اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,714
تعداد مقالات14,051
تعداد مشاهده مقاله34,024,114
تعداد دریافت فایل اصل مقاله13,625,514
نمازی, محمد, زارع حسین آبادی, علی, غفاری, محمدجواد. (1391). بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودی‌کالا، سودآوری و ارزش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. , 4(2), 1-18.
محمد نمازی; علی زارع حسین آبادی; محمدجواد غفاری. "بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودی‌کالا، سودآوری و ارزش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران". , 4, 2, 1391, 1-18.
نمازی, محمد, زارع حسین آبادی, علی, غفاری, محمدجواد. (1391). 'بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودی‌کالا، سودآوری و ارزش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران', , 4(2), pp. 1-18.
نمازی, محمد, زارع حسین آبادی, علی, غفاری, محمدجواد. بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودی‌کالا، سودآوری و ارزش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. , 1391; 4(2): 1-18.

بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودی‌کالا، سودآوری و ارزش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران

نشریه پژوهش های حسابداری مالی
مقاله 2، دوره 4، شماره 2، مهر 1391، صفحه 1-18    اصل مقاله (297.27 K)
نویسندگان
محمد نمازی* 1؛ علی زارع حسین آبادی2؛ محمدجواد غفاری3
1استاد حسابداری دانشگاه شیراز
2کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه شیراز
3دانشجوی دکتری حسابداری دانشگاه شیراز
چکیده
  هدف اصلی این پژوهش، بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودی­کالا با تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت است. همچنین، یافتن تأثیر تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش بر رابطه بین تغییرات در موجودی­کالا با تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت، از اهداف دیگر پژوهش حاضر است. بدین منظور چهار فرضیه اصلی و شش فرضیه فرعی ارائه شد. در این پژوهش اطلاعات 56 شرکت که دارای ویژگی­های مطرح شده بودند، در بازه زمانی 1388-1381 جمع­آوری و پردازش شد . در این پژوهش با توجه به نوع داده­ها (داده­های ترکیبی) به منظور تعیین مدل تخمین مناسب از آزمون­های هاسمن، چاو و بروش-پاگان ال ام و همچنین، برای آزمون فرضیه­ها از تحلیل همبستگی (ضریب پیرسون) و رگرسیون استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی اول و فرضیه دوم پژوهش نشان­دهنده وجود رابطه معکوس و معنی­دار بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سود شرکت و تغییرات در ارزش شرکت است. همچنین، نتایج حاصل از آزمون فرضیه­های فرعی دوم و سوم حاکی از عدم رابطه معنی­دار بین تغییرات در موجودی­کالا با تغییرات بلندمدت در سود شرکت و تغییرات در بازده دارایی­ها شرکت است. افزون بر آن، نتایج آزمون فرضیه­های سوم و چهارم بیان­کننده عدم رابطه معنی­دار بین متغیرهای کنترلی با تغییرات در موجودی کالا، سودآوری و ارزش شرکت است.
کلیدواژه‌ها
تغییرات در موجودی‌کالا؛ تغییرات کوتاه‌مدت در سود؛ تغییرات بلندمدت در سود؛ تغییرات در بازده دارایی‌ها؛ بورس اوراق بهادار تهران؛ ارزش شرکت
اصل مقاله
 


همواره موجودی­های کالا قسمت اعظمی از سرمایه­گذاری­ها و مصارف منابع شرکت­ها را تشکیل داده و از نظر مبلغ بسیار با اهمیت بوده و در نتیجه، بر فعالیت­های سود­آوری شرکت­ها نیز به میزان قابل توجهی تأثیرگذار است. تاکنون پژوهش­های خارجی متعددی در خصوص ارتباط بین موجودی­های کالا، سودآوری و عملکرد شرکت­ها انجام شده است. برای نمونه، بلیندر و مکینی ]16[، معتقدند مدیریت موجودی­کالا به روش­های گوناگونی بر عملکرد شرکت تأثیرگذار است. آنان همچنین، بیان کردند که از طریق نگهداری موجودی­کالا، شرکت­ها می­توانند برنامه­ریزی تولید را بهبود بخشیده، هزینه­های کمبود و یا نبود موجودی­کالا را به حداقل برسانند و هزینه‌های خرید را از طریق خریدهای عمده و سوداگری در قیمت معاملات به میزان قابل توجهی کاهش دهند. آنها بیان می­کنند که در این میان نباید هزینه­های نگهداری، از قبیل، هزینه فرصت، هزینه مکان، هزینه جابه­جایی، منسوخ شدن، بیمه، ضایعات و هزینه­هایی از این دست را نادیده گرفت ]16[. افزون بر این، برخی از پژوهشگران، همچون (گربر ]21[؛ ماینر ]30[؛ خوئری]26[ و کات ]18[) معتقدند دارایی­های جاری که از مجموع موجودی­کالا، حساب­های دریافتنی، سرمایه­گذاری­های کوتاه­مدت (وجه نقد و معادل وجه نقد) و اقلام تعهدی کوتاه مدت تشکیل شده است، برای شرکت همچون سپری در مقابل ریسک و عدم­اطمینان هستند.

