارۀ سرمایهدرگردش استفاده می کند؛ بنابراین، طبیعی است که اگر این سازوکار در نظر گرفته نشود، اثر کاهش وجوه نقد بنگاه بر سرمایه گذاری در دارایی‌های ثابت، کم برآورد خواهد شد؛ زیرا اثر این کاهش وجوه نقد به کمک سازوکار مذکور کم خواهد شد؛ بنابراین، پیش بینی می‌شود که پژوهش‌های گذشته که رابطۀ سرمایه گذاری در دارایی‌های ثابت را با وجوه نقد بنگاه برآورد می کردند، ضریب وجوه نقد را از مقدار حقیقی آن، کم برآورد کنند و در همین راستا با اضافه‌کردن تغییرات سرمایهدرگردش به رگرسیون و آوردن این سازوکار در مدل رگرسیونی، ضریب وجوه نقد در این پژوهش بیشتر از قبل و نزدیکتر به مقدار حقیقی آن برآورد شود.
این پژوهش پاسخ مشخصی نیز برای نقدهای پیشین دارد که وجوه نقد در مدل رگرسیونی را نماینده‌ای از میزان تقاضای سرمایه گذاری می دانستند. این انتقادات بیان می دارند که میزان فروش و سوددهی بنگاه رابطۀ مثبتی با میزان وجوه نقد بنگاه دارد و افزایش این دو منجر به افزایش میزان تقاضای سرمایه گذاری از طرف بنگاه می شود و بنابراین در این مدل، میزان وجوه نقد بنگاه نماینده‌ای برای محدودیت مالی بنگاه نیست؛ اما در این پژوهش باید توجه داشت که سرمایهدرگردش بنگاه نیز رابطۀ مثبتی با میزان فروش و سوددهی بنگاه دارد و بنابراین مشابه استدلال قبل، افزایش سرمایهدرگردش نیز منجر به افزایش تقاضای سرمایه گذاری بنگاه می شود؛ بنابراین، طبق استدلال منتقدین، حضور تغییرات سرمایهدرگردش در مدل باید با تخمین ضریب مثبت برای آن و تضعیف ضریب مثبت برای وجوه نقد همراه شود؛ اما آنچه از این پژوهش انتظار می‌رود، ضریب منفی تغییرات در سرمایهدرگردش و افزایش ضریب وجوه نقد است که در تعارض جدی با نظر منتقدین است و درصورت صحت پیش بینیهای این پژوهش، به این نوع انتقادات پاسخ داده خواهد شد.
در ادامۀ پژوهش، در بخش بعدی به مبانی نظری موجود در این حوزه و سپس در بخش سوم داده ها بررسی شده است. در بخش چهارم، روش‌شناسی پژوهش بررسی شده و در بخش پنجم، نتایج مدل رگرسیونی مذکور نشان داده شده است. نتایج به‌دست‌آمده برای یک نمونه از بنگاه های بورسی ایران، عموماً مطابق با تفاسیر و پیش بینیهای پژوهش بود. در بخش ششم نیز نتیجه گیری پایانی خواهد آمد.
مبانی نظری
بنگاه برای حیات و توسعه نیاز به سرمایه‌گذاری دارد؛ اما منابع لازم برای سرمایه‌گذاری را چگونه تأمین می‌کند؟ برای تأمین مالی دو راه پیشرو دارد. استفاده از منابع داخلی یا تأمین مالی ازطریق منابع خارج از بنگاه که عمدتاً از بازار پول یا بازار سرمایه تهیه می‌شود (Fazzari & Petersen, 1993). در بازار ایدئال[7] انتخاب منبع تأمین مالی اهمیتی ندارد و تأثیری بر ارزش بنگاه نمی‌گذارد؛ اما حضور مواردی چون اطلاعات نامتقارن، مسئلۀ نمایندگی[8]و غیره علاوه‌بر اینکه انتخاب بین منابع تأمین مالی را مهم می‌کند، همان‌طور که ماتسویاما و همکاران (Matsuyama et al., 2007) بیان می‌کنند منجر به عدم کارکرد درست بازار و در ادامه عدم تأمین اعتبارات لازم برای انجام پروژه‌های سودده می‌شود.
وجود عدم تقارن اطلاعات در بازار بدهی موجب می‌شود که وام‌دهنده ریسک نکول را به دلیل عدم شناخت کافی از متقاضی وام، زیاد تشخیص دهد و به‌صورت افزایش نرخ بهره جبران کند. سامرز (Summers, 1981) نشان می‌دهد که نرخ بهرۀ وام‌ها نزدیک به سه برابر هزینۀ سرمایۀ وام‌دهنده است. به‌طور مشابه، برای تأمین مالی از بازار سرمایه نیز سرمایه‌گذاران جدید در مقایسه با مدیران بنگاه از ارزش واقعی دارایی‌های بنگاه و نیز پروژه‌های آتی اطلاعات کمتری دارند و بنابراین طبیعی است که سهام جدید شرکت را به قیمتی کمتر از ارزش واقعی آن بخرند. این امر هزینۀ تأمین مالی را ازطریق بازار سرمایه نیز بالا می‌برد. مایرز و مجلوف (Myers & Majluf, 1984) به کمک مدل‌سازی، هزینۀ مذکور در تأمین مالی را از بازار سرمایه به‌خوبی نشان داده‌اند. آنها معتقدند هزینه‌های تأمین مالی ازطریق بازار سرمایه بیشتر از بازار بدهی است. درهرصورت به‌طور عمومی همان‌طور که آلمیدا و همکاران (Almeida et al., 2011) بیان می‌کنند، وجود اصطکاک‌ها در بازار مالی درنهایت منجر به تغییر هزینۀ نهایی[9]پروژه‌های بنگاه می‌شود و تأمین مالی خارجی را هزینه‌بر می‌کند.
در مقابل تأمین مالی از منابع بیرونی که هزینه‌های مبادلۀ بالایی را به بنگاه تحمیل می‌کند و امکان تحصیل آن برای بنگاه درگیر محدودیت مالی کم است، تأمین مالی از منابع داخلی عموماً هزینۀ مبادلۀ کمتری را بر دوش بنگاه می‌گذارد؛ بنابراین، طبیعی است که امکان تأمین مالی از منابع داخلی پارامتر مؤثری در تعیین حجم سرمایه‌گذاری‌های بنگاه است.
همان‌طورکه در مقدمه نیز اشاره شد، گرچه عمدۀ پژوهش‌های پیشین تأثیر امکان تأمین مالی داخلی بنگاه را بر رشد و سرمایه‌گذاری آن بررسی کرده‌اند، از جهت اقتصادسنجی و نیز از جهت نادیده‌گرفتن هموارسازی سرمایه‌گذاری[10] بنگاه نقد شده‌اند.
لوکاس (Lucas, 1967) معتقد است بنگاه‌ها به دنبال هموارسازی روند سرمایه‌گذاری هستند؛ زیرا هرچه نرخ سرمایه‌گذاری افزایش پیدا کند، هزینۀ نهایی سرمایه‌گذاری‌های جدید برای بنگاه افزایش پیدا می‌کند؛ بنابراین، طبیعی است بنگاه برای کاهش هزینه‌ها، سرمایه‌گذاری خود را در مسیری بلندمدت و پایدار نگه دارد و آن را مستقل از شوک‌های مالی احتمالی قرار دهد. در پژوهش‌های اخیر نیز براون و پیترسن (Brown & Petersen, 2011) به کمک مجموعه دادۀ تابلویی[11] از بنگاه‌های تولیدی و سهامی عام آمریکا در سال‌های 1970-2006 نشان می‌دهند که وجوه به‌نسبت نقد بنگاه از اثرگذاری شوک‌های مالی بر سرمایه‌گذاری شرکت در بخش تحقیق و توسعه جلوگیری می‌کند و باعث می‌شود تا سرمایه‌گذاری در این بخش روند مشخص و پایداری را طی کند. دیگر پژوهش‌های مشابه نیز نشان داده‌اند که ارزش نهایی هر یک دلار نقدینگی بیشتر برای بنگاه‌های پیشرو در سرمایه‌گذاری در بخش تحقیق‌و توسعه و نیز نیازمند به منابع مالی، بیشتر از دیگر بنگاه‌ها است. این امر مؤیدی بر رویکرد تعدیل روند سرمایه‌گذاری در بنگاه‌ها است (Pinkowitz & Williamson, 2007; Denis & Sibilkov, 2010).
