Document Type : Research Paper
Authors
1 Assistant Professor, Department of Accounting, Faculty of Literature and Humanities, Ilam University, Ilam, Iran
2 Ph.D. Candidate, Department of Accounting, Faculty of Economics and Administrative Sciences, University of Mazandaran, Babolsar, Iran.
Abstract
Keywords
Main Subjects
مقدمه
برای بقا و رقابت در بازار، شرکتها باید راهبردهایی را اتخاذ کنند که به شناخت و بهکارگیری فناوری پیشرفته، نوآوری در شرکت، ارزشآفرینی برای ذینفعان و استفادۀ کارآمد از منابع منجر شود که نیازمند اندازهگیری مستمر کارایی عملیاتی شرکت است. امکان ارزیابی کارایی عملیاتی شرکتها در دهههای گذشته با استفاده از تحلیل تابع مرزی تصادفی (SFA) فراهم شده است که با تجزیۀ انحرافات از مرز تولید ایدئال میتواند آنها را به عامل خطا (عوامل کنترلناپذیر) و عامل ناکارآمدی (سوء مدیریت) نسبت دهد. در تابع مرزی تصادفی، تعریف منطقی برای تعیین ناکارآمدی صورت میگیرد و عامل کلیدی برای تفسیر دقیق نتایج عملیاتی در کنترل مدیریت است (Karagiannis, 2014). با بهرهگیری از پتانسیل مدلهای مبتنی بر دادههای تابلویی که هم دادههای مقطعی و هم سری زمانی را پوشش میدهد، میتوان ناکارایی و درنتیجه کارایی را به دو جزء موقت (کوتاهمدت) و پایدار (بلندمدت) تجزیه کرد. مزیت این رویکرد آن است که امکان تشخیص ناکارآمدی عملیات جاری شرکت و ارتقای دانش دربارۀ چگونگی مدیریت رابطۀ نهاده-ستانده شرکت در کوتاهمدت فراهم میشود؛ علاوهبراین، با بررسی تأثیر سیاستهای بلندمدت شرکت بر مهارتها و بهرهوری میتوان ارزش شرکت را بهبود بخشید (Kumbhakar et al., 2014).
کورنیاسیح و آخمدی کارایی عملیاتی را بهعنوان توانایی شرکت برای مدیریت کارآمد ورودی و خروجی تعریف میکند. توانایی شرکت در مدیریت مؤثر ورودیها به خروجیها برای موفقیت شرکت نقش حیاتی دارد. شرکتها میتوانند با اجرای راهبرد مناسب، سودآوری، رقابتپذیری و رضایت مشتری را افزایش دهند. عملکرد مالی شاخصی مهم برای ارزیابی اثربخشی و کارایی شرکت در مدیریت منابع و دستیابی به اهداف آن است (Kurniasih & Akhmadi, 2024). درضمن، کارایی عملیاتی میتواند سیگنال مثبتی برای سرمایهگذاران دربارۀ سلامت مالی باشد. سرمایهگذاران استدلال میکنند که شرکتی که در عملیات خود کارآمد باشد، بهتر میتواند ریسک را مدیریت کند و به اهداف خود دست یابد. این امر میتواند باعث افزایش اعتماد سرمایهگذاران به شرکت و افزایش قیمت سهام آن شود (Kurniasih & Akhmadi, 2024). هدف این پژوهش کمک به درک بهتر کارایی عملیات شرکتهای بورسی فعال در همۀ صنایع است که ناهمگون هستند و همین موضوع، میتواند ابزار مفیدی برای کمک به فرایند تصمیمگیری مدیران، سیاستگذاران، کارآفرینان و دولتمردان باشد. اهداف خاص پژوهش عبارتاند از: برآورد کارایی عملیاتی شرکتهای بورسی و تجزیۀ آن به اجزای موقت و پایدار، بررسی تأثیر هریک از اجزای کارایی موقت و پایدار بر عملکرد و ارزش شرکت، تعیین عوامل مؤثر بر کارایی و عملکرد شرکت در جهت حفظ منافع ذینفعان و همینطور ارائۀ رهنمودهای پژوهشی بهمنظور ارتقای روشهای ارزیابی عملکرد. برای دستیابی به اهداف پژوهش، میتوان از پیشرفت اخیر در روش اندازهگیری کارایی استفاده کرد. کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014) رویکردی را پیشنهاد کردند که بین کارایی موقت و پایدار تفاوت قائل میشود. تفسیر هر دو اصطلاح کارایی معمولاً با زمان مرتبط است. درحالیکه ناکارایی موقت برای دورۀ یکساله (کوتاهمدت) تفسیر میشود، ناکارایی پایدار نشاندهندۀ مشکلات عملیاتی بلندمدت است (Kumbhakar et al., 2014). لازم به ذکر است کارایی نسبتی است که بین صفر و یک قرار میگیرد؛ بنابراین، یکی از نوآوریهای پژوهش حاضر، تفکیک کارایی عملیاتی به دو جزء موقت و پایدار است. نوآوری دیگر بررسی تأثیر اجزای آن بر عملکرد کوتاهمدت و بلندمدت شرکت است. تحلیل نتایج این رابطه میتواند جهتگیری سیاستهای مدیریت منابع شرکت را نمایان سازد. ادامۀ این پژوهش به شرح زیر است: در بخش دوم مبانی نظری و پیشینه بیان میشود؛ بخش بعدی روششناسی را مطرح میکند و پس از آن، یافتههای پژوهش ارائه میشود؛ در پایان نیز بحث و نتیجهگیری و در ادامه محدودیتها و پیشنهادهای پژوهش مطرح میشوند.
مبانی نظری
در این بخش، ابتدا مبانی نظری کارایی عملیاتی و نقش آن در ارتقای عملکرد دورۀ جاری شرکت و درنتیجه ارزشآفرینی آن مطرح میشود، سپس فرضیههای پژوهش ارائه میشود.
افزایش فزایندۀ علاقه به ایجاد ارزش به افزایش فشار سهامداران به شرکتها برای پرداخت سود سهام و مدیران شرکت برای دریافت پاداشهای مرتبط با عملکرد منجر شده است (Gharsellaoui, 2011). در عصر کنونی جهانیشدن، ارزشآفرینی به داراییهای نامشهود و داراییهای فیزیکی وابسته است (Cabrita et al., 2007)، اگرچه ظاهراً نقش داراییهای فیزیکی در صورتهای مالی شرکت پررنگتر است (Marr, 2008). در چنین شرایطی، ارزیابی عملکرد شرکت با بهرهگیری از معیارهای ارزشآفرینی اندازهگیری میشود؛ بنابراین، برای مدیران، مشاوران و کارکنان تجاری توانایی ایجاد ارزش واقعی از بستر عملیاتی و مالی اهمیت دارد. تفکر مبتنیبر ایجاد ارزش بدین معنا است که باید همۀ نظامهای اساسی و فرایندها در جهت ایجاد ارزش ساماندهی شود (Rahnamyroodposhti et al., 2011). هدف مذکور میتواند منافع سهامداران را تأمین کرده و به تخصیص بهینۀ منابع کمیاب و کارایی عملیات کمک کند؛ بنابراین، در چنین محیط نامطمئن اقتصادی که شرکتها با هدف ارتقای ارزشآفرینی و افزایش سهم خود از بازار با یکدیگر رقابت میکنند، زیربنای اساسی در جهت پویایی و موفقیت آتی شرکت، استفادآ کارا و مؤثر از منابع موجود واحد تجاری است. نوع تصمیمات اتخاذشده در ارزشآفرینی برای شرکت بسیار اهمیت دارد که مهمترین آن تصمیمات عملیاتی (کارایی عملیات) است. تفکر مدیریت مبتنیبر ایجاد ارزش بهصورت پویا و فرایندی عمل میکند و در زنجیرۀ ارزش ظهور پیدا میکند. برتری در رقابت از درون مراحل مختلف تولید و براساس سرمایهگذاری در بخشهای مختلف عملیاتی حاصل میشود. با بهبود کارایی عملیاتی، شرکتها میتوانند از مزایای رقابت پایدار و برتر بهرهمند شوند (Jannatmakan et al., 2021)؛ ازاینرو کارایی، بیشتر به توصیف عملکرد اقتصادی مؤسسات یا شرکتها میپردازد. این اصطلاح معمولاً برای توصیف توانایی تولید سطح معینی از خروجی با مقدار ورودی موجود استفاده میشود. واحد تجاری درصورتی بهعنوان کارا طبقهبندی میشود که بیشترین خروجی ممکن را از مجموعۀ دادههای ورودی تولید کند. برای ارزیابی اینکه بهترین خروجی ممکن چیست، یک معیار لازم است؛ از این رو، گروهی از مؤسسات مقایسه میشوند و مقدار کارایی حاصل، یک معیار نسبی است. مقادیر بالا به این معنی است که شرکت بهطور کامل از منابع خود استفاده میکند و حداکثر خروجی را تولید میکند. مقادیر کم کارایی نشان میدهد که شرکت میتواند منابع خود را کاهش دهد یا خروجی خود را افزایش دهد (Agasisti & Gralka, 2019)؛ به همین دلیل شرکتها میتوانند عملکرد کلی خود را ازطریق افزایش کارایی ارتقا دهند؛ افزایش کارایی به دو طریق امکانپذیر است: ازطریق بهبود مدیریت کوتاهمدت منابع و ازطریق راهبردهای بلندمدت برای افزایش فروش مانند نفوذ به بازارهای بینالمللی یا هزینههای تحقیق و توسعه برای نوآوری که به بهبود عملکرد بلندمدت شرکت منجر میشود (Canello & Vidoli, 2020).