فالگا ]20[، معتقد است در میان اقلام تشکیل دهنده دارایی­های جاری، موجودی­کالا از جایگاه ویژه­ای برخوردار است و این امر موجب شده است که شرکت همواره سعی کند مقدار کافی از موجودی­کالا را نگهداری نماید، که این سیاست تا حد زیادی با مدیریت عملیاتی در جهت تصمیمات مالی مرتبط است. افزون بر این، موراد و بالو ]31[ بیان می­کنند که از اهداف و استراتژی­های اصلی هر شرکتی حداکثر کردن ارزش آن شرکت است، که این امر تا حد زیادی با تمرکز بر ریسک و عدم­اطمینان قابل تحقیق است.

با توجه به مطالب بالا، هدف اصلی این پژوهش بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودی­کالا با تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت در محیط اقتصادی، فرهنگی و اجتماعی ایران است. از آنجایی که محیط اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی ایران با سایر کشورها متفاوت است، بنابراین، ارتباط بین تغییرات موجودی کالا با سود و ارزش شرکت می­تواند متفاوت از نتایج سایر کشورها باشد.

 

ادبیات پ‍ژوهش (مبانی تئوریک)

طی دو دهه گذشته تغییرات زیادی در سیاست‌های نگهداری موجودی­کالا در شرکت­ها به وجود آمده است. برخی پژوهشگران با طرح مسائلی، همچون فلسفه تولید بموقع[1]، تکنولوژی اطلاعات[2]، خدمات لجستیک شخص ثالث[3]، برون­سپاری[4] و مقاطعه­کاری فرعی[5] معتقدند که نگهداری موجودی­کالا در شرکت­ها باید کاهش یابد. در مقابل، برخی دیگر با طرح مسائلی، همچون رشد تقاضا برای محصولات گوناگون و سطح خدمت­رسانی به مشتریان، معتقد به نگهداری موجودی­کالای بیشتر در شرکت­ها هستند. این تضاد بین سیاست­های نگهداری موجودی­کالا، در طول زمان موجب تغییراتی در موجودی­کالا شده، این سوال را مطرح می­کند که؛ آیا تغییرات در موجودی­کالا می­تواند ارزش شرکت را تحت تأثیر خود قرار دهد؟ ]17[

 برنارد و نول ]14[ بیان می­کنند که هرگاه تقاضاهای پیش­بینی شده آتی کاهش یابد، تا حد امکان سعی می­شود موجودی­کالای بیشتری فروخته شود، در نتیجه موجودی­کالا کاهش می­یابد. بنابراین، سطح موجودی­کالا به طور مستقیم با فروش­های آتی در ارتباط است. همچنین، اگر تقاضاهای پیش­بینی شده آتی یک شرکت کاهش یابد. سودهای پیش­بینی شده آتی نیز کاهش می­یابد، در نتیجه سطح موجودی­کالا به طور مستقیم با سودهای آتی در ارتباط است.

توماس و ژانگ ]34[، معتقدند که موجودی­کالا عامل تعیین کننده بسیار مهمی برای عملکرد و ارزش شرکت است. آنان، همچنین، بیان کردند که تغییرات در موجودی­کالا، از جمله عواملی است که با بازده آتی شرکت رابطه­ای پایدار و محکم دارد.

اکثر پژوهش­های انجام شده، از جمله پژوهش چن و همکاران ]17[ و لای ]27[، بیانگر یک رابطه معکوس بین تغییرات در موجودی­کالا و کارآیی شرکت هستند. همچنین، نتایج پژوهش­های لیو و دیاگاراجان ]28[، آباربانل و بوشی ]11[ و بائو و بائو ]12[ نشان داد که یک رابطه معکوس و معنی­دار بین تغییرات در موجودی­کالا و بازده سهام شرکت­ها وجود دارد.