علاوه‌بر دلیل مذکور، تعدیل روند سرمایه‌گذاری در بنگاه‌ها دلایل و شواهد دیگری نیز دارد. فزاری و پیترسن (1993) معتقدند که بنگاه نمی‌تواند پروژه‌های سرمایه‌گذاری را به تأخیر بیندازد. در صنایع درحال‌رشد هم‌زمان با نوآوری‌های جدید فرصت‌های سرمایه‌گذاری خلق می‌شود و اگر این سرمایه‌گذاری‌ها در زمان مناسب خود به انجام نرسند، ارزش خود را از دست می‌دهند. در چنین وضعیتی اگر بنگاه برای سرمایه‌گذاری بخواهد وابسته به نوسانات نقدینگی خود شود، فرصت‌ها را از دست می‌دهد و از رقابت عقب می‌ماند. مضاف بر این، بنگاه‌هایی که در بازار بدهی دارای امتیاز و اعتبار بالایی هستند، سرمایهدرگردش پایین‌تری از دیگر بنگاه‌ها دارند؛ زیرا نیازی به سرمایهدرگردش برای مقابله با شوک‌های منفی نقدینگی ندارند. بنابر تمام شواهد و دلایل مطرح‌شده، بنگاه به دنبال سازوکاری برای نگه‌داشتن سرمایه‌گذاری‌های خود در مسیری بلندمدت و پایدار است (Calomiris et al, 1995).
سرمایهدرگردش به‌عنوان سنجه‌ای از میزان نقدینگی بنگاه شناخته می‌شود. اهمیت مدیریت سرمایهدرگردش در عملکرد صحیح بنگاه از بحث‌های قدیمی در ادبیات است، تاجایی‌که دوینگ (Dewing, 1941) نزدیک به هشتاد سال پیش، سرمایهدرگردش را یکی از کلیدی‌ترین بخش‌های بنگاه می‌داند. تمام اجزای سرمایهدرگردش نقش مهمی در عملیات بنگاه دارند. حساب‌های دریافتنی و پرداختنی و موجودی نقد روند معاملات بنگاه را در زنجیرۀ ارزش و نیز موجودی مواد و کالا فرایند تولید را تسهیل می‌کنند. نقش مهم مدیریت سرمایهدرگردش در سوددهی شرکت به‌خوبی در مطالعات تجربی اخیر در کشورهایی نظیر ویتنام (Dong et al, 2010)، هند (Vishnani & Shah, 2007) و آمریکا (Mun & Jang, 2015) نشان داده شده است.
یکی از مهم‌ترین ویژگی‌های سرمایهدرگردش قابلیت نقدشوندگی بالا و نیز بازگشت‌پذیری آن است. تمام اجزای اصلی آن نظیر حساب‌های دریافتنی و پرداختنی، موجودی مواد و کالا و موجودی نقد به‌راحتی می‌توانند کم و زیاد شوند و بر نقدینگی بنگاه تأثیر بگذارند. همین ویژگی، نقش کلیدی در استفادۀ بنگاه از سرمایهدرگردش برای تعدیل روند سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت دارد.
همان‌طور که فزاری و پیترسن (1993) نشان دادند، زمانی‌که بنگاه با شوک منفی در وجه نقد روبه‌رو شود، مجبور به کاهش میزان سرمایه‌گذاری‌های خود می‌شود؛ اما به دلیل هزینه‌های تغییر روند سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت، منطقی است که به سمت کاهش سرمایهدرگردش برود. درواقع اگر مجموع دارایی‌های ثابت و سرمایهدرگردش یک کل از سرمایه‌گذاری‌های بنگاه فرض شود، بنگاه شوک نقدینگی را بیشتر به کمک سرمایهدرگردش جذب می‌کند. این امر حتی ممکن است موجب کاهش میزان سرمایهدرگردش در مقایسه با قبل نیز بشود؛ یعنی عملاً بنگاه نه‌تنها میزان سرمایه‌گذاری خود در آن بخش را کم می‌کند، حتی از سرمایه‌های موجود در سرمایهدرگردش نیز برای نگه‌داشتن روند سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت در مسیر بلندمدت خود استفاده می‌کند. دلیل اصلی این امر بازگشت‌پذیری و نقدشوندگی سرمایهدرگردش است. پژوهش‌های اخیر در کشورهایی نظیر آفریقای جنوبی (Kwenda, 2015)، کرۀ جنوبی (Park et al, 2009) و هند (Altaf & Shah, 2018) نیز نتایج مشابهی را نشان داده است.
پارک و همکاران (Park et al., 2009) نشان می‌دهند در بنگاه‌هایی که سرمایهدرگردش پایینی دارند، حساسیت سرمایه‌های ثابت به وجوه نقد بنگاه بیشتر است؛ این بدین معناست که بنگاه هرچه از ابتدا سرمایهدرگردش بیشتری داشته است، توانایی بیشتری در مصون نگه‌داشتن سرمایه‌های ثابت از شوک‌های نقدینگی دارد. این امر، اهمیت مدیریت سرمایهدرگردش را برای عملکرد بهتر بنگاه نشان می‌دهد.
دینگ و همکاران (Ding et al., 2013) علاوه‌بر آنکه نتایج پژوهش‌های پیشین را در بنگاه‌های چینی نیز نشان دادند، به طبقه‌بندی بنگاه‌ها و بررسی ادعای مذکور در هر دسته پرداختند. آنها نشان دادند که در هنگام وقوع شوک منفی نقدینگی، بنگاه‌های قدیمی، بزرگ و با فرصت رشد کمتر، دست به تغییر در روند دارایی‌های ثابت می‌زنند؛ این درحالی است که بنگاه‌های کوچک، جوان و با فرصت رشد بیشتر به دنبال جذب این شوک به کمک سرمایهدرگردش هستند.
از طرفی، دستۀ دیگری از پژوهش‌ها تأثیر مدیریت سرمایهدرگردش را بر سودآوری و ارزش بنگاه‌ها بررسی کرده‌اند. امامی و فرید (2017) معتقدند در شرکت‌های ایرانی، بین سرمایهدرگردش و عملکرد شرکت رابطۀ Uشکل معکوس وجود دارد و بنابراین سطح بهینه‌ای از سرمایهدرگردش برای عملکرد بهینۀ شرکت وجود دارد. خوشکار و همکاران (2020) نیز به‌طور مشابه نشان دادند که مدیریت سرمایهدرگردش تأثیر مثبتی بر ارزش شرکت‌های کوچک و متوسط در ایران داشته است. قائدی و امیری (2020) و اسکندرنژاد و همکاران (2020) نیز به نتایج مشابهی رسیده‌اند؛ در این راستا، این پژوهش به دنبال بررسی رویکرد بنگاه‌های ایرانی در مقابل محدودیت‌های مالی و نیز تأثیر آن بر سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت بنگاه و نیز نقش سرمایهدرگردش در این میان است.
گردآوری داده ها
اطلاعات کلیۀ بنگاه‌های لیست‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و شرکت فرابورس ایران در طی سال‌های 1392 تا 1400 که سال مالی آنها 29 اسفند است، جمع آوری شده است. ارزش بازاری هر بنگاه یکی از مؤلفه‌های q-توبین است که از آن به‌عنوان متغیر کنترلی در کلیۀ تخمین ها استفاده شده است؛ بنابراین، آن دسته از بنگاه هایی که ارزش بازاری آنها در تمامی روزهای ماه اسفند موجود نیست، از لیست بنگاه های آن سال حذف شده اند. برای بنگاه‌هایی که ارزش بازاری آنها در ماه اسفند ارائه شده است، ارزش بازاری نزدیکترین تاریخ به 29 اسفند به عنوان ارزش روز بنگاه لحاظ شده است. بنگاه های مرتبط با شش صنعت بانکها و مؤسسات اعتباری، بیمه و بازنشستگی، سرمایه‌گذاری ها، فعالیت های کمکی به نهادهای مالی واسط، واسطه گریهای مالی و پولی و سایر واسطه‌گری‌های مالی نیز حذف شده‌اند.
اطلاعات مرتبط با صورتهای مالی این بنگاه‌ها که در تعیین متغیرهای مستقل و کنترلی کاربرد دارند، از سایت بورس‌ویو و نرمافزار ره آورد نوین استخراج شده است. از صورت های مالی آنها داده های سرمایه گذاری کوتاه مدت، وجوه نقد و موجودی های نزد بانک ها، جمع کل دارایی‌ها، جمع حقوق صاحبان سهام، تسهیلات مالی، دریافتنی جاری و بلندمدت، سود و زیان قبل از مالیات، هزینه های مالی، جریان خالص ورود و خروج وجوه نقد، درآمد حاصل از خدمات و فروش، جمع دارایی ها و بدهی‌های جاری، خالص دارایی‌های ثابت، فروش و خرید دارایی های ثابت، موجودی مواد و کالا، مجموع درآمدهای آنها و برخی اطلاعات دیگر استخراج شده است. برای تعریف صنعت هر بنگاه از کدهای دورقمی استفاده شده است که در شناسۀ بنگاه‌ها ارائه می شود. ازجمله متغیرهای کنترلی استفاده‌شده در مدل ها، سن و اندازۀ بنگاه است. سن بنگاه در هر سال از تفاضل سال بررسی‌شده و سال تأسیس بنگاه محاسبه می شود و سال تأسیس نیز در یادداشت های توضیحی همراه با صورت های مالی اشاره شده است که برای هر بنگاه به‌صورت دستی جمع آوری شده است. برای تعیین اندازۀ بنگاه از لگاریتم جمع کل دارایی های آن استفاده می شود.