آگاسیستی و گرالکا با استفاده از تحلیل تابع مرزی تصادفی، کارایی موقت و پایدار دانشگاههای ایتالیا و آلمان را بررسی و مقایسه کردند. آنان ابتدا کارایی عملیاتی کوتاهمدت و بلندمدت را تفکیک و درعینحال ناهمگونیهای خاص مؤسسه (دانشگاه) را کنترل کردند و سپس استدلال کردند که کارایی و ناکارایی ترم اول ناشی از کارایی هریک از دانشگاهها در داخل هر کشور است، درحالیکه ترم دوم تأثیر ساختار کلی آموزش عالی آن کشور است. مقایسۀ بین دو کشور ایتالیا و آلمان تفاوتهای کارایی مربوط به عملکرد هر دانشگاهها یا ساختار آموزش عالی آنها را بهتر نشان داد. براساس نتایج پژوهش، بخش آموزش عالی ایتالیا کارایی کلی بالاتری را نشان داد و باتوجهبه اینکه هریک از دانشگاههای هر دو کشور در مرز بالای کارایی فعالیت میکنند، ناکارآمدی باقیمانده و شکاف بین کشورها به ناکارآمدی پایدار و ساختاری نسبت داده شد و برایناساس، پیشنهاد کردند که اقدامات آتی باید ساختار خاص آموزش کشور و نه صرفاً فعالیتهای دانشگاههای واحد را هدف قرار دهد (Agasisti & Gralka, 2019). فانگاکوا و همکاران کارایی و ناکارایی موقت و پایدار بانکهای چینی را بررسی کردند. آنان کارایی کلی بانکهای چینی را به دو بخش کارایی پایدار و موقت تجزیه کردند و براساس رویکرد مرزی تصادفی، کارایی پایدار و موقت را برای نمونۀ بزرگی از 166 بانک چینی در دورۀ 2008-2015 اندازهگیری کردند. نتایج آنان نشان داد که کارایی پایینتر پنج بانک بزرگ چین به دلیل سطح پایین کارایی پایدار هزینه و ناشی از مشکلات ساختاری است. درمقابل، کارایی موقت پنج بانک بزرگ مشابه سایر بانکهای چینی است که نشاندهندۀ استعداد و پتانسیل مناسب آنها برای به حداقل رساندن هزینهها در کوتاهمدت است. براساس یافتههای پژوهش اصلاحات ساختاری عمده برای افزایش کارایی پنج بانک بزرگ چین الزامی است (Fungacova et al., 2018). فیلیپینی و همکاران کارایی موقت و پایدار هزینۀ بخش انرژی (برق) را در سوئد بررسی کردند. این مطالعه با کمیکردن سطح کارایی هزینۀ پایدار و موقت شرکتهای تولید انرژی با بهرهگیری از مدل اثرات تصادفی، کارایی هزینۀ 65 شرکت سوئیسی را برای دورۀ 2000 تا 2013 تجزیهوتحلیل کرد. نتایج نشان داد که ناکارایی بااهمیت هزینۀ موقت و پایدار وجود دارد و سطح مجموع ناکارایی هزینه در این دوره را 3/22درصد (9/7درصد موقت و 4/14درصد پایدار) برآورد کردند. آنان استدلال کردند این دو مؤلفه در تفسیر و مفهوم متفاوت هستند؛ اما از دیدگاه شرکت، هر دو نوع ناکارایی هزینه ممکن است مدیریت شرکت را ملزم به پاسخگویی دربارۀ راهبردهای مختلف کند (Filippini et al., 2018).
بهطورکلی، تجزیهوتحلیل کارایی عملیات شرکت با استفاده از دو رویکرد اساسی یعنی تحلیل پوششی دادهها یا تابع مرزی تصادفی انجام میشود. تابع مرزی تصادفی با استفاده از مدل مبتنیبر ورودی و خروجی با تفکیک باقیماندههای مدل، آن را به دو جزء عامل خطا و عامل ناکارایی تفکیک میکند(Sun et al., 2020). کومباکار و همکاران نیز با استفاده از رویکرد فوق، کارایی عملیاتی را به اجزای موقت و پایدار تفکیک کردند تا امکان ارزیابی و اندازهگیری اثر هریک از اجزای آن بر عملکرد شرکت در کوتاهمدت و بلندمدت فراهم شود. برای اندازهگیری کارایی عملیاتی، ابتدا باید متغیرهای ورودی و خروجی مناسب برای اندازهگیری کارایی عملیاتی موقت و پایدار انتخاب شوند (Kumbhakar et al., 2014). چنگ و همکاران (Cheng et al., 2018)، سوخکیان و همکاران (Soukhakian et al., 2020)، دعائی و گوهری (Doaei & Gohari, 2020)، دمیرجان و همکاران (Demerjian et al., 2012) و فرجزاده دهکردی (Farajzadeh-Dehkordi, 2022) داراییهای ثابت مشهود، داراییهای نامشهود، بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته و هزینههای فروش، اداری و عمومی را بهعنوان متغیرهای ورودی تعیینکنندۀ کارایی عملیاتی معرفی کردند. از طرفی، گروکا و رگو (Gruca & Rego, 2005) از متغیر جریانهای نقدی بهعنوان متغیر خروجی در تبیین کارایی عملیاتی شرکت استفاده کردند. آنان معتقدند که جریانهای نقدی در مقایسه با روشهای حسابداری شرکت و مدیریت سود مصونیت بیشتری دارد؛ برایناساس، انتظار میرود که متغیرهای داراییهای ثابت مشهود، داراییهای نامشهود، بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته و هزینههای فروش، اداری و عمومی (بهعنوان متغیرهای ورودی) با تأثیر معنادار بر متغیر جریانهای نقدی (بهعنوان خروجی) تبیینکنندۀ کارایی موقت و پایدار عملیات شرکت باشند؛ برایناساس، فرضیههای مرتبط با عوامل تعیینکنندۀ کارایی عملیاتی به شرح زیر است:
فرضیۀ اول: بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته با تأثیر مثبت معنادار بر جریانهای نقدی شرکت در تببین و تفکیک کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکت نقش مؤثری دارد.
فرضیۀ دوم: هزینههای فروش، اداری و عمومی با تأثیر مثبت معنادار بر جریانهای نقدی شرکت در تببین و تفکیک کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکت نقش مؤثری دارد.
فرضیۀ سوم: داراییهای نامشهود با تأثیر مثبت معنادار بر جریانهای نقدی شرکت در تببین و تفکیک کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکت نقش مؤثری دارد.
فرضیۀ چهارم: داراییهای ثابت با تأثیر مثبت معنادار بر جریانهای نقدی شرکت در تببین و تفکیک کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکت نقش مؤثری دارد.
از سوی دیگر کارایی موقت منعکسکنندۀ تغییرات سالانه است و احتمالاً فقط در سطح سازمانی رخ میدهد. درمقابل، کارایی پایدار اهداف و سیاستهای بلندمدت و معمولاً در سطح بالاتر را منعکس میکند که دولت هم میتواند در تنظیم و تدوین آن دخیل باشد (Agasisti & Gralka, 2019). معمولاً تفاوت کمی بین کارایی کوتاهمدت شرکتها در صنایع مشابه وجود دارد؛ چون این شرکتها باوجود تفاوتی که در ساختار و اندازه دارند، راهبردهای مشابهی را برای مدیریت منابع کوتاهمدت بهکار میگیرند. فیلیپینی و همکاران (Filippini et al., 2018) استدلال کردند که چون قیمت برق در بازار اروپا طی چند سال اخیر به میزان چشمگیری کاهش یافته است و درنتیجه رقابتپذیری و سودآوری شرکتهای برق آبی سوئیس بدتر شده است، یکی از گزینههای بهبود رقابتپذیری این بخش، افزایش کارایی ازجمله کارایی هزینه است؛ برایناساس، ضرورت دارد تا بهمنظور بهبود عملکرد شرکتهای مذکور، فعالیتهای عملیاتی آنها بهنحو مطلوبتری مدیریت شود (Filippini et al., 2018). کارایی عملیاتی بر بهبود عملکرد و سیستمهای مؤثر متمرکز است که قابلاعتماد هستند و میتوانند مزیت رقابتی بیش از انتظارات مشتری را تضمین کنند. برای به دست آوردن نتایج عملیاتی پایدار، راهبرد مشخصی تدوین میشود که سازمان را در کسب اطمینان از برآوردهشدن جنبههای عملیاتی کلیدی شرکت (کاهش هزینه، سرعت توسعه و تولید محصول، انعطافپذیری سیستم تولید و تضمین کیفیت برای محصول) پشتیبانی میکند (Wiley et al., 2010). برای بهبود و ارتقای کارایی عملیاتی، چرخۀ توسعۀ کوتاهتر محصول، اثربخشی، تحقیق و توسعه، ارتقای فرایندهای خدماتدهی و تولیدی، زمان تحویل کوتاهتر، انعطافپذیری و دید کلی سازمانی از ابزارهای لازم به حساب میآیند که بر عملکرد جاری شرکت تأثیر مطلوب دارند (Wagner & Krause, 2009). کارایی عملیاتی مطلوب شرکت با مدیریت مؤثر ورودیها و خروجیها حاصل میشود. مدیریت شرکت میتواند با استفادۀ بهینه از منابع موجود به درآمد عملیاتی بالا و سود هدف برسد؛ علاوهبراین، شرکت میتواند در بازار رقابتی سهم مناسبی را از فروش محصولات و ارائۀ خدمات کسب کند که موجب رضایت مشتری و بقای شرکت و درنهایت درآمدزایی پایدار شرکت میشود (Kurniasih & Akhmadi, 2024). فریا و همکاران (Faria et al., 2022) با بهرهگیری از دادههای تابلویی شرکتهای تولید نوشیدنی در پرتغال، کارایی تولیدی شرکتها را اندازهگیری کردند و آن را به کارایی موقت و پایدار تجزیه کردند. نتایج آنان نشان داد که کارخانههای نوشیدنی میتوانند عملکرد کلی شرکت را ازطریق مدیریت بهتر منابع در کوتاهمدت و علاوهبراین سیاستهای بلندمدت و حمایتی دولت (مانند بهبود مقررات بازار و حمایت از شرکتهای عمومی) افزایش دهند. شریفآزاده و بصیرت (Sharifazadeh & Basirat, 2014)کارایی فنی صنعت لولههای گاز و نفت ایران را براساس تابع مرزی تصادفی برآورد کردند. نتایج آزمونها نشان داد که آثار ناکارایی تولید در صنعت لولههای نفت و گاز وجود دارد؛ اما میانگین کارایی تولیدی از 57/53 درصد در سال 1375 با روند صعودی به 72/74درصد در سال 1389 افزایش یافته است. از دلایل صعودیبودن کارایی تولید (فنی) این صنعت میتوان به افزایش قیمت نفت و بهتبع آن افزایش میزان سرمایهگذاریهای انجامپذیرفته در صنعت گاز و نفت (به خصوص پروژههای پارس جنوبی) و نیاز به لولههای انتقال نفت وگاز اشاره کرد (Sharifazadeh & Basirat, 2014)؛ برایناساس:
فرضیۀ پنجم: کارایی عملیاتی پایدار بر بازدۀ داراییهای شرکت تأثیر مثبت معناداری دارد.