آباربانل و بوشی ]10[، معتقدند که تغییرات در موجودی­کالا به­طور معکوس با رشد سودها در کوتاه مدت در ارتباط است. آنها همچنین، بیان می­کنند که این رابطه برای رشد سودها در بلندمدت وجود ندارد. افزون بر این، ویز و همکاران ]35[، بیان می­کنند که تغییرات موجودی­کالا بین سال­های 1990 و 2000 به­طور بااهمیتی قادر به پیش­بینی سودهای آینده است.

 

پیشینه پژوهش

پژوهش­های خارجی

برنارد و نول ]14[، در پژوهشی به بررسی این موضوع پرداختند که آیا اعداد موجودی­ کالا، سودها و فروش­های آتی شرکت را پیش­بینی می­کند؟ نتایج پژوهش آنان با بررسی 168 شرکت بین سال­های 1978 تا پایان 1987 نشان داد که ارتباط مستقیمی بین موجودی کالا با سودها و فروش­ها پیش­بینی شده شرکت وجود دارد.

آباربانل و بوشی ]10[، در پژوهشی به بررسی ارتباط بین تغییرات سود هر سهم و چندین مشخصه شرکت (از جمله تغییرات در موجودی­ کالا، تغییرات در حساب­های دریافتنی، تغییرات در هزینه­های اداری و فروش و تغییرات در حاشیه سود و ...) بین سال‌های 1983 لغایت 1990 پرداختند. آنان دریافتند که افزایش غیرمنتظره در موجودی کالا به طور معکوس با رشد کوتاه­مدت سودهای اندازه­گیری شده به­وسیله تغییرات سود هر سهم یک سال بعد، در ارتباط است.

توماس و ژانگ ]34[، در پژوهشی با 39،315 مشاهده بین سال­های 1970 لغایت 1997 به بررسی ارتباط بین تغییرات موجودی­کالا و بازده­های آتی شرکت­ها پرداختند. نتایج پژوهش آنان، نشان داد که ارتباط معکوس بین اقلام تعهدی و بازده­های غیرعادی آتی شرکت­ها کاملاً از تغییرات در موجودی کالا ناشی می­شود. آنها بیان کردند که موجودی کالا عامل تعیین کننده بسیار مهمی برای عملکرد و ارزش شرکت است.

بائو و بائو ]12[، در مطالعه­ای به بررسی تأثیرات آگاهی از تغییر در موجودی کالا بر روی ارزش‌گذاری شرکت­ها پرداختند. آنها تعداد 828 عدد شرکت را بین سال­های 1998-1985 به دو گروه تقسیم کردند: گروه اول، شرکت­های همراه با اطلاعات مفید در مورد تغییر در موجودی کالا و گروه دوم سایر شرکت­ها. نتایج پژوهش آنها نشان داد که آگاهی از تغییر در موجودی کالا برای ارزش‌گذاری شرکت­ها بسیار مفید است.

باسو و وانگ ]13[، در پژوهشی به بررسی ارتباط بین تغییرات موجودی کالا، سودها و ارزش شرکت پرداختند. نتایج پژوهش آنان با بررسی مشاهده بین سال­های 1950 تا 2005 نشان داد که یک ارتباط منفی بین تغییرات موجودی کالا و عملکرد شرکت وجود دارد؛ هرچند این ارتباط در صنعت عمده‌فروشان و خرده­فروشان و شرکت­هایی که به صورت عادی سطح موجودی کالای خود را پایین نگه می‌دارند، ضعیف­تر می­شود. افزون بر این، آنان با پیروی از آباربانل و بوشی] 10[ به بررسی عواملی، همچون شرایط اقتصاد کلان و محیط­های خاص صنعت، تغییرات در حساب­های دریافتنی، تغییرات در مخارج سرمایه­ای، تغییرات در حاشیه سود، تغییرات در هزینه­های اداری و فروش و کیفیت سود پرداختند. باسو و وانگ ]13[ دریافتند که عوامل بالا می­توانند موجب تقویت ارتباط بین تغییرات موجودی کالا و عملکرد شرکت شوند.