جدول (1): آمارهای توصیفی متغیرها
Table (1): Descriptive statistics
|
میانگین سال 1400 |
میانگین سال 1392 |
تعداد مشاهدات |
حداکثر |
حداقل |
انحراف معیار |
میانگین |
متغیر |
نوع بنگاه |
|
27/0 |
06/0 |
2083 |
36/2 |
25/0- |
25/0 |
11/0 |
سرمایه‌گذاری ثابت به درآمد کل* |
کلیه بنگاه‌ها |
|
66/2 |
70/1 |
2083 |
21/18 |
39/0 |
32/2 |
45/2 |
q-توبین |
|
|
27/1 |
22/0 |
2083 |
34/7 |
86/1- |
88/0 |
53/0 |
جریان نقدی به درآمد کل |
|
|
40/0 |
06/0 |
2083 |
78/4 |
12/3- |
63/0 |
18/0 |
تغییر سرمایهدرگردش به درآمد کل |
|
|
51/0 |
07/0 |
2040 |
61/2 |
55/0- |
34/0 |
17/0 |
تغییر در موجودی مواد و کالا |
|
|
90/6 |
24/6 |
2083 |
49/8 |
88/4 |
71/0 |
50/6 |
اندازۀ بنگاه |
|
|
90/36 |
14/35 |
2083 |
64 |
9 |
85/14 |
44/36 |
سن بنگاه |
|
|
00001/0 |
006/0 |
2083 |
89/0 |
55/0- |
093/0 |
001/0 |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل |
|
|
59/5 |
99/0 |
2083 |
35/15 |
33/0 |
25/2 |
34/2 |
فروش به درآمد کل |
|
|
31/0 |
04/0 |
1040 |
36/2 |
25/0- |
26/0 |
12/0 |
سرمایه‌گذاری ثابت به درآمد کل* |
بنگاه‌های دچار محدودیت مالی (معیار کاپلان و زینگالس) |
|
68/1 |
18/1 |
1040 |
95/9 |
39/0 |
31/1 |
70/1 |
q-توبین |
|
|
25/1 |
12/0 |
1040 |
34/7 |
86/1- |
87/0 |
48/0 |
جریان نقدی به درآمد کل |
|
|
44/0 |
01/0 |
1040 |
76/4 |
12/3- |
66/0 |
17/0 |
تغییر سرمایهدرگردش به درآمد کل |
|
|
58/0 |
07/0 |
1012 |
61/2 |
53/0- |
35/0 |
18/0 |
تغییر در موجودی مواد و کالا |
|
|
02/7 |
27/6 |
1040 |
49/8 |
88/4 |
70/0 |
57/6 |
اندازۀ بنگاه |
|
|
48/38 |
93/37 |
1040 |
64 |
9 |
72/14 |
42/37 |
سن بنگاه |
|
|
003/0- |
01/0 |
1040 |
89/0 |
55/0- |
10/0 |
004/0 |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل |
|
|
84/5 |
1 |
1040 |
48/14 |
35/0 |
25/2 |
35/2 |
فروش به درآمد کل |
|
|
24/0 |
07/0 |
1043 |
07/2 |
23/0- |
24/0 |
11/0 |
سرمایه‌گذاری ثابت به درآمد کل* |
بنگاه‌های بدون محدودیت مالی (معیار کاپلان و زینگالس) |
|
63/3 |
22/2 |
1043 |
21/18 |
45/0 |
82/2 |
2/3 |
q-توبین |
|
|
29/1 |
32/0 |
1043 |
02/7 |
08/1- |
88/0 |
59/0 |
جریان نقدی به درآمد کل |
|
|
35/0 |
11/0 |
1043 |
78/4 |
98/2- |
60/0 |
19/0 |
تغییر سرمایهدرگردش به درآمد کل |
|
|
44/0 |
06/0 |
1028 |
54/2 |
55/0- |
33/0 |
15/0 |
تغییر در موجودی مواد و کالا |
|
|
77/6 |
22/6 |
1043 |
48/8 |
90/4 |
70/0 |
43/6 |
اندازۀ بنگاه |
|
|
32/35 |
35/32 |
1043 |
64 |
9 |
91/14 |
46/35 |
سن بنگاه |
|
|
003/0 |
002/0 |
1043 |
81/0 |
43/0- |
073/0 |
0005/0- |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل |
|
|
34/5 |
99/0 |
1043 |
35/15 |
33/0 |
25/2 |
32/2 |
فروش به درآمد کل |
|
|
در این جدول، خلاصۀ آماری متغیرهای استفاده‌شده در پژوهش ذکر شده است. درآمد کل برابر است با درآمد کل هر بنگاه در اولین سال در بازۀ 1392 تا 1400 که اطلاعات آن بنگاه موجود است. برای تعیین محدودیت مالی در این جدول، از معیار کاپلان و زینگالس استفاده شده است. |
||||||||
خلاصۀ آماری متغیرهای مستقل و کنترلی استفاده‌شده در پژوهش در جدول (1) ارائه شده است. پس از حذف داده های پرت برای هر متغیر، داده های پژوهش در طی 9 سال، شامل 2083 داده بنگاه-سال است. این جدول تنها براساس معیار کاپلان و زینگالس بنگاه‌ها را به دو دسته براساس محدودیت مالی تقسیم می کند. همان‌طور که از دو ستون آخر جدول می‌توان مشاهده کرد، متغیرهای سرمایه گذاری ثابت به درآمد کل، q-توبین، جریان نقدی به درآمد کل و تغییر در سرمایهدرگردش به درآمد کل در طی سال های بررسی‌شده روند صعودی داشته‌اند. دامنۀ این تغییرات برای متغیر تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل برای بنگاه های دارای محدودیت مالی بیشتر است. با تقسیم بندی بنگاه‌ها به دو دستۀ موجود در جدول، مشاهده می شود که انحراف معیار تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل برای بنگاه‌هایی بزرگ‌تر است که دارای محدودیت اعتباری اند. این شواهد نشان می دهندکه احتمالاً بنگاه‌ها (به‌ویژه آنهایی که دچار محدودیت مالی اند) با تغییر در سرمایهدرگردش به دلیل قدرت نقدشوندگی بالای آن، سعی در حفظ روند سرمایه گذاری بلندمدت خود دارند. در ردیف سن و اندازۀ نیز مشاهده می شود که اختلاف معناداری برای این دو گروه از بنگاه ها وجود ندارد.
روش پژوهش
این بخش، سؤال‌ها و روش پژوهش را بررسی و نیز متغیرهای آن را معرفی می‌کند. همان‌طور که در مقدمه بررسی شد، این پژوهش سرمایهدرگردش را به مدل‌های پیشین اضافه کرده است. بدین وسیله، با دخالت‌دادن سازوکار احتمالی سرمایهدرگردش در ثابت نگه‌داشتن روند بلندمدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت، فرضیۀ وجود سازوکار مذکور را در بنگاه‌های ایرانی صحت بخشیده است. این پژوهش به دنبال آن است که به ابهامات پیشین موجود در ادبیات، دربارۀ تأثیر محدودیت مالی بر سرمایه‌گذاری بنگاه و تفسیر متغیر وجوه نقد بنگاه در مدل‌های رگرسیونی پاسخ دهد. ازآنجاکه این پژوهش به دنبال بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر سرمایه‌گذاری بنگاه‌ها است، بنگاه‌های هدف، بنگاه‌هایی هستند که به‌نوعی با محدودیت‌های مالی درگیر هستند. البته مدل برای بنگاه‌هایی که درگیر محدودیت‌های مالی نیستند نیز، اجرا خواهد شد و انتظار می‌رود معناداری و قدرمطلق ضرایب برای بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی بیشتر شود. به‌منظور تعیین بنگاه‌هایی که درگیر محدودیت مالی هستند، از چهار شاخص استفاده شده که در ادبیات پیشین نیز به کار گرفته شده است.
مشابه با پژوهش فزاری و همکاران (1988) از متغیر میزان سود تقسیمی به‌عنوان یکی از چهار شاخص برای تعیین بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی استفاده شده است. وقتی هزینۀ نهایی تأمین مالی خارجی بیشتر از تأمین مالی داخلی شود، بنگاه‌هایی که تمام منابع داخلی را استفاده می‌کنند و سود تقسیمی خیلی کمی دارند، احتمالاً بنگاه‌هایی هستند که با محدودیت مالی بیشتری روبه‌رو هستند؛ بنابراین، با محاسبۀ نسبت سود تقسیمی به درآمد برای همۀ بنگاه‌ها، بنگاه‌هایی که کمتر از میانۀ مجموعۀ مذکور هستند، بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی فرض شده است. دومین شاخص یعنی نسبت پوشش بهره نیز از مدل امامی و فرید (2017) به دست آمده است. این متغیر یکی از شاخص‌های رایج نشان‌دهندۀ ریسک ورشکستگی بنگاه و محدودیت‌های مالی آن است. هرچه نسبت پوشش بهره بالاتر شود، بنگاه توانایی بیشتری در بازپرداخت بدهی‌های خود دارد و درنتیجه دسترسی بهتری به اعتبارات خواهد داشت؛ بنابراین، طبق تعریف، با محاسبۀ این متغیر برای همۀ بنگاه‌ها، بنگاه‌هایی که کمتر از میانۀ مجموعۀ مذکور هستند، بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی فرض شده‌اند.