فرضیۀ ششم: کارایی عملیاتی موقت بر بازدۀ داراییهای شرکت تأثیر مثبت معناداری دارد.
علاوهبراین، ارزشآفرینی هدفی اساسی در بازارهای مالی امروزی تلقی میشود، بهویژه پس از وقوع بحرانهای مالی، نقدینگی و اقتصادی اخیر که بر عملکرد شرکتها و حتی بقای آنها تأثیر گذاشته است (Gharsellaoui, 2011). مدیران شرکتها برای بهبود عملکرد و ایجاد ارزش در فشار فوقالعادهای هستند. در بازار امروز، موفقیت کلیدی شرکت به ظرفیت آن برای به حداکثر رساندن ارزش سهامداران بستگی دارد. پارادایم کلاسیک مالی شرکتی[1] بیان میکند که هدف هر شرکتی دستیابی به حداکثر ثروت برای سهامدارانش است وگزارشهای مالی شرکت برای تعیین ارزش آن تجزیهوتحلیل میشود. علاوهبر گزارشهای مالی منتشرشده تحلیلگران مالی بهمنظور اندازهگیری ثروت سهامداران، باید عملکرد آتی شرکت را با ارزیابی سودآوری، رشد و راهبرد شرکت پیشبینی کنند (Fairfield & Yohn, 2001). نظریۀ حامی ایجاد ارزش سهامداران این است که اطمینان حاصل شود که ارزش بازار از ارزش دفتری سرمایه بیشتر است (Liow, 2010). درواقع، تفکر مبتنیبر ایجاد ارزش بدین معنا است که باید همۀ نظامهای اساسی و فرایندها در جهت ایجاد ارزش ساماندهی شوند (Rahnamyroodposhti et al., 2011).
همانطور که در بخش قبل گفته شد، معمولاً به دلیل راهبردهای مشابه برای مدیریت منابع کوتاهمدت، تفاوت کمی بین کارایی کوتاهمدت شرکتها در صنایع مشابه وجود دارد؛ اما معمولاً کارایی بلندمدت پراکندهتر است و دلایل متفاوتی برای ناکارآمدی طولانیمدت وجود دارد. واقعیت آن است که توسعۀ تصمیمات مربوط به رشد، نوآوری و کارآفرینی در بلندمدت مانند مکانهای فعالیت شرکت، اندازۀ شرکت، ساختار سرمایه، نفوذ در بازار و یکپارچگی زنجیرۀ تأمین متأثر از سیاستها و برنامهریزیهای کلی و بلندمدت مدیریت شرکت قرار دارد (Canello & Vidoli, 2020). شرکتهایی که کارایی عملیاتی مطلوبی دارند با استفادۀ بهینه از منابع شرکت به سودآوری و رشد مطلوبی دست پیدا میکنند. درواقع، شرکت با کارایی عملیاتی مطلوب عملکرد مالی خوبی دارد. براساس نظریۀ علامتدهی، کارایی عملیاتی و مالی مطلوب سیگنال خوبی در دانش، تجربه و توانمندی مدیریت به سرمایهگذاران میدهد، بهطوریکه آنان علاقهمند به سرمایهگذاری در شرکت میشوند. این جهتدهی به سرمایهگذاران موجب رونق سهام شرکت و رشد قیمت آن میشود؛ بنابراین، با افزایش کارایی عملیاتی شرکت ارزش بازار سهام آن افزایش پیدا میکند (Kurniasih & Akhmadi, 2024). سوخکیان و همکاران رابطۀ بین توانایی مدیریت و ارزش نهایی وجوه نقد را بررسی کردند (Soukhakian et al., 2020). نتایج آنان با بهرهگیری از دادههای 176 شرکت بورسی در دورۀ زمانی 1391 تا 1395 براساس مدل دمیرجان و همکاران نشان داد که کارایی (توانایی) مدیریت بر ارزش نهایی وجوه نقد تأثیری ندارد و شاید دلیل آن دولتیبودن ساختار مالکیت باشد و به فرایند انتخاب مدیران ارتباط دارد (Soukhakian et al., 2020; Demerjian et al., 2012). فرجزاده دهکردی اثر گزارشگری فرصتطلبانه را بر کارایی عملیاتی شرکتهای همتا بررسی کرد و با استفاده از دادههای 212 شرکت بورسی طی سالهای 1388 تا 1400 (شامل 1666 سال-شرکت) نشان داد که اقدام شرکتها به گزارشگری مالی فرصتطلبانه باعث کاهش کارایی در بین شرکتهای همتا میشود؛ اما همۀ شرکتهای همتا بهطور یکسان متأثر از گزارشگری فرصتطلبانه قرار نمیگیرند (Farajzadeh-Dehkordi, 2022)؛ برایناساس انتظار میرود که کارایی عملیاتی موقت و کارایی عملیاتی پایدار بر ارزش شرکت تأثیر مثبت داشته باشند؛ به بیان دیگر، کارایی عملیاتی موقت و پایدار بر عملکرد بلندمدت شرکت تأثیر میگذارد؛ اما ممکن است درجۀ تأثیر آنها متفاوت باشد. البته سیاستهای نامطلوب و نامتقاران مدیریت شرکت میتواند بر جهت رابطۀ مذکور تأثیر بگذارد و اهداف بلندمدت را فدای اهداف کوتاهمدت کند. این موضوع در حیطۀ بحث نظریۀ نمایندگی است و برای کنترل و مدیریت تضاد منافع راهکارهای مختلفی پیشنهاد شده است؛ برایناساس:
فرضیۀ هفتم: کارایی عملیاتی پایدار شرکت بر شاخص کیوتوبین تأثیر مثبت معناداری دارد.
فرضیۀ هشتم: کارایی عملیاتی موقت بر شاخص کیوتوبین تأثیر مثبت معناداری دارد.
بررسی مطالعات پیشین در این زمینه که در بخش مبانی نظری ارائه شد، نشان میدهد که پژوهشهای معدودی در چارچوب کارایی عملیاتی موقت و پایدار و تأثیر آن بر متغیرهای دیگر انجام شده است. یکی از نقاط قوت پژوهش حاضر آن است که کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکتهای بورسی را برآورد کرده است که تاکنون اندازهگیری نشده بود؛ افزون بر این ارتباط هر دو جزء را با عملکرد کوتاهمدت و بلندمدت شرکت بررسی کرده است.
روش پژوهش
شرکتهای فعال در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 17ساله یعنی 1385 تا 1401 بهعنوان نمونۀ پژوهش مد نظر قرار گرفتهاند. باتوجهبه ناقصبودن اطلاعات برخی از شرکتهای مذکور در قلمرو زمانی پژوهش و منتهینشدن دورۀ مالی برخی از شرکتها به پایان اسفند و نیز باتوجهبه اینکه برخی از شرکتهای فعال در بورس، فعالیت بیمهای و سرمایهگذاری داشتند، محدودیتهایی برای انتخاب نمونۀ پژوهش اعمال شد؛ بنابراین، تعداد 167 شرکت بورسی بهعنوان نمونۀ آماری پژوهش انتخاب شدند و درنتیجه، 2839 مشاهده برای انجام پژوهش و آزمون فرضیههای آن در نظر گرفته شد.
بیشتر مدلهای مرزی تصادفی مبتنیبر دادههای تابلویی دارای یک اشکال عمده هستند؛ در بیشتر مدلهای مرزی تصادفی، ناهمگونی بین مقاطع (تفاوتهای مربوط به هریک از شرکتها) از ناکارایی عملیاتی آنها تفکیک نمیشود. اخیراً رویکردهای مختلفی برای کاهش این اشکال پیشنهاد شده است (Nguyen et al., 2022). کومباکار و همکاران مدل جدیدی را با تجزیۀ کارایی عملیاتی به اجزای موقت و پایدار ارائه کردند (Kumbhakar et al., 2014). فرم کلی این مدل به شرح رابطۀ (1) است:
(1)
که در آن، خروجی شرکت 𝑖 در سال 𝑡 را نشان میدهد. ورودیهای استفادهشده در فرایند تولید است؛ علاوهبراین، اثرات مربوط به شرکت را شناسایی میکند (ناهمسانی شرکتها را در نظر میگیرد)، اثرات تصادفی آماری است. درضمن، و در این مدل به ترتیب تخمین نقطهای ناکارایی پایدار و موقت را نشان میدهند؛ بنابراین، مدل 4 دارای چهار جزء بهغیراز متغیرهای ورودی و خروجی است که دو جزء آن و ناکارایی پایدار و موقت و دو جزء دیگر نیز اثرات شرکت و شوکها هستند.