 

پژوهش­های داخلی

در ایران، تاکنون در مورد ارتباط بین تغییرات در موجودی کالا، سودآوری و ارزش شرکت پژوهشی انجام نشده است. در زیر به­ذکر مواردی از پژوهش‌های انجام شده در زمینه ارزش شرکت و سودآوری پرداخته می­شود.

محمودآبادی و بایزیدی ]8[، در پژوهشی به بررسی مقایسه قدرت توضیحی مدل­های ارزیابی سود باقیمانده و رشد غیرعادی سود در تعیین ارزش شرکت­ها پرداختند. آنها، برای آزمون فرضیه­ها از داده­های تلفیقی در طی دوره زمانی 1381 تا 1385 استفاده کردند. نتایج حاکی از آن است که بین قدرت توضیحی این دو مدل در تعیین ارزش شرکت­ها در حالت کلی و در صنایع مختلف، تفاوت معناداری وجود ندارد و تقریباً در تمامی موارد، مدل ارزیابی سود باقیمانده در تعیین ارزش شرکت­ها دارای قدرت توضیحی نسبی بالاتری است.

حساس­یگانه و همکاران ]1[، در پژوهشی به بررسی رابطه بین سرمایه­گذاران نهادی و ارزش شرکت پرداختند. آنان در این پژوهش نگرش­های مختلف، همچون فرضیه نظارت کارآمد و فرضیه همگرایی منافع در مورد رمایه­گذاران نهادی را مورد آزمون قرار دادند. نتایج پژوهش آنها با بررسی 61 شرکت طی دوره زمانی 1376 تا 1383 بیانگر وجود یک رابطه مثبت بین سرمایه­گذاران نهادی و ارزش شرکت بوده، نشان­دهنده فرضیه نظارت کارآمد است. افزون بر آن، ارتباط معناداری بین تمرکز مالکیت نهادی و ارزش شرکت وجود نداشته، فرضیه همگرایی منافع را تایید نمی­کند.

محمدی ]7[ در پژوهشی به بررسی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. وی با بررسی 92 شرکت بین سال­های 1375 تا 1384 دریافت که بین سودآوری شرکت با دوره وصول مطالبات، دوره گردش موجودی­ها، دوره واریز بستانکاران و چرخه تبدیل وجه نقد رابطه معکوس و معناداری وجود دارد. به عبارتی، مدیران می­توانند با کاهش دوره وصول مطالبات و دوره گردش موجودی­ها در حد معقول، سودآوری شرکت را افزایش دهند. همچنین، محمدی ]7[ نشان داد دوره واریز بستانکاران در شرکت­هایی که سودآور هستند، کوتاهتر است.

خدادادی و جان­جانی ]2[ در پژوهشی به بررسی رابطه بین مدیریت سود و سودآوری شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. آنان با استفاده از مدل­های رگرسیونی تک متغیره و لجستیک دریافتند که شرکت­هایی که مدیریت سود داشته­اند، نسبت به شرکت­هایی که مدیریت سود انجام نداده­اند، در سطح سود عملیاتی و سود خالص عملکرد ضعیف­تر، در سطح سود قبل از مالیات و سطح سود خالص رشد بیشتر، در سطح سود خالص اندازه بزرگتر و سرانجام در سطح سود هر سهم نرخ سود تقسیمی بالاتری داشته­اند. همچنین، نتایج به دست آمده از مدل لجستیک نشان داد شرکت­هایی که مدیریت سود داشته­اند، دارای رشد بیشتر و بازده کمتری بوده­اند.

هدف پژوهش

این مطالعه به بررسی و واکاوی رابطه تغییرات در موجودی کالا با تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت مربوط به شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران اختصاص دارد. اهداف اساسی این پژوهش عبارتند از:

1)        تعیین رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در سودآوری؛

2)        تعیین رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت؛

3)    تعیین آثار تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش بر رابطه تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت.

 

فرضیه­های پژوهش

سوال اساسی پژوهش این است که؛ آیا بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار رابطه معنی­داری وجود دارد؟ اگر این رابطه وجود دارد، آیا تغییرات حساب­های دریافتنی و تغییرات هزینه­های اداری و فروش بر این رابطه اثرگذار است؟ لذا با توجه به پیشینه پژوهش و به منظور دستیابی به اهداف مطالعه، فرضیه­های زیر بیان می­شوند:

فرضیه اول: رابطه معنی­داری بین تغییرات موجودی کالا و سودآوری وجود دارد.