شاخص سوم، متغیر BNPO است که به کمک رابطۀ 1 به دست آمده است. پورعلیرضا (2017) با شناسایی عوامل مؤثر بر محدودیت مالی بنگاه، این شاخص را ارائه کرده است؛ براین‌اساس، هرچه بنگاه مقدار کمتری از این شاخص را دارا باشد، نشان‌دهندۀ محدودیت بیشتر در تأمین مالی است.
دراین‌رابطه، برابر با بازدهی دارایی‌ها، نشان‌دهندۀ لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌های بنگاه و برابر با نسبت مجموع ارزش بازاری حقوق صاحبان سهام و ارزش دفتری بدهی‌ها به ارزش دفتری دارایی‌ها است. نیز برابر با وجه نقد، برابر با کل دارایی‌ها، برابر با رشد فروش بنگاه، نشان‌دهندۀ سرمایهدرگردش، برابر با سود قبل از بهره و مالیات، نشان‌دهندۀ فروش بنگاه، برابر با ارزش بدهی‌ها و برابر با هزینۀ مالی بنگاه است. اگر مقدار این شاخص برای بنگاهی کمتر از میانۀ آن برای همۀ بنگاه‌ها شود، آن بنگاه دچار محدودیت مالی خواهد بود.
شاخص نهایی، معیار KZ است که کاپلان و زینگالس (Kaplan & Zingales, 1995) ارائه کرده‌اند و سپس تهرانی و حصارزاده (2009) این مدل را باتوجه‌به شرایط موجود و داده‌های بنگاه‌ها در ایران تغییر داده و درنهایت آن را به‌صورت رابطۀ (2) ارائه کرده‌اند؛ براین‌اساس، هرچه این معیار برای بنگاهی بیشتر شود، نشان‌دهندۀ محدودیت مالی بیشتر آن است.
(2)
دراین‌رابطه، برابر با مجموع وجه نقد و سرمایه‌گذاری‌های کوتاه‌مدت، نشان‌دهندۀ سود تقسیمی بنگاه، برابر با ارزش بازاری بنگاه و برابر با ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام است. مابقی متغیرها پیش‌ازاین معرفی شده‌اند. اگر مقدار این شاخص برای بنگاهی بیشتر از میانۀ این شاخص برای همه بنگاه‌ها شود، آن بنگاه دچار محدودیت مالی خواهد بود.
در ادامه، سؤال اصلی این پژوهش یعنی تأثیر محدودیت‌های مالی بر سرمایه‌گذاری ثابت و نیز اثر مدیریت سرمایهدرگردش بر این فرایند بررسی شده است. برای پاسخ به این سؤال از سه روش استفاده شده است: روش اول بدین ترتیب است که ابتدا یک بار مدل‌های پیشین موجود در ادبیات، یعنی رگرسیون سرمایه‌گذاری ثابت بر جریان نقدی بنگاه به کمک داده‌های موجود بررسی شده است. رابطۀ (3) مدل رگرسیونی مذکور را نشان می‌دهد. سپس معیار تغییرات در سرمایهدرگردش نیز به مدل قبلی اضافه شده و مجدداً مدل به کمک داده‌های موجود بررسی شده است. رابطۀ (4) مدل اخیر را نشان می‌دهد. همان‌طور که مشاهده می‌شود، تنها تفاوت رابطۀ (3) و (4) در حضور و عدم حضور متغیر تغییرات در سرمایهدرگردش است. لازم به ذکر است که هر دو مدل برای بنگاه‌هایی اجرا می‌شود که محدودیت مالی دارند و نیز برای بنگاه‌هایی که محدودیت مالی ندارند.
در این روابط، برابر با سرمایه‌گذاری ثابت بنگاه i در سال t، برابر با درآمد کل بنگاه i در اولین سالی است که داده بنگاه موجود است. نشان‌دهندۀ جریان نقدی بنگاه i در سال t و نیز برابر با تغییرات در سرمایهدرگردش بنگاه‌ها در هر سال است. سایر متغیرها نظیر Q توبین هر بنگاه در هر سال ( )، نسبت تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل اولین سال هر بنگاه ، نسبت فروش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه ، سن بنگاه در هر سال ( )، دارایی‌های بنگاه در هر سال ( )، نسبت جریان نقدی بنگاه در اولین سالی که دادۀ آن موجود است به درآمد کل آن در همان سال ، نسبت سرمایهدرگردش بنگاه در اولین سالی که دادۀ آن موجود است به درآمد کل بنگاه در همان سال و نسبت Q توبین بنگاه در اولین سالی که دادۀ آن موجود است به درآمد کل آن در همان سال نقش متغیرهای کنترلی را دارند. نیز متغیر مجازی اثرات ثابت بنگاه و نیز متغیر مجازی اثرات ثابت سال و جزء خطا است.
انتظار می‌رود محدودیت‌های مالی بر سرمایه‌گذاری ثابت بنگاه، حتی بدون حضور اثر مدیریت سرمایهدرگردش، اثر معکوس داشته باشد. برای این امر لازم است تا ضریب ازنظر آماری و اقتصادی مثبت و معنادار شود؛ این بدین معناست که هرچه جریان نقدی بنگاه کمتر شود، نشان‌دهندۀ محدودیت مالی بیشتر بنگاه است و درنتیجه باید سرمایه‌گذاری ثابت بنگاه کمتر شود. با اضافه‌کردن متغیر تغییرات در سرمایهدرگردش به مدل در رابطۀ (4)، انتظار می‌رود ضریب ازنظر آماری و اقتصادی منفی و معنادار شود. این امر به‌خوبی برقراری سازوکار جایگزینی سرمایهدرگردش و سرمایۀ ثابت را نشان می‌دهد. انتظار می‌رود با در نظر گرفتن اثر سازوکار جایگزینی سرمایهدرگردش و سرمایۀ ثابت در مدل، ضریب علاوه‌بر اینکه ازنظر آماری و اقتصادی مثبت و معنادار شود، مقدار آن در مقایسه با خروجی مدل رابطۀ (3) افزایش یابد. ازآنجاکه سازوکار مذکور اثر محدودیت مالی بر سرمایه‌گذاری ثابت را تعدیل می‌کند، با اضافه‌کردن این سازوکار به مدل، ضریب در رابطۀ (4) نسبت‌به (3)، اثر خالص محدودیت مالی بدون تعدیلات سازوکار سرمایهدرگردش را نشان می‌دهد که انتظار می‌رود اثر شدیدتری شود. همان‌طور که گفته شد، مدل‌های مذکور برای بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی و نیز بنگاه‌های بدون محدودیت مالی اجرا می‌شود. انتظار می‌رود نتایج برای بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی از بنگاه‌های بدون محدودیت شدیدتر شود.
روش دوم بسیار شبیه به روش اول است، با این تفاوت که تغییرات در موجودی انبار از کل تغییرات در سرمایهدرگردش جدا شده است؛ به‌عبارت‌دیگر در رابطۀ (4) نسبت تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه از مدل حذف شده و به‌جای آن دو متغیر 1- تغییر در موجودی انبار به درآمد کل اولین سال هر بنگاه و 2- تفاضل تغییرات موجودی انبار و سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه به مدل اضافه شده است. ازآنجاکه ممکن است برخی سازوکار سرمایهدرگردش در ثابت نگه داشتن روند بلندمدت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت را صرفاً متعلق به تعدیلات در موجودی انبار بدانند، این روش با جداکردن این بخش از تغییرات در سرمایهدرگردش از سایر بخش‌ها، می‌خواهد بررسی کند که آیا سازوکار مذکور صرفاً به دلیل تعدیلات در موجودی انبار است یا سایر اجزای سرمایهدرگردش نیز در این سازوکار دست دارند. درصورت مؤثربودن سایر اجزای سرمایهدرگردش، انتظار می‌رود ضریب هر دو متغیر اضافه‌شده ازنظر آماری و اقتصادی منفی و معنادار شود. ضمناً انتظار می‌رود سایر ضرایب، مشابه نتایج روش اول شوند.