در پژوهش حاضر ابتدا با بهرهگیری از تابع مرزی تصادفی و روش چندمرحلهای کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014) کارایی عملیاتی موقت و پایدار و رگرسیون خطی چندمتغیره در نرمافزار استتا نسخۀ 17 اندازهگیری شده است؛ برایناساس، لازم است متغیرهای ورودی و خروجی این مدل بهطور مناسب انتخاب شوند که در تدوین فرضیهها به آن اشاره شد. براساس پژوهشهای چنگ و همکاران (Cheng et al., 2018)، سوخکیان و همکاران (Soukhakian et al., 2020)، دعائی و گوهری (Doaei & Gohari, 2020)، دمیرجان و همکاران (Demerjian et al., 2012) و فرجزاده دهکردی (Farajzadeh-Dehkordi, 2022) از داراییهای ثابت مشهود، داراییهای نامشهود، بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته و هزینههای فروش، اداری و عمومی بهعنوان متغیرهای ورودی و براساس پژوهش گروکا و رگو (Gruca & Rego, 2005) از جریانهای نقدی بهعنوان متغیر خروجی مدل مرزی تصادفی کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014) در تبیین کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکت استفاده شده است؛.بنابراین، مدل مرزی تصادفی بر روی دادههای ترکیبی به شرح رابطۀ (2) ارائه میشود:
(2)
که در آن i برابر است با شرکت و t هم دورۀ زمانی را نشان میدهد. نشاندهندۀ جریانهای نقدی شرکت بهعنوان خروجی تابع مرزی تصادفی است. نشاندهندۀ داراییهای ثابت مشهود، برابر است با داراییهای نامشهود، نشاندهندۀ بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته، نشان از هزینههای فروش، اداری و عمومی، نشاندهندۀ تفاوتهای خاص هریک از شرکتها است؛ به همین ترتیب نشاندهندۀ ناکارایی پایدار، برابر است با ناکارایی موقت و هم جزء خطای متقارن دوطرفه که نشاندهندۀ اثرات تصادفی است. مدل کاربردی پژوهش (2) با استفاده از رویکرد کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014) در نرمافزار استتا برآورد شده است. پس از استخراج دادههای کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکت با استفاده از مدل فوق، بهمنظور بررسی اثر اجزای کارایی عملیاتی بر عملکرد و ارزش شرکت چهار معادله به شرح روابط (6-3) طراحی شده است:
(3)
(4)
(5)
(6)
در این پژوهش، متغیرهای اصلی مدل به شرح زیر تعریف شدهاند:
نشاندهندۀ کارایی عملیاتی پایدار شرکت است که بهعنوان متغیر مستقل در مدلهای ۳ و ۵ به کار رفته و براساس مدل کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014) محاسبه شده است؛ علاوهبراین، بیانگر کارایی عملیاتی موقت شرکت است که متغیر مستقل در مدلهای ۴ و ۶ محسوب میشود و آن نیز با استفاده از مدل یادشده محاسبه شده است. متغیر معیاری برای سنجش عملکرد کوتاهمدت شرکت و متغیر وابسته در مدلهای ۳ و ۴ است که از نسبت سود قبل از بهره و مالیات به کل داراییهای شرکت به دست میآید. نیز شاخصی برای تعیین ارزش شرکت بوده و متغیر وابسته در مدلهای ۵ و ۶ است که از تقسیم مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری بدهیها بر کل داراییهای شرکت محاسبه میشود؛ افزون بر این، متغیرهای کنترلی پژوهش به پژوهش موکوی (Mukui, 2022) و باو و پوراسماعیل مطلق (Bao & Pouresmaeil-Motlagh, 2024) عبارتاند از: که لگاریتم طبیعی داراییهای شرکت را نشان میدهد، که تغییرات درآمد فروش سال جاری در مقایسه با سال گذشته را بیان میکند (درآمد فروش سال جاری تقسیم بر درآمد سال گذشته منهای یک)، که نسبت جمع بدهیها به جمع داراییهای شرکت را نشان میدهد و درنهایت که اگر شرکت در سال جاری زیانده باشد، مقدار آن برابر 1 و درغیراینصورت برابر صفر در نظر گرفته میشود.
یافتهها
باتوجهبه مطالب بیانشده، برای تفکیک اجزای پایدار و موقت کارایی عملیاتی از مدل کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014) استفاده شد و مدل (2) براساس مدل اثرات تصادفی چندمرحلهای با چهار متغیر ورودی شامل بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته، هزینههای فروش، عمومی و اداری، داراییهای نامشهود و داراییهای ثابت مشهود و یک متغیر خروجی یعنی جریانهای نقدی برآورد شد که نتایج آن در جدول 1 ارائه شده است:
جدول (1): محاسبۀ اجزای کارایی عملیاتی (براساس تابع مرزی تصادفی)
Table (1): Calculation of operational efficiency components (based on stochastic frontier function)
|
متغیر خروجی |
متغیر ورودی |
ضرایب |
انحراف معیار |
Z |
سطح معناداری |
|
جریانهای نقدی |
بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته |
***46/0 |
045/0 |
07/10 |
000/0 |
|
هزینههای فروش، اداری و عمومی |
***339/0 |
051/0 |
55/6 |
000/0 |
|
|
داراییهای نامشهود |
009/0 |
022/0 |
43/0 |
663/0 |
|
|
داراییهای ثابت مشهود |
**098/0 |
029/0 |
37/3 |
001/0 |
|
|
آمارههای برازش کلی تابع مرزی تصادفی |
ناکارایی پایدار |
***573/0 |
045/0 |
65/12 |
000/0 |
|
ناکارایی موقت |
***571/0 |
072/0 |
87/7 |
000/0 |
|
|
آمارۀ والد |
19/3011 |
||||
|
احتمال (آماره ) |
000/0 |
||||
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح خطای 1درصد، 5درصد و 10درصد را نشان میدهند.
جدول 1 نتایج تابع مرزی تصادفی مدل کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014) برای اندازهگیری ناکارایی موقت و پایدار را در بین شرکتها نشان میدهد. آمارۀ کایدو در سطح اطمینان بالا (99درصد) معنادار است و نشاندهندۀ برازش مطلوب مدل است. ضرایب متغیرهای ورودی از این جهت کشش مناسبی دارند که مقادیر با انتظارات نظری همسو هستند. نتایج آزمون این مدل بهعنوان مدل تبیینکنندۀ اولیه نشان داد که همۀ متغیرهای ورودی بهجز داراییهای نامشهود در سطح اطمینان 95درصد بهطور چشمگیری با صفر فاصله دارند و علائم نیز مورد انتظار بودند. ضریب مربوط به داراییهای نامشهود در این مدل ازنظر آماری غیرمعنادار بود که میتوان آن را به عدم استفادۀ بهینه از این نوع داراییهای شرکت در عملیات تولید نسبت داد. بیشترین ضریب خروجی مربوط به بهای تمامشدۀ 46/0 است. کمترین میزان ضریب مربوط به داراییهای ثابت مشهود یعنی 098/0 است؛ بنابراین، فرضیههای اول، دوم و چهارم پژوهش تأیید میشود و فرضیۀ سوم پژوهش رد میشود.
برایناساس، افزایش یک درصدی در بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته، درحالیکه همۀ متغیرهای توضیحی دیگر ثابت نگه داشته میشوند، به افزایش 46/0درصدی در خروجی منجر میشود. مجموع کششهای ذکرشده در بالا بهعنوان بازده به مقیاس (RTS) تفسیر میشود. بازده به مقیاس برآوردشده در میانگین هندسی دادهها، تقریباً 897/0 است که درحال افزایش است؛ علاوهبراین، در تفسیر نتایج میتوان بیان کرد که هرگاه ضریب ناکارایی موقت کوچکتر از صفر باشد، درجۀ ناکارایی در طی زمان کاهش مییابد. هنگامی که ضریب ناکارایی موقت بزرگتر از صفر باشد، درجۀ ناکارایی در طی زمان افزایش مییابد. باتوجهبه مثبتبودن ضریب ناکارایی موقت (571/0)، درجۀ ناکارایی در طول زمان افزایش مییابد. نتیجهگیری کلی برای شرکتهای نمونه این است که بهطور متوسط، آنها به همان اندازه از ناکارایی مداوم رنج می برند که از ناکارایی موقت آسیب میبینند. نمودار 1 نیز این موضوع را تأیید میکند که این نتیجه در بازۀ زمانی مشاهده میشود. این نمودار نشان میدهد که کارایی عملیاتی در طی زمان متفاوت است و ساختار آنها برای کسب دستاوردهای کارایی بالاتر نیاز به بهبود دارد.
نمودار 1 توزیع میانگین کارایی پایدار و موقت عملیاتی را ارائه میکند و نشان میدهد که میانگین کارایی پایدار نسبتاً پراکنده است، درحالیکه میانگین کارایی موقت در بین شرکتها متراکمتر است؛ به بیان دیگر، عملکرد پایدار شرکتهای بررسیشده در صنایع مختلف با هم متفاوت است؛ علاوهبراین، هیچ روند مشخصی برای کارایی پایدار مشاهده نمیشود؛ زیرا افزایش یا کاهش تدریجی در طول دوره وجود ندارد. همچنینآمارۀ توصیفی اجزای کارایی عملیاتی نیز در جدول زیر ارائه شده است:
نمودار (1): میانگین کارایی موقت و پایدار عملیاتی شرکتها
Figure (1): Average transient and persistent operational efficiency of companies
جدول (2): آمارۀ توصیفی اجزای کارایی عملیاتی
Table (2): Descriptive statistics of operational efficiency components
|
متغیرها |
مشاهدات |
میانگین |
انحراف استاندارد |
حداقل |
حداکثر |
|
کارایی پایدار (PE) |
1773 |
63/0 |
145/0 |
239/0 |
86/0 |
|
کارایی موقت (TE) |
1773 |
612/0 |
112/0 |
183/0 |
881/0 |
|
محاسبۀ کارایی عملیاتی کلی |
|
||||
نکتۀ مهم آمارههای توصیفشده در جدول 1 و 2 این است که ابتدا با استفاده از مدل تابع مرزی تصادفی و بهکارگیری چهار متغیر ورودی (بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته، داراییهای نامشهود، هزینههای فروش، اداری و عمومی، داراییهای ثابت مشهود) و متغیر جریانهای نقدی بهعنوان خروجی، متغیر کارایی عملیاتی شرکتها به دست آمده است و پس از تفکیک و استخراج کارایی موقت و پایدار برای هر شرکت در هر دوره، آمار توصیفی آن در جدول 2 ارائه شده است. همانطور که در جدول 2 نشان داده شده، میانگین متغیر کارایی موقت و پایدار شرکت به ترتیب 61 و 63 درصد است. باتوجهبه اینکه عدد مربوط به آن بین 0 تا 1 قرار میگیرد، نشاندهندۀ کارایی متوسط شرکتهای بورسی است و شرکتها میتوانند با بهرهگیری از روشهای نوین تولید و بازاریابی حرفهای عملکرد خود را ارتقا دهند.