در این پژوهش به منظور اندازه­گیری سودآوری از سه عامل تغییرات کوتاه­مدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود و کارآیی عملیاتی استفاده شده است. بنابراین، برای آزمون فرضیه 1، این فرضیه به سه فرضیه فرعی به شرح زیر تقسیم می­شود:

فرضیه 1-1) رابطه معنی­داری بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سود وجود دارد.

فرضیه 1-2) رابطه معنی­داری بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود وجود دارد.

فرضیه 1-3) رابطه معنی­داری بین تغییرات موجودی کالا و کارآیی عملیاتی وجود دارد.

فرضیه دوم: رابطه معنی­داری بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت وجود دارد.

فرضیه سوم: تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در سودآوری می­شود.

طبق فرضیه اول، در این پژوهش به منظور اندازه‌گیری سودآوری از سه عامل تغییرات کوتاه­مدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود و تغییرات در بازده دارایی­ها استفاده شده است. فرضیه سوم نیز به سه فرضیه فرعی به شرح زیر تقسیم می­شود:

فرضیه 3-1) تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاه ­مدت در سود می­شود.

فرضیه 3-2) تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود می­شود.

فرضیه 3-3) تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در بازده دارایی­ها می­شود.

فرضیه چهارم: تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت می­شود.

 

روش اجرای پژوهش

این پژوهش، کاربردی بوده، طرح آن از نوع شبه تجربی و با استفاده از رویکرد پس آزمون (از طریق اطلاعات گذشته) است ]5[. به منظور جمع­آوری داده‌ها و اطلاعات، از روش  کتابخانه­ای استفاده شده است. قسمت مبانی نظری از کتب، مجلات و سایت‏های تخصصی فارسی و لاتین، و داده‌های مالی مورد نیاز با استفاده از نرم‌افزارهای تدبیرپرداز نسخه 2، دنا سهم و صحرا گردآوری شده‌ است. در این پژوهش با توجه به نوع داده­ها و روش­های تجزیه و تحلیل موجود، از روش ((داده­های ترکیبی)) استفاده شده است. به منظور بررسی پایایی متغیرهای پژوهش از آزمون­های ریشه[6] واحد از نوع آزمون­های لوین، لین و چو ]29[؛ ایم، پسران و شین ]25[؛ آزمون دیکی فولر تعمیم یافته ]19[ و آزمون فلیپس- پرون ]33[ استفاده شده است. به منظور بررسی فرضیه­های پژوهش از تحلیل همبستگی و رگرسیون استفاده شده است.

 

متغیرهای پژوهش

متغیرهای مستقل

تنها متغیر مستقل این پژوهش تغییرات در موجودی کالاست که با استفاده از مدل لیو و دیاگاراجان ]28[، آباربانل و بوشی ]10[ و باسو و وانگ ]13[، به شرح زیر محاسبه می­شود:

Inventory (INV) = DInventory - DSales

 

DInventory : تغییرات در موجودی ­کالای ساخته شده؛

DSales : تغییرات در فروش خالص.

 

متغیرهای وابسته

متغیر وابسته این پژوهش، یکی از چندین مشخصه­های کارآیی است که بر مبنای سود و ارزش شرکت محاسبه می­شود. در این پژوهش نیز همانند پژوهش­های لیو و دیاگاراجان ]28[، آباربانل و بوشی ]10[ و باسو و وانگ ]13[، تغییرات کوتاه­مدت در سود (CEPS1)، تغییرات بلندمدت در سود (CEPSL)، کارآیی عملیاتی با استفاده از تغییرات در بازده دارایی­ (CROA) و در نهایت، تغییرات ارزش شرکت با استفاده از تغییرات در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری (CMtoB) به عنوان متغیرهای وابسته مورد استفاده قرار می­گیرد، که به شرح زیر محاسبه می­شوند:

CEPS1=[Adj.EPSt+1 – EPSt]/pt-1

CEPSLt= [Adj.EPSt+2 – EPSt+1]/pt

CROA = ROAt+1 - ROAt

CMtoB = M/B ratiot – M/B ratiot-1

 

 CEPS1: تغییرات کوتاه­مدت در سود هر سهم؛

Adj.EPSt+1 : سود هر سهم تعدیل شده سال t+1؛

EPSt : سود هر سهم سال t؛

pt-1 : ارزش بازار هر سهم در سال t-1؛

CEPSLt : تغییرات بلندمدت در سود هر سهم سال t؛

Adj.EPSt+2 : سود هر سهم تعدیل شده سال t+2؛

CROA : تغییرات در بازده دارایی؛

ROAt+1 : بازده دارایی در سال t+1؛

ROAt : بازده دارایی در سال t؛

CMtoB : تغییرات در ارزش بازار به ارزش دفتری؛

M/B ratiot : نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سال t؛

M/B ratiot-1: نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سال t-1.