در روش اول و دوم، تمامی مدل‌ها یک بار برای بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی و بار دیگر برای بنگاه‌های بدون محدودیت مالی اجرا شده است؛ اما در روش سوم،، مدل‌ها شبیه به روش اول هستند با این تفاوت که یک متغیر مجازی محدودیت مالی تعریف شده که ضرب این متغیر در دو متغیر 1- جریان نقدی به درآمد کل اولین سال هر بنگاه و 2- تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه نیز به رابطۀ (4) اضافه شده است. متغیر مجازی مذکور برای بنگاه‌هایی که درگیر محدودیت مالی هستند برابر با 1 و برای دیگر بنگاه‌ها برابر با 0 است. با اضافه‌شدن دو عبارت مذکور در مدل، دیگر نیازی به اجرای مدل برای هر دو دسته بنگاه‌ها نیست و صرف معناداری ضرایب این دو عبارت، اختلاف موجود بین این دو گروه از بنگاه‌ها را نشان می‌دهد. روابط (5) و (6) مدل اخیر را نشان می‌دهند.
در این روابط، متغیر برای بنگاه‌هایی که درگیر محدودیت مالی هستند برابر با 1 و برای سایر بنگاه‌ها برابر با 0 است. سایر متغیرها قبلاً معرفی شده‌اند. فرض پژوهش بر این است که سازوکارهای مذکور برای بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی شدیدتر از بنگاه‌هایی است که محدودیت مالی ندارند؛ بنابراین، انتظار داریم ضریب ازنظر آماری و اقتصادی مثبت و معنادار و نیز ضریب ازنظر آماری و اقتصادی منفی و معنادار شود.
نتایج
در این بخش نتایج حاصل از تخمین سه روش مطرح شده در بخش قبل بررسی شده است. در تمامی بررسی ها از اثرات ثابت سال، اثرات ثابت بنگاه و خوشه بندی جملات خطا در سطح بنگاه بهره گرفته شده است. جداول 2 تا 5 نشان دهندۀ نتایج روش یک و دو برای معیارهای کاپلان و زینگالس، BNPO، سود تقسیمی و پوشش بهره است. چهار ستون اول برای روش اول و چهار ستون دوم برای روش دوم است. در هر روش، ستون های اول و دوم برای آن دسته از بنگاه هایی اجرا شده است که دچار محدودیت مالیاند. ستون های سوم و چهارم هر روش برای آن دسته از بنگاه‌هایی اجرا شده است که درگیر محدودیت مالی نیستند. در ستون دوم و چهارم متغیر تغییرات سرمایهدرگردش نیز مطابق با روش اول به تخمین افزوده شده است و در ستون های شش و هشت نیز این متغیر به دو مؤلفه تقسیم شده است که این دو مؤلفه شامل تغییرات در موجودی مواد و کالا و نیز تفاضل تغییرات سرمایهدرگردش و تغییرات موجودی مواد و کالا است.
جدول (2): نتایج روش اول و دوم با تمرکز بر معیار کاپلان و زینگالس
Table (2): Results of the First and Second Methods Focusing on the Kaplan and Zingales Index
|
روش 2 |
روش 1 |
Kaplan-Zingales |
||||||
|
ندارد |
دارد |
ندارد |
دارد |
محدودیت مالی |
||||
|
(8) |
(7) |
(6) |
(5) |
(4) |
(3) |
(2) |
(1) |
شمارۀ روش رگرسیون |
|
015/0*** |
011/0** |
017/0 |
023/0 |
014/0*** |
011/0** |
020/0 |
023/0 |
Q-توبین |
|
(0057/0) |
(0055/0) |
(013/0) |
(014/0) |
(0055/0) |
(0055/0) |
(013/0) |
(014/0) |
|
|
10/0*** |
023/0 |
22/0*** |
058/0** |
10/0*** |
023/0 |
17/0*** |
058/0** |
جریان نقدی به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(030/0) |
(019/0) |
(048/0) |
(026/0) |
(030/0) |
(019/0) |
(050/0) |
(026/0) |
|
|
|
|
|
|
13/0-*** |
|
15/0-*** |
|
تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
|
|
|
|
(035/0) |
|
(046/0) |
|
|
|
13/0-*** |
|
18/0-*** |
|
|
|
|
|
تفاضل تغییرات موجودی انبار و سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(035/0) |
|
(049/0) |
|
|
|
|
|
|
|
13/0-*** |
|
23/0-*** |
|
|
|
|
|
تغییر در موجودی انبار به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(048/0) |
|
(067/0) |
|
|
|
|
|
|
|
53/0* |
44/0 |
39/0*** |
22/0 |
48/0* |
44/0 |
32/0** |
22/0 |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(27/0) |
(29/0) |
(13/0) |
(14/0) |
(27/0) |
(29/0) |
(13/0) |
(14/0) |
|
|
031/0** |
020/0 |
012/0- |
019/0-* |
030/0** |
020/0 |
017/0-* |
019/0-* |
فروش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(014/0) |
(014/0) |
(00855/0) |
(010/0) |
(014/0) |
(014/0) |
(0096/0) |
(010/0) |
|
|
17/0 |
28/0** |
25/0*** |
34/0*** |
18/0 |
28/0** |
28/0*** |
34/0*** |
اندازۀ بنگاه |
|
(13/0) |
(14/0) |
(086/0) |
(10/0) |
(128/0) |
(145/0) |
(101/0) |
(109/0) |
|
|
0018/0- |
0016/0- |
011/0*** |
013/0*** |
0022/0- |
0016/0- |
012/0*** |
013/0*** |
سن بنگاه |
|
(0034/0) |
(0035/0) |
(0025/0) |
(0031/0) |
(0033/0) |
(0035/0) |
(0028/0) |
(0031/0) |
|
|
9507 |
30075 |
101746-** |
167078-*** |
9200 |
30075 |
126334-** |
167078-*** |
q-توبین اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(16658) |
(18425) |
(42513) |
(52800) |
(16571) |
(18425) |
(50324) |
(52800) |
|
|
49/0- |
71/0- |
036/4** |
39/6*** |
55/0- |
71/0- |
88/4** |
39/6*** |
جریان نقدی اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(74/0) |
(79/0) |
(61/1) |
(002/2) |
(72/0) |
(79/0) |
(90/1) |
(002/2) |
|
|
17/0- |
15/0- |
29/0** |
47/0*** |
21/0- |
15/0- |
35/0*** |
47/0*** |
سرمایهدرگردش اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(38/0) |
(40/0) |
(11/0) |
(14/0) |
(37/0) |
(40/0) |
(13/0) |
(14/0) |
|
|
1028 |
1043 |
1012 |
1040 |
1043 |
1043 |
1040 |
1040 |
تعداد مشاهدات |
|
72/0 |
68/0 |
76/0 |
71/0 |
72/0 |
68/0 |
74/0 |
71/0 |
ضریب تعیین |
|
این جدول نشانده ندۀ نتایج تخمین روش اول و دوم است. جزء خطا در سطح بنگاه خوشه بندی شده است و در رگرسیون از اثرات ثابت بنگاه و سال استفاده شده است. معنی داری ضرایب در سطح 1، 5 و 10درصد با علائم *، ** و *** مشخص شده اند. |
||||||||
جدول (2) نشان می‌دهد که برای معیار کاپلان و زینگالس نتایج روشهای یک و دو در جهت تأئید آن است. درواقع، در ستون دوم و چهارم مشاهده می شود که با افزودن متغیر تغییرات سرمایهدرگردش، ضریب این متغیر منفی و معنی دار است (0.153- و 0.136-)، اندازۀ متغیر جریان نقدی افزایش مییابد؛ درنتیجه، کم برآوردشدن این متغیر در ستون اول و سوم جبران می شود؛ علاوه‌براین، با مقایسۀ اندازۀ ضرایب متغیرهای جریان نقدی و تغییرات سرمایهدرگردش برای بنگاه های دارای محدودیت مالی (0.17 و 0.15 ستون دوم) با بنگاه‌هایی که دچار محدودیت مالی نیستند (0.10 و 0.13 ستون چهارم)، مشاهده می شود که مطابق انتظار اندازۀ این ضرایب برای بنگاه های گرفتار محدودیت مالی بزرگ‌تر است؛ بنابراین، نقش تعدیل‌کنندگی سرمایهدرگردش برای حفظ روند سرمایه گذاری بلندمدت برای این دسته از بنگاه ها مهم تر است. این نتایج برای روش دوم نیز تکرار می شود و همان‌گونه که از ستون های شش و هشت مشاهده می‌شود، موجودی مواد و کالا و نیز سایر مؤلفه‌های سرمایهدرگردش برای بنگاه های دچار محدودیت مالی نقش مهمی در تنظیم روند سرمایه گذاری بلندمدت ایفا می کنند و ضرایب این متغیرها برای هر دو دسته از بنگاه‌ها منفی و معنی دار است؛ بنابراین، درمجموع، می‌توان نتیجه گرفت که براساس معیار کاپلان و زینگالس، متغیر جریان نقدی برخلاف نقدهای وارده در ادبیات، معیاری از محدودیت مالی است و بنگاه‌ها از سرمایهدرگردش برای حفظ روند سرمایه گذاری بلندمدت خود بهره می گیرند که این موضوع در بنگاه های دارای محدودیت مالی پررنگتر است.