همچنین پارامترهای مرکزی (میانگین و میانه) و پارامترهای پراکندگی (انحراف معیار، بیشینه و کمینه) در جدول 3 نشان داده شدهاند. مقدار ضرایب چولگی و کشیدگی برای تمام متغیرهای پژوهش حکایت از عدم وجود دادههای پرت و نرمالبودن توزیع متغیرها دارد. در حالت کلی چنانچه ضرایب چولگی و کشیدگی در بازه (3 ، 3-) باشند، دادهها از توزیع نرمال برخوردار هستند. درضمن هر چقدر میزان انحراف از میانگین متغیرها کمتر باشد، توزیع متغیرها مناسبتر خواهد بود. همانگونه که ملاحظه میشود انحراف معیار برای بیشتر متغیرها کمتر از دو است. دادههای پژوهش حاضر بهصورت ترکیبی است و شامل 167 شرکت بورسی و دورۀ زمانی 17ساله از سال 1385 تا 1401 است؛ بنابراین، 2839 مشاهده برای انجام پژوهش و آزمون فرضیهها استفاده شده است.
جدول (3): آمارههای توصیفی
Table (3): Descriptive statistics
|
نام متغیر |
نماد متغیر |
میانگین |
بیشینه |
کمینه |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
|
بازدۀ دارایی |
ROA |
157/0 |
462/0 |
053/0- |
14/0 |
619/0 |
556/2 |
|
شاخص کیوتوبین |
Q_Tobin |
828/0 |
859/1 |
385/0 |
418/0 |
441/1 |
199/4 |
|
اندازۀ شرکت |
Size |
211/14 |
736/17 |
747/11 |
585/1 |
532/0 |
625/2 |
|
اهرم مالی |
Lev |
558/0 |
876/0 |
199/0 |
189/0 |
212/0- |
176/2 |
|
تغییرات فروش |
Growth |
287/0 |
277/1 |
322/0- |
409/0 |
798/0 |
137/3 |
اگر متغیرهای پژوهش کیفی باشند، ارائۀ توزیع فراوانی آنها ضروری است. در جدول 4 توزیع فراوانی متغیرهای مجازی نشان داده شده است.
جدول (4): آمار توصیفی متغیر مجازی پژوهش
Table (4): Descriptive statistics of the research dummy variable
|
درصد فراوانی |
فراوانی |
متغیر |
|||
|
1 |
0 |
1 |
0 |
زیانده بودن در سال جاری LOSS |
|
|
72/8 |
28/91 |
232 |
2429 |
|
|
|
100 |
2661 |
مجموع |
|||
در این بخش، رابطۀ بین کارایی موقت و پایدار عملیاتی بهصورت جداگانه بر دو معیار عملکرد کوتاه مدت (بازده داراییها) و ارزش شرکت (شاخص کیوتوبین) بررسی شده است تا نوع رابطه و تأثیر هرکدام از کارایی های عملیاتی (موقت و پایدار) بر آنها مشخص شود؛ افزونبراین باید اطمینان حاصل شود که تمام مفروضات رگرسیون خطی مانند خودهمبستگی جملات خطا و ناهمسانی واریانس متغیرها بررسی شدهاند. تمامی مدلها با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شدهاند. همانطور که قبلاً گفته شد، بهمنظور استخراج متغیر کارایی عملیاتی شرکت، ابتدا تببیینکنندههای حسابداری (متغیرهای ورودی و متغیر خروجی) وارد مدل تابع مرزی تصادفی شده و دادههای این متغیر استخراج شدند. سپس کارایی موقت و پایدار عملیاتی شرکت بهعنوان متغیر مستقل در چهار مدل بعدی بررسی شدند.
جدول (5): نتایج آزمونهای مفروضات مدل کارایی عملیاتی پایدار و عملکرد شرکت
Table (5): Results of tests of assumptions of the persistent operational efficiency model and firm performance
|
آزمون |
آماره آزمون |
درجه آزادی |
سطح معناداری |
نتیجهگیری |
|
بروش-پاگان (Breusch-Pagan) |
χ² = ۲۴۵٫۳۸ |
۱ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: ناهمسانی واریانس وجود دارد |
|
وایت (White) |
χ² = ۳۳۲٫۱۹ |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: ناهمسانی واریانس وجود دارد |
|
IM-Test (کمرون و تریودی) - ناهمسانی |
χ² = ۳۳۲٫۱۹ |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
IM-Test - چولگی |
χ² = ۷۴٫۶۸ |
۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار: توزیع نرمال نیست |
|
IM-Test - کشیدگی |
χ² = ۰٫۵۰ |
۱ |
۰٫۴۸۰ |
غیرمعنادار |
|
IM-Test - کل |
χ² = ۴۰۷٫۳۷ |
۲۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
شاپیرو-ویلک (Shapiro-Wilk) |
W = ۰٫۹۹۷ |
ـ |
۰٫۰۱۳۲ |
رد H₀: توزیع نرمال نیست |
|
شاپیرو-فرانسیا (Shapiro-Francia) |
W' = ۰٫۹۹۷ |
ـ |
۰٫۰۱۲۳ |
رد H₀: توزیع نرمال نیست |
نتایج جدول 5 نشان میدهد که هر دو آزمون بروش-پاگان و وایت، همسانی واریانس را رد میکنند (۰٫۰۰۰p <). از طرف دیگر آزمونهای شاپیرو-ویلک و شاپیرو-فرانسیا نشان میدهند که باقیماندهها نرمال نیستند (۰٫۰۱۳p ≈). تجزیهوتحلیل IM-Test وجود ناهمسانی واریانس و چولگی معنادار را تأیید میکند، اما کشیدگی در حد نرمال است. نخست، باتوجهبه حجم نمونۀ بزرگ (1754n=) و براساس قضیۀ حد مرکزی (CLT)، تخمینگرها حتی در شرایط نقض نرمالبودن باقیماندهها و وجود ناهمسانی واریانس، دارای توزیع نرمال خواهند بود که اعتبار نتایج را تضمین میکند؛ دوم، برای رفع ناهمسانی واریانس باقیماندههای مدل نیز در برآورد نهایی با بهکارگیری روش ماتریس واریانس-کوواریانس روباست (Huber-White) ازطریق دستور `vce(robust)` در نرمافزار Stata، خطاهای استاندارد تخمینها بهصورت مقاوم در برابر ناهمسانی واریانس محاسبه شدند. این ترکیب از مبانی نظری (CLT) و راهکار عملی (`vce(robust)`) موجب میشود تا نتایج مدل حتی درصورت نقض فرضیات کلاسیک، از قابلیت اعتماد کافی برخوردار باشند و استنباطهای آماری معتبری ارائه دهند.
همانطور که در جدول 6 نشان داده شده است، براساس ضریب تعیین مدل، متغیرهای مستقل و کنترلی حدود 75درصد از تغیرات متغیر وابسته را تبیین میکنند. مقدار آمارۀ دوربین-واتسون (53/1) نشان میدهد که باقیماندههای مدل خودهمبستگی سریالی[2] ندارند؛ افزونبراین، نتایج نشاندهندۀ عدم وجود مشکل همخطیبودن در مدل است؛ زیرا مقادیر VIF برای تمام متغیرها کمتر از ۵ (حتی کمتر از ۲) است؛ بنابراین، نتایج بهدستآمده کاذب نیست و برای برآورد مدل، میتوان به آنها اتکا کرد. معناداری آماره Root MSE (کمتر از 10درصد و در برخی منابع کمتر از 8درصد) و آمارۀ فیشر نشان از معناداری کل مدل است. براساس نتایج، عرض از مبدأ (054/3)، و ضریب متغیرهای کارایی عملیاتی پایدار (654/3-)، اندازۀ شرکت (026/0)، نسبت بدهی (315/0-)، رشد فروش (065/0)، زیاندهی شرکت (078/0-)، همگی در سطح خطای یک درصد معنادارند. کارایی عملیاتی پایدار رابطۀ منفی با متغیر بازدۀ داراییهای (عملکرد) شرکتها دارد؛ پس فرضیۀ پنجم پژوهش رد میشود. در تشریح نتایج فرضیۀ پنجم پژوهش میتوان ادعا کرد که با افزایش کارایی عملیاتی پایدار شرکتها، بازدۀ داراییها کاهش مییابد. همانگونه که در نمودار 1 نیز بیان شد، رسیدن به سطح کارایی عملیاتی پایدار مطلوب کماکان برای شرکتها دستنیافتنی است. به صورتی که با افزایش این سطح کارایی به دلیل نبود ساختار حاکمیت قوی، مدیریت سرمایۀ بهینه و استفادۀ صحیح از منابع و داراییها عموماً بازدهی داراییها کاهش مییابد. این موضوع به میزان ورودیها و خروجیهای تولید اشاره میکند که بیشتر شرکتها به همان میزان که درآمد فروش داشتهاند، برای دستیابی به آن هزینه کردهاند. این نکته را هم باید ذکرکرد که بیشتر درآمد فروش بهصورت وجه نقد بازگشت داده نمیشود. شرکتهایی که نسبت بدهی پایینتری دارند، در حضور کارایی پایدار، عملکرد بهتری دارند. شرکتهایی که رشد فروش مثبت دارند و سودده هستند، در مقایسه با سایر شرکتها بازدۀ دارایی بالاتری دارند.
جدول (6): کارایی عملیاتی پایدار و عملکرد شرکت
Table (6): Persistent operational efficiency and firm performance
|
VIF |
P>|t| |
t |
انحراف استاندارد تعدیلشده |
ضریب |
متغیر |
|
--- |
000/0 |
38/5 |
567/0 |
***054/3 |
عرض از مبدأ |
|
13/1 |
000/0 |
26/4- |
858/0 |
***654/3- |
کارایی عملیاتی پایدار |
|
11/1 |
000/0 |
67/4- |
005/0 |
***026/0- |
اندازۀ شرکت |
|
18/1 |
000/0 |
66/16- |
018/0 |
***315/0- |
اهرم مالی |
|
08/1 |
000/0 |
44/9 |
007/0 |
***065/0 |
تغییرات فروش |
|
11/1 |
000/0 |
78/10- |
007/0 |
***078/0- |
زیاندهی |
|
|
مدل با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شده است. |
||||
|
|
753/0 |
R-squared |
|||
|
|
075/0 |
Root MSE |
|||
|
|
000/0 |
Prob (Fisher) |
|||
|
|
533/1 |
Durbin–Watson |
|||
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح خطای 1درصد، 5درصد و 10درصد را نشان میدهند.