متغیرهای کنترلی

متغیرهای کنترلی این پژوهش به­شرح زیر است:

1)     تغییرات در حساب­های دریافتنی- لیو و دیاگاراجان ]28[، معتقدند که افزایش نامتناسب در حساب­های دریافتنی، از سوی تحلیلگران به عنوان یک نشانه منفی تعبیر می­شود که همزمان با افزایش در موجودی­کالا ایجاد می­شود. آنان بیان می­کنند که افزایش نامتناسب در حساب­های دریافتنی ممکن است بیانگر دستکاری در سود شرکت باشد. برای مثال، مدیریت می­تواند درآمدهایی را که هنوز تحقق نیافته است، به عنوان فروش ثبت نماید. آنها همچنین، مطالب بالا را دلایلی اساسی از ثبات کم سودهای جاری، (که موجب کاهش در سودهای پیش­بینی شده آتی می­شود) می­دانند. این متغیر با استفاده از مدل به کار رفته در پژوهش­های لیو و دیاگاراجان ]28[ و آباربانل و بوشی ]10[، به روش زیر محاسبه می­شود:

Accounts Receivable (AR) = DAR - D Sales

DAR: تغییرات در خالص حساب­های دریافتنی؛

DSales: تغییرات در فروش خالص.

 

2)     تغییرات در هزینه­های اداری و فروش- برنستین ]15[، معتقد است در اغلب مواقع هزینه­های اداری و فروش تقریباً ثابت هستند. بنابراین، افزایش نامتناسب در هزینه­های مذکور می­تواند به عنوان یک نشانه منفی در نظر گرفته شود. برای مثال، می­توان به تلاش برای فروش­های غیرمعمول اشاره کرد. این متغیر با استفاده از مدل به کار رفته در پژوهش­های لیو و دیاگاراجان ]28[ و آباربانل و بوشی ]10[، به روش زیر محاسبه می­شود:

Selling and Administrative Expense (S&A)= DS&A - DSales

 

DS&A: تغییرات در هزینه­های اداری و فروش؛

DSales: تغییرات در فروش خالص.

 

ماهیت و منابع داده­ها برای تحلیل اطلاعات

متغیرهای معرفی شده در این مطالعه از دو جنبه متفاوت بررسی می­شوند. این متغیرها از یک سو در میان شرکت­های مختلف و از سوی دیگر در دوره زمانی سال­های 1381 تا 1388 انتخاب شده­اند. راه‌حل پیشنهاد شده در چنین مواردی، از تلفیق داده‌های میان گروهی و سری زمانی با یکدیگر و برآورد الگوی مورد نظر بر اساس مجموعه جدید تشکیل شده است. در داده­های ترکیبی، عناصر هر دو دسته از داده­های سری زمانی و مقطعی وجود دارد؛ یعنی اطلاعات مربوط به داده­های مقطعی در طول زمان مشاهده می­شود. به بیان دیگر، چنین داده­هایی دارای دو بعد هستند که یک بعد آن مربوط به واحدهای مختلف در هر مقطع زمانی خاص است و بعد دیگر آن مربوط به زمان است. یعنی، روش داده‌های ترکیبی، روشی برای تلفیق مشاهدات مقطعی در خلال چندین دوره زمانی است ] 22[ همچنین، با توجه به نوع داده­ها (داده­های ترکیبی) به منظور تعیین مدل تخمین مناسب از آزمون­های هاسمن، چاو و بروش-پاگان ال ام استفاده می­شود. نگاره شماره (1) نتایج حاصل از آزمون­های ذکر شده را نشان می­دهد.

با توجه به نتایج نگاره (1) مدل تأثیرات تصادفی انتخاب می­شود.