جدول (3): نتایج روش اول و دوم با تمرکز بر معیار BNPO
Table (3): Results of the First and Second Methods Focusing on the BNPO Index
|
روش 2 |
روش 1 |
BNPO |
||||||
|
ندارد |
دارد |
ندارد |
دارد |
محدودیت مالی |
||||
|
(8) |
(7) |
(6) |
(5) |
(4) |
(3) |
(2) |
(1) |
شمارۀ روش رگرسیون |
|
0067/0 |
0097/0 |
016/0 |
014/0 |
0064/0 |
0097/0 |
016/0 |
014/0 |
Q-توبین |
|
(0057/0) |
(0060/0) |
(011/0) |
(012/0) |
(0055/0) |
(0060/0) |
(011/0) |
(012/0) |
|
|
15/0*** |
040/0 |
15/0*** |
059/0* |
15/0*** |
040/0 |
13/0*** |
059/0* |
جریان نقدی به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(050/0) |
(030/0) |
(048/0) |
(031/0) |
(049/0) |
(030/0) |
(044/0) |
(031/0) |
|
|
|
|
|
|
17/0-*** |
|
11/0-*** |
|
تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
|
|
|
|
(050/0) |
|
(037/0) |
|
|
|
18/0-*** |
|
12/0-*** |
|
|
|
|
|
تفاضل تغییرات موجودی انبار و سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(052/0) |
|
(039/0) |
|
|
|
|
|
|
|
18/0-*** |
|
18/0-*** |
|
|
|
|
|
تغییر در موجودی انبار به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(059/0) |
|
(058/0) |
|
|
|
|
|
|
|
26/0 |
13/0 |
30/0* |
19/0 |
23/0 |
13/0 |
26/0* |
19/0 |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(18/0) |
(13/0) |
(16/0) |
(16/0) |
(17/0) |
(13/0) |
(15/0) |
(16/0) |
|
|
041/0*** |
028/0* |
0067/0- |
014/0- |
037/0*** |
028/0* |
011/0- |
014/0- |
فروش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(014/0) |
(015/0) |
(013/0) |
(014/0) |
(013/0) |
(015/0) |
(013/0) |
(014/0) |
|
|
067/0 |
15/0 |
31/0*** |
37/0*** |
070/0 |
15/0 |
31/0*** |
37/0*** |
اندازۀ بنگاه |
|
(10/0) |
(11/0) |
(10/0) |
(11/0) |
(10/0) |
(11/0) |
(10/0) |
(11/0) |
|
|
0012/0 |
0078/0- |
44/1e05- |
0037/0- |
00059/0 |
0078/0- |
0011/0- |
0037/0- |
سن بنگاه |
|
(0051/0) |
(0055/0) |
(0044/0) |
(0045/0) |
(0051/0) |
(0055/0) |
(0044/0) |
(0045/0) |
|
|
12472 |
23316- |
41176** |
49292** |
9238 |
23316- |
40024* |
49292** |
q-توبین اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(21810) |
(21820) |
(20274) |
(23330) |
(21416) |
(21820) |
(21515) |
(23330) |
|
|
0046/0- |
008/1- |
033/0 |
096/0 |
078/0- |
008/1- |
064/0 |
096/0 |
جریان نقدی اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(74/0) |
(85/0) |
(16/0) |
(18/0) |
(76/0) |
(85/0) |
(16/0) |
(18/0) |
|
|
13/0 |
89/0- |
13/0-* |
16/0-* |
057/0 |
89/0- |
13/0-* |
16/0-* |
سرمایهدرگردش اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(53/0) |
(57/0) |
(074/0) |
(085/0) |
(54/0) |
(57/0) |
(079/0) |
(085/0) |
|
|
1029 |
1043 |
1011 |
1040 |
1043 |
1043 |
1040 |
1040 |
تعداد مشاهدات |
|
74/0 |
69/0 |
71/0 |
67/0 |
73/0 |
69/0 |
70/0 |
67/0 |
ضریب تعیین |
|
این جدول نشان‌دهندۀ نتایج تخمین روش اول و دوم است. جزء خطا در سطح بنگاه خوشهبندی شده است و در رگرسیون از اثرات ثابت بنگاه و سال استفاده شده است. معنیداری ضرایب در سطح 1، 5 و 10درصد با علائم *، ** و *** مشخص شده‌اند. |
||||||||
جدول (3) نیز نشان می‌دهد که برای معیار BNPO ضرایب متغیر تغییرات سرمایهدرگردش منفی و معنی دار است (0.11- و 0.17-) و با افزودن این متغیر، اندازۀ ضریب جریان نقدی افزایش می یابد؛ اما اندازۀ ضرایب جریان نقدی و سرمایهدرگردش برای بنگاه های گرفتار محدودیت مالی (0.13 و 0.11 ستون دوم) بزرگ‌تر از همین ضرایب برای دیگر بنگاه‌ها (0.15 و 0.17 ستون چهارم) نیست. نتایج یکسانی در اجرای روش دوم نیز به دست آمده است که در چهار ستون آخر جدول ارائه شده است. درواقع، برای متغیر تغییرات موجودی مواد و کالا و سایر مؤلفه‌های سرمایهدرگردش، ضرایب منفی و معنی دار است و با افزودن آنها، ضریب جریان نقدی افزایش می یابد؛ اما برخلاف انتظار اندازۀ ضرایب تمامی مؤلفه‌های سرمایهدرگردش برای بنگاه هایی بزرگ‌تر است که دارای محدودیت مالی نیستند؛ بنابراین، می‌توان نتیجه گرفت که براساس این معیار نیز، جریان نقدی به‌درستی معیاری از محدودیت مالی است و بنگاه ها از سرمایهدرگردش برای حفظ روند سرمایه گذاری بلندمدت خود بهره می گیرند؛ اما این موضوع در بنگاه های دارای محدودیت مالی پررنگتر نیست.
جدول (4): نتایج روش اول و دوم با تمرکز بر معیار سود تقسیمی
Table (4): Results of the First and Second Methods Focusing on the Dividend Payout Ratio
|
روش 2 |
روش 1 |
Dividend Payout Ratio |
||||||
|
ندارد |
دارد |
ندارد |
دارد |
محدودیت مالی |
||||
|
(8) |
(7) |
(6) |
(5) |
(4) |
(3) |
(2) |
(1) |
شمارۀ روش رگرسیون |
|
64/5e05- |
00010/0 |
016/0** |
015/0* |
00045/0- |
00010/0 |
016/0** |
015/0* |
Q-توبین |
|
(0051/0) |
(0062/0) |
(0076/0) |
(0087/0) |
(0052/0) |
(0062/0) |
(0077/0) |
(0087/0) |
|
|
083/0** |
016/0- |
28/0*** |
088/0*** |
073/0** |
016/0- |
28/0*** |
088/0*** |
جریان نقدی به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(037/0) |
(020/0) |
(051/0) |
(028/0) |
(035/0) |
(020/0) |
(052/0) |
(028/0) |
|
|
|
|
|
|
14/0-*** |
|
25/0-*** |
|
تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
|
|
|
|
(047/0) |
|
(049/0) |
|
|
|
15/0-*** |
|
24/0-*** |
|
|
|
|
|
تفاضل تغییرات موجودی انبار و سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(049/0) |
|
(049/0) |
|
|
|
|
|
|
|
12/0-** |
|
29/0-*** |
|
|
|
|
|
تغییر در موجودی انبار به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(057/0) |
|
(064/0) |
|
|
|
|
|
|
|
41/0 |
32/0 |
39/0*** |
24/0** |
44/0* |
32/0 |
37/0*** |
24/0** |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(26/0) |
(27/0) |
(11/0) |
(12/0) |
(24/0) |
(27/0) |
(10/0) |
(12/0) |
|
|