در ادامه برای آزمون فرضیۀ ششم پژوهش، باید اطمینان حاصل شود که تمام مفروضات رگرسیون خطی مانند خودهمبستگی جملات خطا و ناهمسانی واریانس متغیرها بررسی شدهاند. تمامی مدلها با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شدهاند.
جدول (7): نتایج آزمونهای مفروضات مدل کارایی عملیاتی موقت و عملکرد شرکت
Table (7): Results of tests of assumptions of the transient operating efficiency model and firm performance
|
آزمون |
آماره آزمون |
درجه آزادی |
سطح معناداری |
نتیجهگیری |
|
بروش-پاگان (Breusch-Pagan) |
χ² = ۲۴۳٫۹۹ |
۱ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀؛ ناهمسانی واریانس وجود دارد |
|
وایت (White) |
χ² = ۳۲۱٫۶۲ |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀؛ ناهمسانی واریانس وجود دارد |
|
IM-Test (کمرون و تریودی) - ناهمسانی |
χ² = ۳۲۱٫۶۲ |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
IM-Test - چولگی |
χ² = ۷۶٫۷۶ |
۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار؛ توزیع نرمال نیست |
|
IM-Test - کشیدگی |
χ² = ۰٫۷۸ |
۱ |
۰٫۳۷۷ |
غیرمعنادار |
|
IM-Test - کل |
χ² = ۳۹۹٫۱۵ |
۲۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
شاپیرو-ویلک (Shapiro-Wilk) |
W = ۰٫۹۹۸ |
ـ |
۰٫۰۳۴ |
رد H₀؛ توزیع نرمال نیست |
|
شاپیرو-فرانسیا (Shapiro-Francia) |
W' = ۰٫۹۹۸ |
ـ |
۰٫۰۲۸ |
رد H₀؛ توزیع نرمال نیست |
نتایج جدول 7 نشان میدهد که هر دو آزمون بروش-پاگان و وایت، همسانی واریانس را رد میکنند (۰٫۰۰۰p <). آزمونهای شاپیرو-ویلک و شاپیرو-فرانسیا نشان میدهند که باقیماندهها نرمال نیستند (۰٫۰34p ≈). تجزیهوتحلیل IM-Test وجود ناهمسانی واریانس و چولگی معنادار را تأیید میکند، اما کشیدگی در حد نرمال است. نخست، باتوجهبه حجم نمونۀ بزرگ (1758n=) و براساس قضیۀ حد مرکزی (CLT)، تخمینگرها حتی در شرایط نقض نرمالبودن باقیماندهها و وجود ناهمسانی واریانس، دارای توزیع نرمال خواهند بود که اعتبار نتایج را تضمین میکند؛ دوم، برای رفع ناهمسانی واریانس باقیماندههای مدل نیز در برآورد نهایی با بهکارگیری روش ماتریس واریانس-کوواریانس روباست (Huber-White) ازطریق دستور `vce(robust)` در نرمافزار Stata، خطاهای استاندارد تخمینها بهصورت مقاوم در برابر ناهمسانی واریانس محاسبه شد. این ترکیب از مبانی نظری (CLT) و راهکار عملی (`vce(robust)`) موجب میشود تا نتایج مدل حتی درصورت نقض فرضیات کلاسیک، از قابلیت اعتماد کافی برخوردار باشند و استنباطهای آماری معتبری ارائه دهند.
براساس نتایج جدول 8 ضریب تعیین مدل تقریباً برابر با 75درصد است؛ یعنی متغیرهای مستقل و کنترلی حدود 75درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین میکنند. مقدار آمارۀ دوربین-واتسون (534/1) نشان میدهد که باقیماندههای مدل خودهمبستگی سریالی ندارند. نتایج نشاندهندۀ عدم وجود مشکل همخطیبودن در مدل است؛ زیرامقادیر VIF برای تمام متغیرها کمتر از ۵ (حتی کمتر از ۲) است؛ بنابراین، نتایج بهدستآمده کاذب نیست و برای برآورد مدل میتوان به آنها اتکا کرد. معناداری آمارۀ Root MSE و آمارۀ فیشر نشان از معناداری کل مدل است؛ افزونبراین، در این مدل عرض از مبدأ (596/0)، و ضریب متغیرهای کارایی عملیاتی موقت (081/0)، اهرم مالی (305/0-)، اندازۀ شرکت (028/0-)، رشد فروش (065/0)، زیاندهی شرکت (076/0-) همگی در سطح خطای یک درصد معنادارند. کارایی عملیاتی موقت رابطۀ مثبتی با متغیر بازدۀ داراییهای شرکت دارد؛ پس فرضیۀ ششم پژوهش رد نمیشود. در تشریح نتایج فرضیۀ ششم پژوهش میتوان ادعا کردکه با افزایش کارایی عملیاتی موقت شرکتها، بازدۀ داراییها افزایش مییابد. همانگونه که در نمودار 1 نیز بیان شد، سطح کارایی عملیاتی موقت فشرده و متراکم است. به صورتی که با افزایش سطح کارایی در یک سال (بالاترین استفاده از امکانات و تجهیزات برای رسیدن به هدف کوتاهمدت) بازدهی داراییها افزایش مییابد. این موضوع به میزان ورودیها و خروجیهای تولید اشاره دارد که بیشتر شرکتها در تلاش هستند که حتی با فروشهای غیرنقدی و مخارج غیرسرمایهای، سود کسب کنند، حتی اگر اندک باشد؛ علاوهبراین، شرکتهایی که نسبت بدهی پایینتری دارند، در حضور کارایی موقت، عملکرد بهتری دارند که دقیقاً مشابه کارایی پایدار شرکتها است. شرکتهایی که رشد فروش مثبت دارند و سودده هستند، در ممقایسه با سایر شرکتها بازدۀ دارایی بالاتری دارند که این مورد دلیلی برای چشمانداز کوتاهمدت مدیران اجرایی شرکتها و رسیدن به پاداشها و استفادۀ حداکثری از تمام امکانات شرکتها است.
جدول (8): کارایی عملیاتی موقت و عملکرد شرکت
Table (8): Transient operational efficiency and firm performance
|
VIF |
P>|t| |
t |
انحراف استاندارد تعدیلشده |
ضریب |
متغیر |
|
--- |
000/0 |
91/8 |
083/0 |
***744/0 |
عرض از مبدأ |
|
01/1 |
000/0 |
88/4 |
016/0 |
***081/0 |
کارایی عملیاتی موقت |
|
06/1 |
000/0 |
98/4- |
005/0 |
***028/0- |
اندازۀ شرکت |
|
12/1 |
000/0 |
13/16- |
018/0 |
***305/0- |
اهرم مالی |
|
07/1 |
000/0 |
54/9 |
006/0 |
***065/0 |
تغییرات فروش |
|
11/1 |
000/0 |
67/10- |
007/0 |
***076/0- |
زیاندهی |
|
|
مدل با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شده است. |
||||
|
|
755/0 |
R-squared |
|||
|
|
075/0 |
Root MSE |
|||
|
|
000/0 |
Prob (Fisher) |
|||
|
|
534/1 |
Durbin–Watson |
|||
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح خطای 1درصد، 5درصد و 10درصد را نشان میدهند.
درضمن برای آزمون فرضیۀ هفتم پژوهش، باید اطمینان حاصل شود که تمام مفروضات رگرسیون خطی مانند خودهمبستگی جملات خطا و ناهمسانی واریانس متغیرها بررسی شدهاند. تمامی مدلها با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شدهاند.
جدول (9): نتایج آزمونهای مفروضات مدل کارایی عملیاتی پایدار و ارزش شرکت
Table (9): Results of tests of assumptions of the persistent operating efficiency model and firm value
|
آزمون |
آماره آزمون |
درجه آزادی |
سطح معناداری |
نتیجهگیری |
|
بروش-پاگان (Breusch-Pagan) |
χ² = ۱٫۵۹ |
۱ |
۰٫206 |
عدم رد H₀: همسانی واریانس وجود دارد |
|
وایت (White ) |
χ² = ۴۷۷٫۲۶ |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: ناهمسانی واریانس وجود دارد |
|
IM-Test (کمرون و تریودی) - ناهمسانی |
χ² = ۴۴۷٫۲۶ |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
IM-Test - چولگی |
χ² = ۸۵۷٫۸۵ |
۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار: توزیع نرمال نیست |
|
IM-Test - کشیدگی |
χ² = ۷۸٫۹۹ |
۱ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار: توزیع نرمال نیست |
|
IM-Test - کل |
χ² = ۱۳۸۴٫۱۰ |
۲۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
شاپیرو-ویلک (Shapiro-Wilk) |
W = ۰٫۸۱۵ |
ـ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: توزیع نرمال نیست |
|
شاپیرو-فرانسیا (Shapiro-Francia) |
W' = ۰٫۸۱۶ |
ـ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: توزیع نرمال نیست |
نتایج جدول 9 نشان میدهد که هر دو آزمون بروش-پاگان و وایت، همسانی واریانس را رد میکنند (۰٫۰۰۰p <). آزمونهای شاپیرو-ویلک و شاپیرو-فرانسیا نشان میدهند که باقیماندهها نرمال نیستند (۰٫۰00p ≈). تجزیهوتحلیل IM-Test وجود ناهمسانی واریانس و چولگی معنادار را تأیید میکند، اما کشیدگی در حد نرمال است. نخست، باتوجهبه حجم نمونۀ بزرگ (1758n=) و براساس قضیۀ حد مرکزی (CLT)، تخمینگرها حتی در شرایط نقض نرمالبودن باقیماندهها و وجود ناهمسانی واریانس، دارای توزیع نرمال خواهند بود که اعتبار نتایج را تضمین میکند؛ دوم، برای رفع ناهمسانی واریانس باقیماندههای مدل نیز در برآورد نهایی با بهکارگیری روش ماتریس واریانس-کوواریانس روباست (Huber-White) ازطریق دستور `vce(robust)` در نرمافزار Stata، خطاهای استاندارد تخمینها بهصورت مقاوم در برابر ناهمسانی واریانس محاسبه شدند. این ترکیب از مبانی نظری (CLT) و راهکار عملی (`vce(robust)`) موجب میشود تا نتایج مدل حتی درصورت نقض فرضیات کلاسیک، از قابلیت اعتماد کافی برخوردار باشند و استنباطهای آماری معتبری ارائه دهند.