 

 

نگاره (1): نتایج حاصل از آزمون­های تعیین مدل تخمین مناسب

آزمون

آماره آزمون

معناداری

آزمون هاسمن

703/6

3492/0

آزمون چاو

883/6

4412/0

آزمون بروش- پاگان ال ام

470/4

0345/0

 

 

روش آماری آزمون فرضیه­ها

رگرسیون چندگانه

نقطه آغازین پژوهش­های اقتصادسنجی مدل رگرسیون است که طی آن رابطه­ای علّی، بین متغیر وابسته و متغیر مستقل فرض می­شود. در این پژوهش نیز از مدل رگرسیون چندگانه به شرح زیر استفاده می­شود:

CEPS1= β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei

CEPSLt = β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei

CROA = β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei

CMtoB = β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei

 

نبود خود‌ همبستگی

برای بررسی اینکه آیا در مدل رگرسیون مطالعه جملات خطا خود همبسته هستند یا خیر، از آزمون‌ دوربین- واتسن[7] استفاده شده است:

آماره دوربین- واتسن برای این آزمون به شکل زیر است:

 

  

که در آن et جمله خطای رگرسیون در دوره  tام و n تعداد مشاهدات در برازش رگرسیون است.

محاسبه حد دقیق عمل آزمون دوربین- واتسن مشکل است. بنابراین، آزمون را با کران پایین (dL) و کران بالا (du) انجام می‌دهند ]22[.

 

آزمون ریشه واحد در داده‌های ترکیبی

به علت غیرایستا[8] بودن بیشتر متغیرهای اقتصادی در سطح[9]، برآورد الگوهای اقتصادسنجی در سری‌های زمانی به کمک این متغیرها باعث بروز رگرسیون کاذب[10] می‌شود. بنابراین، به کارگیری متغیرهای اقتصادی در الگوهای اقتصادسنجی به انجام آزمون‌های پایایی منوط شد، اما بحث پایایی و هم‌جمعی متغیرها و آزمون‌های مربوط، در حالتی که از داده‌های ترکیبی مقطعی- سری زمانی استفاده می‌شود، با حالتی که داده‌ها به صورت سری‌های زمانی است، تفاوت عمده‌ای دارد. پارامترهای (گشتاورهای) مربوط به متغیرهای هر مدل اعم از مستقل و وابسته باید در طول زمان در یک مدل رگرسیونی از نوع سری زمانی ثابت باشد، که برای تعیین ایستایی (پایایی) متغیرهای مدل از آزمون ریشه واحد استفاده می­شود ]3[ و ]23[.

آزمون‌های ریشه واحد داده‌های ترکیبی که در این پژوهش استفاده شده­اند، عبارتند از: آزمون­های لوین، لین و چو ]29[؛ ایم، پسران و شین ]25[؛ دیکی فولر تعمیم یافته ]19[؛ فلیپس- پرون ]33[؛ و هاردی]24[. چنانچه آزمون‌های ریشه واحد، ناایستا بودن متغیرها را نشان دهد، باید از آزمون‌های هم‌جمعی داده های ترکیبی پدرونی]32[ استفاده کرد که این مورد در هیچ یک از متغیرهای این پژوهش مشاهده نشده است.

 

جامعه و نمونه آماری

جامعه آماری این پژوهش کلیه شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. دوره زمانی این پژوهش 8 سال، بین سال 1381 تا 1388 است. برای انتخاب شرکت­های مناسب از روش سیستماتیک با در نظر گرفتن معیارهای زیر استفاده شده است:

1)         به منظور ایجاد قابلیت مقایسه­‌، دوره مالی شرکت­ها باید منتهی به پایان اسفندماه باشد.

2)         جزو شرکت­های سرمایه­گذاری یا واسطه‌گری مالی، هلدینگ، بانک­ها و لیزینگ نباشند.

3)         اطلاعات مالی شرکت­ها در دوره زمانی مورد مطالعه در دسترس باشد.

4)         معاملات سهام شرکت­ها به­طور مداوم در بورس اوراق بهادار تهران صورت گرفته باشد و توقف معاملاتی بیش از یک ماه نداشته باشند.

با توجه به شرایط بالا 56 شرکت (448 سال- شرکت) در دوره زمانی 1381 تا 1388 شرایط مذکور را دارا بوده و به عنوان نمونه آماری انتخاب شده­اند.

 

آماره­های توصیفی و آزمون فرضیه­ها

نگاره (1) آماره‌های توصیفی محاسبه شده شامل میانگین، میانه و انحراف معیار متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی و نگاره (2) همبستگی پیرسون برای سال‌های 1381 الی 1388 را نشان می­دهند.