038/0** |
043/0** |
00048/0 |
0064/0- |
038/0** |
043/0** |
0035/0- |
0064/0- |
فروش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(017/0) |
(019/0) |
(011/0) |
(013/0) |
(017/0) |
(019/0) |
(011/0) |
(013/0) |
|
|
12/0 |
17/0 |
14/0* |
22/0** |
14/0 |
17/0 |
10/0 |
22/0** |
اندازۀ بنگاه |
|
(11/0) |
(13/0) |
(087/0) |
(10/0) |
(11/0) |
(13/0) |
(090/0) |
(10/0) |
|
|
00014/0 |
00024/0- |
0080/0*** |
0093/0*** |
00027/0- |
00024/0- |
0072/0*** |
0093/0*** |
سن بنگاه |
|
(0012/0) |
(0012/0) |
(0023/0) |
(0029/0) |
(0011/0) |
(0012/0) |
(0023/0) |
(0029/0) |
|
|
8511 |
11697 |
53490- |
106702-* |
10964 |
11697 |
35714- |
106702-* |
q-توبین اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(14476) |
(16485) |
(50867) |
(60663) |
(14534) |
(16485) |
(52382) |
(60663) |
|
|
026/0- |
11/0- |
96/1 |
10/4* |
12/0- |
11/0- |
24/1 |
10/4* |
جریان نقدی اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(50/0) |
(56/0) |
(85/1) |
(23/2) |
(50/0) |
(56/0) |
(91/1) |
(23/2) |
|
|
044/0- |
038/0- |
18/0 |
30/0* |
046/0- |
038/0- |
13/0 |
30/0* |
سرمایهدرگردش اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(038/0) |
(042/0) |
(13/0) |
(16/0) |
(038/0) |
(042/0) |
(14/0) |
(16/0) |
|
|
1028 |
1043 |
1012 |
1040 |
1043 |
1043 |
1040 |
1040 |
تعداد مشاهدات |
|
66/0 |
60/0 |
74/0 |
66/0 |
65/0 |
60/0 |
74/0 |
66/0 |
ضریب تعیین |
|
این جدول نشان‌دهندۀ نتایج تخمین روش اول و دوم است. جزء خطا در سطح بنگاه خوشهبندی شده است و در رگرسیون از اثرات ثابت بنگاه و سال استفاده شده است. معنیداری ضرایب در سطح 1، 5 و 10درصد با علائم *، ** و *** مشخص شده‌اند. |
||||||||
جدول (5): نتایج روش اول و دوم با تمرکز بر معیار پوشش بهره
Table (5): Results of the First and Second Methods Focusing on the Interest Coverage Ratio
|
روش 2 |
روش 1 |
Interest Coverage Ratio |
||||||
|
ندارد |
دارد |
ندارد |
دارد |
محدودیت مالی |
||||
|
(8) |
(7) |
(6) |
(5) |
(4) |
(3) |
(2) |
(1) |
شمارۀ روش رگرسیون |
|
0071/0 |
0067/0 |
0071/0 |
0080/0 |
0071/0 |
0067/0 |
0081/0 |
0080/0 |
Q-توبین |
|
(0077/0) |
(0080/0) |
(0066/0) |
(0071/0) |
(0075/0) |
(0080/0) |
(0068/0) |
(0071/0) |
|
|
13/0*** |
027/0 |
14/0* |
066/0* |
11/0*** |
027/0 |
14/0* |
066/0* |
جریان نقدی به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(037/0) |
(028/0) |
(075/0) |
(035/0) |
(037/0) |
(028/0) |
(074/0) |
(035/0) |
|
|
|
|
|
|
12/0-*** |
|
11/0-** |
|
تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
|
|
|
|
(035/0) |
|
(058/0) |
|
|
|
14/0-*** |
|
11/0-* |
|
|
|
|
|
تفاضل تغییرات موجودی انبار و سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(035/0) |
|
(060/0) |
|
|
|
|
|
|
|
18/0-*** |
|
14/0-** |
|
|
|
|
|
تغییر در موجودی انبار به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(053/0) |
|
(071/0) |
|
|
|
|
|
|
|
30/0** |
27/0** |
33/0* |
17/0 |
29/0** |
27/0** |
28/0 |
17/0 |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(12/0) |
(13/0) |
(18/0) |
(17/0) |
(12/0) |
(13/0) |
(17/0) |
(17/0) |
|
|
031/0* |
030/0* |
0064/0 |
0018/0- |
029/0* |
030/0* |
0023/0 |
0018/0- |
فروش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(017/0) |
(017/0) |
(0089/0) |
(010/0) |
(016/0) |
(017/0) |
(0089/0) |
(010/0) |
|
|
050/0 |
099/0 |
25/0** |
30/0*** |
069/0 |
099/0 |
23/0** |
30/0*** |
اندازۀ بنگاه |
|
(10/0) |
(10/0) |
(099/0) |
(10/0) |
(10/0) |
(10/0) |
(099/0) |
(10/0) |
|
|
0028/0** |
0027/0** |
0065/0 |
0085/0 |
0026/0** |
0027/0** |
0051/0 |
0085/0 |
سن بنگاه |
|
(0011/0) |
(0012/0) |
(0064/0) |
(0068/0) |
(0011/0) |
(0012/0) |
(0063/0) |
(0068/0) |
|
|
1670- |
2579 |
137314-*** |
167496-*** |
4/222- |
2579 |
142287-*** |
167496-*** |
q-توبین اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(13756) |
(14465) |
(23930) |
(18160) |
(13991) |
(14465) |
(23760) |
(18160) |
|
|
15/0 |
19/0 |
55/5*** |
49/6*** |
11/0 |
19/0 |
59/5*** |
49/6*** |
جریان نقدی اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(45/0) |
(48/0) |
(67/0) |
(35/0) |
(46/0) |
(48/0) |
(65/0) |
(35/0) |
|
|
0039/0- |
0040/0- |
34/0*** |
43/0*** |
0080/0- |
0040/0- |
35/0*** |
43/0*** |
سرمایهدرگردش اولین سال هر بنگاه به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
(036/0) |
(039/0) |
(061/0) |
(042/0) |
(037/0) |
(039/0) |
(062/0) |
(042/0) |
|
|
1011 |
1043 |
1029 |
1040 |
1043 |
1043 |
1040 |
1040 |
تعداد مشاهدات |
|
68/0 |
64/0 |
77/0 |
74/0 |
67/0 |
64/0 |
76/0 |
74/0 |
ضریب تعیین |
|
این جدول نشان‌دهندۀ نتایج تخمین روش اول و دوم است. جزء خطا در سطح بنگاه خوشهبندی شده است و در رگرسیون از اثرات ثابت بنگاه و سال استفاده شده است. معنیداری ضرایب در سطح 1، 5 و 10درصد با علائم *، ** و *** مشخص شده‌اند. |
||||||||
جدول (4) نشان می‌دهد که برای معیار سود تقسیمی نتایج همانند معیار کاپلان و زینگالس است؛ یعنی با افزودن متغیر تغییرات سرمایهدرگردش و تمامی مؤلفه‌های آن، اندازۀ ضرایب آنها منفی و معنی دار است (0.25- و 0.14-) و ضریب جریان نقدی نیز افزایش می یابد. درضمن اندازۀ ضرایب برای بنگاه های درگیر با محدودیت مالی (0.28 و 0.25 ستون دوم) بزرگ‌تر از دیگر بنگاه‌ها (0.073 و 0.14 ستون چهارم) است؛ اما جدول (5) نشان می‌دهد که نتایج براساس معیار پوشش بهرۀ مشابه با نتایج معیار BNPO است؛ زیرا اندازۀ ضرایب جریان نقدی و تغییرات سرمایهدرگردش برای بنگاه‌هایی که دارای محدودیت مالی نیستند، بزرگ‌تر از همین ضرایب برای بنگاه‌هایی است که دارای محدودیت مالی اند.