همانطور که در جدول 10 نشان داده شده است، براساس ضریب تعیین مدل، متغیرهای مستقل و کنترلی حدود 84درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین میکنند. مقدار آمارۀ دوربین-واتسون (584/1) نشان میدهد که باقیماندههای مدل خودهمبستگی سریالی ندارند. نتایج نشاندهندۀ عدم وجود مشکل همخطیبودن در مدل است؛ زیرا مقادیر VIF برای تمام متغیرها کمتر از ۵ (حتی کمتر از ۲) است؛ بنابراین، نتایج بهدستآمده کاذب نیست و برای برآورد مدل میتوان به آنها اتکا کرد. معناداری آماره Root MSE و آمارۀ فیشر نشان از معناداری کل مدل است. عرض از مبدأ (048/3) و ضریب متغیرهای کارایی عملیاتی پایدار (923/1-)، اهرم مالی (898/0)، رشد فروش (037/0)، اندازۀ شرکت (123/0-) همگی در سطح خطای یک درصد معنادارند. کارایی عملیاتی پایدار رابطۀ منفی با متغیر شاخص کیوتوبین دارد؛ پس فرضیۀ هفتم پژوهش رد میشود.
در تشریح نتایج فرضیۀ هفتم پژوهش میتوان ادعا کردکه که با افزایش کارایی عملیاتی پایدار شرکتها، ارزش بازار شرکت کاهش پیدا میکند؛ به بیان دیگر، کارایی عملیاتی بلندمدت شرکتها در زمینۀ ایجاد جریانهای نقدی با افزایش ارزش سهام در بازار رابطۀ معکوس دارد. این نتیجه حاکیازاین موضوع است که شرکتهای بزرگ ازلحاظ سرمایهگذاری اشباع شدهاند و از ارزش ذاتی خود فاصله گرفتند؛ اما سرمایهگذاران آگاه، به این موضوع اشراف کامل دارند. براساس دیگر نتایج مدل، نسبت بدهی بالاتر بر ارزش شرکت تأثیر مثبت دارد؛ افزونبراین، شرکتهایی که رشد فروش مثبت دارند و اندازۀ کوچکتری دارند، در مقایسه با سایر شرکتها ارزش بازار بیشتری دارند که این مورد دلیلی برای وجود فرصتهای سرمایهگذاری زیاد در بدو ورود به بازار و در زمان رشد شرکت است.
جدول (10): کارایی عملیاتی پایدار و ارزش شرکت
Table (10): Persistent operating efficiency and firm value
|
VIF |
P>|t| |
t |
انحراف استاندارد تعدیلشده |
ضریب |
متغیر |
|
--- |
000/0 |
74/5 |
53/0 |
***048/3 |
عرض از مبدأ |
|
01/1 |
000/0 |
94/4- |
389/0 |
***923/1- |
کارایی پایدار |
|
06/1 |
000/0 |
81/5- |
021/0 |
***123/0- |
اندازۀ شرکت |
|
12/1 |
000/0 |
8/12 |
07/0 |
***898/0 |
اهرم مالی |
|
07/1 |
024/0 |
26/2 |
016/0 |
***037/0 |
تغییرات فروش |
|
11/1 |
502/0 |
67/0 |
025/0 |
016/0 |
زیاندهی |
|
|
مدل با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شده است. |
||||
|
|
862/0 |
R-squared |
|||
|
|
08/0 |
Root MSE |
|||
|
|
000/0 |
Prob (Fisher) |
|||
|
|
584/1 |
Durbin–Watson |
|||
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح خطای 1درصد، 5درصد و 10درصد را نشان میدهند.
در ادامه برای آزمون فرضیۀ هشتم پژوهش، باید اطمینان حاصل شود که تمام مفروضات رگرسیون خطی مانند خودهمبستگی جملات خطا و ناهمسانی واریانس متغیرها بررسی شدهاند. تمامی مدلها با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شدهاند. نتایج جدول 11 نشان میدهد که هر دو آزمون بروش-پاگان و وایت، همسانی واریانس را رد میکنند (۰٫۰۰۰p <). آزمونهای شاپیرو-ویلک و شاپیرو-فرانسیا نشان میدهند که باقیماندهها نرمال نیستند (۰٫۰00p ≈). تجزیهوتحلیل IM-Test وجود ناهمسانی واریانس و چولگی معنادار را تأیید میکند، اما کشیدگی در حد نرمال است. نخست، باتوجهبه حجم نمونۀ بزرگ (1758n=) و براساس قضیۀ حد مرکزی (CLT)، تخمینگرها حتی در شرایط نقض نرمالبودن باقیماندهها و وجود ناهمسانی واریانس، دارای توزیع نرمال خواهند بود که اعتبار نتایج را تضمین میکند؛ دوم، برای رفع ناهمسانی واریانس باقیماندههای مدل نیز در برآورد نهایی با بهکارگیری روش ماتریس واریانس-کوواریانس روباست (Huber-White) ازطریق دستور `vce(robust)` در نرمافزار Stata، خطاهای استاندارد تخمینها بهصورت مقاوم در برابر ناهمسانی واریانس محاسبه شد. این ترکیب از مبانی نظری (CLT) و راهکار عملی (`vce(robust)`) موجب میشود تا نتایج مدل حتی درصورت نقض فرضیات کلاسیک، از قابلیت اعتماد کافی برخوردار باشند و استنباطهای آماری معتبری ارائه دهند.
جدول (11): نتایج آزمونهای مفروضات مدل کارایی عملیاتی پایدار و ارزش شرکت
Table (11): Results of tests of assumptions of the persistent operating efficiency model and firm value
|
آزمون |
آماره آزمون |
درجه آزادی |
سطح معناداری |
نتیجهگیری |
|
بروش-پاگان (Breusch-Pagan) |
χ² = 5٫80 |
۱ |
۰٫016 |
رد H₀: همسانی واریانس وجود دارد |
|
وایت (White) |
χ² = 435٫21 |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: ناهمسانی واریانس وجود دارد |
|
IM-Test (کمرون و تریودی) - ناهمسانی |
χ² = 435٫21 |
۱۹ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
IM-Test - چولگی |
χ² = 929٫22 |
۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار: توزیع نرمال نیست |
|
IM-Test - کشیدگی |
χ² = 89٫60 |
۱ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار: توزیع نرمال نیست |
|
IM-Test - کل |
χ² = 1454٫03 |
۲۵ |
۰٫۰۰۰ |
معنادار |
|
شاپیرو-ویلک (Shapiro-Wilk) |
W = ۰٫8 |
ـ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: توزیع نرمال نیست |
|
شاپیرو-فرانسیا (Shapiro-Francia ) |
W' = ۰٫8 |
ـ |
۰٫۰۰۰ |
رد H₀: توزیع نرمال نیست |
براساس نتایج جدول 12 ضریب تعیین مدل تقریباً برابر با 86درصد است؛ یعنی متغیرهای مستقل و کنترلی حدود 86درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین میکنند. مقدار آمارۀ دوربین-واتسون (579/1) نشان میدهد که باقیماندههای مدل خودهمبستگی سریالی ندارند. نتایج نشاندهندۀ عدم وجود مشکل همخطیبودن در مدل است؛ زیرا مقادیر VIF برای تمام متغیرها کمتر از ۵ (حتی کمتر از ۲) است؛ بنابراین، نتایج بهدستآمده کاذب نیست و برای برآورد مدل میتوان به آنها اتکا کرد. معناداری آمارۀ Root MSE و آمارۀ فیشر نشان از معناداری کل مدل است.
جدول (12): کارایی عملیاتی موقت و ارزش شرکت
Table (12): Transient operating efficiency and firm value
|
VIF |
P>|t| |
t |
انحراف استاندارد تعدیلشده |
ضریب |
متغیر |
|
--- |
000/0 |
59/8 |
21/0 |
***806/1 |
عرض از مبدأ |
|
01/1 |
149/0 |
44/1 |
041/0 |
06/0 |
کارایی موقت |
|
06/1 |
000/0 |
41/8- |
014/0 |
***123/0- |
اندازۀ شرکت |
|
12/1 |
000/0 |
82/19 |
045/0 |
***896/0 |
اهرم مالی |
|
07/1 |
048/0 |
98/1 |
018/0 |
***035/0 |
تغییرات فروش |
|
11/1 |
361/0 |
91/0 |
02/0 |
018/0 |
زیاندهی |
|
|
مدل با کنترل اثرات سال و صنعت تخمین زده شده است. |
||||
|
|
863/0 |
R-squared |
|||
|
|
08/0 |
Root MSE |
|||
|
|
000/0 |
Prob (Fisher) |
|||
|
|
579/1 |
Durbin–Watson |
|||
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح خطای 1درصد، 5درصد و 10درصد را نشان میدهند.
نتایج جدول 12 نشان میدهد که عرض از مبدأ (806/1)، ضریب متغیرهای اهرم مالی (897/0)، رشد فروش (035/0) و اندازۀ شرکت (123/0-) همگی در سطح خطای یک درصد معنادارند. کارایی عملیاتی موقت رابطۀ معناداری با شاخص کیوتوبین ندارد. باتوجهبه ضرایب مدل، فرضیۀ هشتم پژوهش رد میشود؛ به بیان دیگر، کارایی عملیاتی موقت تأثیر معناداری بر ارزش بازار شرکتهای نمونه ندارد. شرکتهایی که نسبت بدهی بالاتری دارند، ارزش بالاتری در بازار دارند. درضمن شرکتهایی که رشد فروش مثبت دارند و اندازۀ کوچکتری دارند، در مقایسه با سایر شرکتها ارزش بازار بالاتری دارند که این مورد نشاندهندۀ امکان توسعۀ سرمایهگذاری در بدو ورود به بازار و در زمان رشد شرکت دارد.