جدول (6): نتایج روش سوم برای تمامی معیارهای نشان‌دهندۀ محدودیت مالی
Table (6): Results of the Third Method for All Financial Constraints Indicators
|
Dividend |
Coverage Ratio |
KZ |
BNPO |
معیار |
||||
|
(8) |
(7) |
(6) |
(5) |
(4) |
(3) |
(2) |
(1) |
شمارۀ روش رگرسیون |
|
0065/0 |
0074/0 |
0076/0 |
0074/0 |
009/0** |
0074/0 |
0063/0 |
0074/0 |
Q-توبین |
|
0044/0 |
0049/0 |
0047/0 |
0049/0 |
0043/0 |
0049/0 |
0049/0 |
0049/0 |
|
|
11/0*** |
04/0*** |
13/0*** |
049/0*** |
12/0*** |
049/0*** |
16/0*** |
049/0*** |
جریان نقدی به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
029/0 |
018/0 |
028/0 |
018/0 |
031/0 |
018/0 |
037/0 |
018/0 |
|
|
10/0*** |
|
041/0 |
|
074/0* |
|
031/0- |
|
جریان نقدی به درآمد کل اولین سال هر بنگاه * متغیر مجازی محدودیت مالی |
|
039/0 |
|
056/0 |
|
043/0 |
|
041/0 |
|
|
|
15/0-*** |
|
13/0-*** |
|
12/0-*** |
|
18/0-*** |
|
تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
040/ |
|
031/0 |
|
033/0 |
|
043/0 |
|
|
|
055/0- |
|
055/0- |
|
085/0-* |
|
046/0 |
|
تغییرات سرمایهدرگردش به درآمد کل اولین سال بنگاه*متغیر مجازی محدودیت مالی |
|
051/0 |
|
062/0 |
|
052/0 |
|
050/0 |
|
|
|
39/0*** |
27/0** |
37/0*** |
27/0** |
38/0*** |
27/0** |
35/0*** |
27/0** |
تغییر بدهی بلندمدت به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
11/0 |
13/0 |
12/0 |
13/0 |
12/0 |
13/0 |
12/0 |
13/0 |
|
|
011/0 |
010/0 |
014/0 |
010/0 |
013/0 |
010/0 |
013/0 |
010/0 |
فروش به درآمد کل اولین سال هر بنگاه |
|
0093/0 |
010/0 |
0091/0 |
010/0 |
0092/0 |
010/0 |
0091/0 |
010/0 |
|
|
13/0** |
21/0*** |
14/0** |
21/0*** |
14/0** |
21/0*** |
16/0** |
21/0*** |
اندازۀ بنگاه |
|
066/0 |
075/0 |
069/0 |
075/0 |
069/0 |
075/ |
066/0 |
075/0 |
|
|
0011/0- |
004/0-*** |
0011/0- |
004/0-*** |
00013/0- |
004/0-*** |
0014/0- |
004/0-*** |
سن بنگاه |
|
0012/0 |
0013/0 |
0013/0 |
0013/0 |
0013/0 |
0013/0 |
0012/0 |
0013/0 |
|
|
2083 |
2083 |
2083 |
2083 |
2083 |
2083 |
2083 |
2083 |
تعداد مشاهدات |
|
64/0 |
58/0 |
63/0 |
58/0 |
63/0 |
58/0 |
63/0 |
58/0 |
ضریب تعیین |
|
این جدول نشان‌دهندۀ نتایج تخمین روش سوم است. جزء خطا در سطح بنگاه خوشهبندی شده است و در رگرسیون از اثرات ثابت بنگاه و سال استفاده شده است. معنیداری ضرایب در سطح 1، 5 و 10درصد با علائم *، ** و *** مشخص شده‌اند. |
||||||||
جدول (6) نتایج روش سوم را نشان می‌دهد که بنگاه‌هایی که دارای محدودیت مالی اند با متغیر مجازی از دیگر بنگاه‌ها تفکیک شده اند. مطابق انتظار، ضریب متغیر تغییرات سرمایهدرگردش (ردیف چهارم) برای تمامی معیارها منفی و معنی دار است و با افزودن این متغیر، اندازۀ ضریب جریان نقدی افزایش می یابد؛ بنابراین، جریان نقدی به‌درستی معیاری از محدودیت مالی خواهد بود و بنگاه با تغییر در سرمایهدرگردش تلاش می کند که روند سرمایه گذاری بلندمدت خود را حفظ کند. همان‌گونه که در ردیف سوم جدول مشخص شده است، وقتی متغیر مجازی برابر یک است و بنگاه دچار محدودیت مالی است، ضریب جریان نقدی برای معیارهای کاپلان و زینگالس، سود تقسیمی و پوشش بهره مثبت است؛ بنابراین، اثر جریان نقدی برای بنگاه های دارای محدودیت مالی بزرگ‌تر است (هرچند که برای معیار پوشش بهره معنی دار نیست)؛ اما این ضریب برای معیار BNPO منفی است و معنی دار نیست. مطابق ردیف پنجم جدول، وقتی متغیر مجازی برابر یک است و بنگاه دچار محدودیت مالی است، ضریب سرمایهدرگردش برای معیارهای کاپلان و زینگالس، سود تقسیمی و پوشش بهره منفی است، بنابراین، نقش تعدیل کنندگی سرمایهدرگردش برای بنگاه های دارای محدودیت مالی بزرگ‌تر است (هرچند که برای معیار پوشش بهره و سود تقسیمی معنیدار نیست)؛ اما این ضریب برای معیار BNPO مثبت ولی بی‌معنی است.
جمع‌بندی
این پژوهش به کمک داده‌های بنگاه‌های لیست‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و شرکت فرابورس ایران نشان می‌دهد که هرچه تأمین مالی داخلی توسط بنگاه‌ها دشوارتر شود، روند سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت بنگاه دچار آسیب بیشتری می‌شود. این تأثیر برای بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی شدیدتر خواهد بود. داده‌ها نیز نشان می‌دهند که بنگاه‌های ایرانی از انبارۀ سرمایهدرگردش خود به‌عنوان نوسانگیر در مقابل نوسانات جریانات نقدی استفاده می‌کنند. درواقع بنگاه با کم و زیاد کردن انبارۀ سرمایهدرگردش خود در مقابل نوسانات جریان‌های نقدی سعی می‌کند منابع مالی لازم خود برای سرمایه گذاری در دارایی های ثابت را تا حد ممکن در داخل بنگاه تأمین کند؛ بنابراین، مدیریت و استفاده از منابع پنهان مالی موجود در سرمایهدرگردش به بنگاه کمک می کند تا منابع مالی لازم را تا حد ممکن بدون نیاز به منابع مالی پرهزینۀ بیرونی به‌صورت داخلی تأمین کند. این امر به دلیل نقدشوندگی بالای سرمایهدرگردش امکان‌پذیر شده است.
این پژوهش با بررسی داده‌ها در بازۀ زمانی 1392 تا 1400 به دنبال یافتن ارتباط دسترسی به منابع مالی داخلی با سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت و نیز نقش سرمایهدرگردش در این رابطه است. برای این منظور ابتدا از رگرسیون سرمایه‌گذاری دارایی‌های ثابت بر وجوه نقد بنگاه به‌عنوان نماینده‌ای برای امکان تأمین مالی داخلی استفاده شد. رگرسیون مذکور همان مدلی است که در ادبیات پیشین این حوزه استفاده شده است. نتایج مؤید رابطۀ مثبت امکان تأمین مالی داخلی و سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت برای بنگاه‌های ایرانی است.
در ادامه، باتوجه‌به نقدهای وارده به این مدل و نیز نقش احتمالی سرمایهدرگردش در جذب نوسانات جریانات نقدی بنگاه، متغیر تغییرات سرمایهدرگردش نیز به مدل اضافه شد. نتایج گویای رابطۀ منفی متغیر اخیر با متغیر سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت است. این امر به‌خوبی نقش سرمایهدرگردش را در تعدیل اثر نوسانات جریان نقدی بنگاه بر سرمایه‌گذاری دارایی‌های ثابت نشان می‌دهد؛ زیرا اگر کل انبارۀ سرمایۀ بنگاه را به دو قسمت سرمایهدرگردش و سرمایۀ ثابت تقسیم کنیم، استفاده از سرمایهدرگردش برای تأمین مالی سرمایه گذاری در دارایی‌های ثابت، به این دو ماهیت رقابتی می دهد و طبیعی است که ضریب تغییرات سرمایهدرگردش منفی شود. ضریب متغیر وجوه نقد بنگاه نیز در مدل اخیر از قبلی زیادتر شد که این امر نشان می‌دهد مدل‌های پیشین بررسی‌شده در ادبیات این حوزه به دلیل در نظر نگرفتن نقش تعدیلی سرمایهدرگردش، دچار کم‌برآوردی شده‌اند. نتایج نشان می‌دهد که آثار مذکور برای بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی شدیدتر از سایر بنگاه‌ها است. مدل مذکور با اضافه‌کردن متغیر مجازی نشان‌دهندۀ بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی نیز دوباره اجرا شد و خروجی‌ها شبیه نتایج پیشین بود.
ازآنجاکه ممکن است برخی نقش تعدیلی سرمایهدرگردش را صرفاً به موجودی انبار نسبت دهند، تغییرات موجودی انبار از تغییرات سرمایهدرگردش جدا شد و این دو به‌صورت جداگانه در مدل قرار گرفتند. ضرایب هر دو متغیر منفی و معنادار شد که نشان داد نقش تعدیلی برای کل سرمایهدرگردش است. لازم به ذکر است برای تشخیص بنگاه‌های درگیر محدودیت مالی از 4 شاخص جداگانه استفاده شده است؛ بنابراین، به‌طورکلی فرضیه‌ها به سه روش آزمایش شدند و در هر روش از 4 شاخص محدودیت مالی استفاده شده و در عموم حالات بررسی‌شده نتایج مشابه بوده است. این امر نشان‌دهندۀ قابل‌اطمینان بودن خروجی‌ها است.
بنابراین، نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که برخلاف نقدهای پیشین موجود در ادبیات، متغیر وجوه نقدی بنگاه به‌خوبی نماینده‌ای از امکان تأمین مالی داخلی بنگاه در مدل است؛ بنابراین، نتایج پژوهش‌های پیشین مبنی بر اثر مثبت امکان تأمین مالی داخلی بر سرمایه‌گذاری دارایی‌های ثابت بنگاه درست بوده است. این پژوهش نشان داد که در بنگاه‌های ایرانی، سرمایهدرگردش نقش تعدیلی در تأثیر نوسانات جریان نقدی بر سرمایه‌گذاری در دارایی ثابت بنگاه دارد. پژوهش‌های پیشین به دلیل در نظر نگرفتن این سازوکار، دچار کم‌برآوردی تأثیر امکان تأمین مالی داخلی بر سرمایه‌گذاری دارایی ثابت شده‌اند.
[1] Internal finance
[2] Industrial organization
[3] Public finance
[4] Working capital
[5] External finance
[6] Proxy
[7] Perfect market
[8] Agency Problem
[9] Marginal cost
[10] Investment smoothing
[11] Panel Data
)