نتیجهگیری و پیشنهادها
کارایی عملیاتی، عملکرد اقتصادی مؤسسات یا شرکتها را بررسی میکند. مقادیر کارایی بالا به این معنی است که شرکت بهطور کامل از منابع خود استفاده میکند و حداکثر خروجی را تولید میکند. مقادیر کم کارایی نشان میدهد که شرکت میتواند منابع خود را کاهش دهد یا خروجی خود را افزایش دهد. کارایی موقت منعکسکنندۀ تغییرات سالانه است و کارایی پایدار اهداف و سیاستهای بلندمدت را منعکس میکند (Agasisti & Gralka, 2019). مدیریت میتواند عملکرد شرکت و ارزش بازار آن را ازطریق افزایش کارایی ارتقا دهد و بهبود کارایی ازطریق بهبود مدیریت کوتاهمدت منابع و نیز ازطریق راهبردهای بلندمدت برای افزایش فروش مانند نفوذ به بازارهای بینالمللی یا هزینههای تحقیق و توسعه برای نوآوری امکانپذیر است که به بهبود عملکرد بلندمدت شرکت منجر میشود. کارایی عملیاتی بر بهبود عملکرد متمرکز است و میتواند مزیت رقابتی بیش از انتظارات مشتری را ایجاد کند (Canello & Vidoli, 2020)؛ ازاینرو، پژوهش حاضر تأثیر کارایی عملیاتی موقت و پایدار را بر عملکرد و ارزش شرکت براساس تابع مرزی تصادفی بررسی کرده است؛ بههمین منظور برای سنجش کارایی عملیاتی موقت و پایدار از رویکرد چندمرحلهای کومباکار و همکاران (Kumbhakar et al., 2014). استفاده شد. فرضیههای پژوهش با استفاده از نمونهای متشکل از 167 شرکت پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1385 تا 1401 و با بهرهگیری از تابع مرزی تصادفی و رگرسیون خطی چندمتغیره بررسی شد. نتایج تابع مرزی تصادفی حاکیازآن است که تمام فرضیههای این مدل پژوهش غیر از فرضیۀ سوم تأیید شدند و متغیرهای بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته، هزینههای فروش، عمومی و اداری و داراییهای ثابت مشهود با تأثیر معنادار و مثبت بر متغیر خروجی یعنی جریانهای نقدی در تبیین کارایی عملیاتی موقت و پایدار شرکتهای بورسی نقش مؤثری دارند، اما داراییهای نامشهود نقش تبیینکنندهای ندارد؛ بنابراین، نقش تعیینکنندۀ متغیرهای بهای تمامشدۀ کالای فروشرفته، هزینههای فروش، عمومی و اداری و داراییهای ثابت مشهود در اندازهگیری کارایی عملیاتی با نتایج چنگ و همکاران (Cheng et al., 2018)، سوخکیان و همکاران (Soukhakian et al., 2020)، دعائی و گوهری (Doaei & Gohari, 2020)، دمیرجان و همکاران (Demerjian et al., 2012) و فرجزاده دهکردی (Farajzadeh-Dehkordi, 2022) سازگاری دارد؛ اما برخلاف نتایج پژوهشهای فوق، داراییهای نامشهود نقش مؤثری در تبیین کارایی عملیاتی ندارد که شاید بتوان آن را به عدم استفادۀ بهینه از داراییهای نامشهود در جهت ایجاد جریانهای نقدی نسبت داد. از طرفی، نقش تبیینکنندۀ جریانهای نقدی بهعنوان خروجی تابع مرزی تصادفی با نتایج گروکا و رگو (Gruca & Rego, 2005) همخوانی دارد.
براساس فرضیۀ پنجم پژوهش، کارایی عملیاتی پایدار باید تأثیر مثبت بر بازدۀ داراییها داشته باشد؛ اما نتایج آزمون این فرضیه را رد میکند و رابطۀ بهدستآمده منفی و معنادار است؛ یعنی میتوان ادعا کرد که با افزایش کارایی عملیاتی پایدار شرکت، بازدۀ داراییها کاهش مییابد و با افزایش این سطح کارایی به دلیل نبود ساختار حاکمیت قوی، مدیریت سرمایۀ بهینه و استفاده صحیح از منابع و داراییها، بازدهی داراییها کاهش یافته است. این موضوع به میزان ورودیها و خروجیهای تولید اشاره دارد که بیشتر شرکتها به همان میزان که درآمد فروش داشتهاند، برای دستیابی به آن هزینه کردهاند. این نتیجه با یافتههای آگاسیستی و گرالکا (Agasisti & Gralka, 2019) و فانگاکوا و همکاران (Fungacova et al., 2018) سازگاری دارد، مبنی بر اینکه کارایی عملیاتی پایدار، عملکرد ساختار کلی بازار در بلندمدت را منعکس میکند و ناکارایی ساختار بازار سرمایه بر عملکرد شرکت تأثیر منفی دارد. نتایج آزمون فرضیۀ ششم پژوهش نشان داد که کارایی عملیاتی موقت تأثیر مثبتی بر بازده داراییها (عملکرد کوتاهمدت) دارد و بنابراین، این فرضیه تأیید میشود؛ به بیان دیگر، با افزایش کارایی عملیاتی موقت شرکت، بازدۀ داراییهای آن افزایش مییابد و با افزایش سطح کارایی موقت در یکسال (بالاترین استفاده از امکانات و تجهیزات برای رسیدن به اهداف کوتاهمدت) میتوان عملکرد شرکت را بهبود بخشید. این موضوع به میزان ورودیها و خروجیهای تولید مرتبط است و بیشتر شرکتها در تلاش هستند که حتی با فروشهای غیرنقدی و مخارج غیرسرمایهای، سود کسب کنند، حتی اگر اندک باشد. این نتیجه با یافتههای سپاسی و همکاران (Sepasi et al., 2017)، فیلیپینی و همکاران (Filippini et al., 2018) همجهت است، مبنی بر اینکه مدیریت منابع و داراییها در کوتاهمدت بر کارایی عملیاتی موقت و درنتیجه عملکرد شرکت تأثیر دارد. براساس فرضیۀ هفتم پژوهش، کارایی عملیاتی پایدار باید تأثیر مثبت بر ارزش بازار شرکت داشته باشد؛ اما نتایج آزمون این فرضیه را رد میکند و رابطۀ بهدستآمده منفی و معنادار است؛ به بیان دیگر، کارایی بلندمدت شرکتها در جهت افزایش جریانهای نقدی با افزایش ارزش سهام در بازار رابطۀ معکوس دارد. این نتیجه از این موضوع حکایت دارد که شرکتهای بزرگ ازلحاظ سرمایهگذاری اشباع شدهاند و از ارزش ذاتی خود فاصله گرفتهاند، اما سرمایهگذاران آگاه، به این موضوع اشراف کامل دارند. این یافتۀ پژوهش با نتایج آگاسیستی و گرالکا (Agasisti & Gralka, 2019) و فانگاکوا و همکاران (Fungacova et al., 2018) سازگاری دارد، مبنی بر اینکه ناکارایی ساختار بازار سرمایه موجب ناکارایی عملیاتی پایدار میشود و بر ارزش بازار شرکت تأثیر منفی دارد؛ علاوهبراین، نتایج آزمون فرضیۀ نهایی پژوهش نشان داد که کارایی عملیاتی موقت، تأثیری بر ارزش بازار شرکتهای نمونه ندارد و فرضیۀ هشتم رد میشود. میتوان این موضوع را به نحوۀ سیاستگذاری مدیریت شرکتهای بورسی نسبت داد که براساس آن سیاستهای مدیریتی شرکتهای مطالعهشده بیشتر معطوف به نتایج عملیاتی کوتاهمدت (مانند سودآوری فصلی یا سالانه) است و به تأثیر بلندمدت این تصمیمات بر ارزش بازار توجه کمتری شده است. درضمن، فشار سهامداران برای کسب بازدهی سریع، مدیریت را به سمت اولویتدهی عملکرد مالی کوتاهمدت سوق داده و از پیگیری راهبردهای پایدار ارزشآفرین بازداشته است؛ علاوهبراین، ضعف در سازوکارهای حاکمیت شرکتی ازجمله نظارت ناکافی نهادهای ناظر (مانند هیئتمدیره یا سهامداران نهادی) بر سیاستهای بلندمدت به اولویتبندی نادرست در تصمیمگیریهای مدیریتی منجر شده است. این ترکیب عوامل باعث شده است که بهبود کارایی عملیاتی موقت، تأثیر معناداری بر ارزش بازار این شرکتها نداشته باشد. این یافته به دلیل شدت توجه مدیران در شرکتهای بورسی کشور به نتایج عملیاتی کوتاهمدت با یافتههای عسگرپور و ابوطالبی (Asgarpour & Aboutalebi, 2024)، فریا و همکاران (Faria et al., 2022)، آگاسیستی و گرالکا (Agasisti & Gralka, 2019)، فانگاکوا و همکاران (Fungacova et al., 2018) و فیلیپینی و همکاران (Filippini et al., 2018) سازگاری ندارد.
دانشافزایی پژوهش حاضر آن است که علاوهبر بسط مبانی نظری پژوهشهای پیشین در ارتباط با کارایی عملیاتی، به درک بهتر برآورد کارایی عملیاتی شرکتهای بورسی و تجزیۀ آن به اجزای موقت و پایدار، بررسی تأثیر هریک از این اجزا بر عملکرد و ارزش شرکت، تولید علم بهمنظور تعیین عوامل مؤثر بر کارایی و عملکرد شرکت در جهت حفظ منافع ذینفعان و ارائۀ رهنمودهای پژوهشی بهمنظور ارتقای روشهای ارزیابی عملکرد پرداخته است؛ افزون بر این، این پژوهش میتواند ابزار مفیدی برای کمک به فرایند تصمیمگیری مدیران، سیاستگذاران، کارآفرینان و دولتمردان باشد؛ بهطوریکه به تمام مدیران واحد تجاری در سطوح مختلف بهخصوص مدیران بخش تولید کمک میکند تا برای بهبود کارایی عملیات خود، کاهش سطح هزینهها و رسیدن به یک کارایی مشخص بلندمدت، عملکرد کوتاهمدت را نادیده بگیرند و چشمانداز بلندمدتی برای شرکت قائل باشند. در پژوهشهای آتی میتوان تأثیر کارایی عملیاتی موقت و پایدار را بر دیگر شاخصها مانند بازدۀ سرمایه، بازدۀ سهام و قیمت سهام بررسی کرد.
[1] The classical corporate finance paradigm
)