با توجه به نگاره (2) میانگین تغییرات در موجودی کالا 319/23- و انحراف معیار آن 952/310 است. همچنین میانگین تغییرات کوتاه مدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود، کارایی عملیاتی و تغییرات در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری به ترتیب 1-، 4، 11- و 16- است. انحراف معیار تغییرات کوتاه مدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود، کارایی عملیاتی و تغییرات در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری نیز به ترتیب 517/19، 631/21، 914/226 و 097/160 است.

 

نگاره (2): آماره­­های توصیفی

شاخص پراکندگی

شاخص­های مرکزی

شاخص آماری                                   

                         متغیر

انحراف معیار

میانه

میانگین

426/310،952

20،562-

23،319-

میلیون ریال

DInventory

517/19

12/1-

1-

%

CEPS1

631/21

26/0-

4

%

CEPSLt

914/226

07/0-

11-

%

CROA

097/160

31-

16-

%

CMtoB

726/765،088

108،25-

60،073-

میلیون ریال

DAR

745/601،148

22،521-

106،000-

میلیون ریال

DS&A

 

نگاره (3): همبستگی پیرسون

DS&A

DAR

CMtoB

CROA

CEPSLt

CEPS1

DInventory

شرح

608/0

(000/0)

485/0

(000/0)

099/0-

(036/0)

014/0

(761/0)

047/0

(318/0)

096/0-

(042/0)

1

 

DInventory

116/0-

(014/0)

078/0-

(097/0)

139/0

(003/0)

050/0

(290/0)

083/0-

(080/0)

1

 

096/0-

(042/0)

CEPS1

015/0

(759/0)

056/0

(238/0)

190/0

(000/0)

057/0

(230/0)

1

 

083/0-

(080/0)

047/0

(318/0)

CEPSLt

000/0

(985/0)

015/0

(759/0)

228/0

(000/0)

1

 

057/0

(230/0)

050/0

(290/0)

014/0

(761/0)

CROA

077/0

(102/0)

073/0-

(121/0)

1

 

228/0

(000/0)

190/0

(000/0)

139/0

(003/0)

099/0-

(036/0)

CMtoB

665/0

(000/0)

1

 

073/0-

(121/0)

015/0

(759/0)

056/0

(238/0)

078/0-

(097/0)

485/0

(000/0)

DAR

1

 

665/0

(000/0)

077/0

(102/0)

000/0

(985/0)

015/0

(759/0)

116/0-

(014/0)

608/0

(000/0)

DS&A

                  اعداد داخل پرانتز مقادیر بحرانی (p-value) را نشان می­دهد.

 

خطای نوع اول در این پژوهش 5 درصد در نظر گرفته شده است. نتیجه آزمون K-S بیانگر نرمال بودن توزیع داده­هاست. همچنین، نتایج آزمون ریشه واحد، که در این پژوهش از آزمون­های لوین، لین و چو ]29[؛ ایم، پسران و شین ]25[؛ دیکی فولر تعمیم یافته ]19[؛ فلیپس- پرون ]33[؛ و هاردی ]24[ استفاده شده است، بیانگر پایا بودن متغیرهاست. این بدان معنی است که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سال‌های مختلف ثابت بوده است. در نتیجه، استفاده از این متغیرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی­شود.

 

نتایج آزمون فرضیه اول

1-1) رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سود شرکت

 

 

نگاره (4): نتایج آزمون فرضیه 1-1

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

887/0-

921/0

 

962/0-

337/0

956/1

رد H0

تغییرات در موجودی کالا

6-10×045/6-

000/0

096/0-

043/2-

042/0

 

 

همان طور که در نگاره (4) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که رابطه معنی­داری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سود وجود دارد. آماره t برابر با 043/2- و مقادیر بحرانی (p-value) آن برابر با 042/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار است. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است. افزون بر این، با توجه به نتایج به دست آمده از آزمون فرضیه مذکور، می­توان بیان کرد که رابطه معنی­دار، ولی معکوس بین تغییرات در موجودی­کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سود وجود دارد. به بیانی دیگر، با افزایش 1 واحدی تغییرات در موجودی­کالا، تغییرات کوتاه­مدت در سود 096/0 واحد کاهش می­یابد.

1-2) رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود شرکت

 

 

نگاره (5): نتایج آزمون فرضیه 2-1

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

309/4

025/1

 

204/8

000/0

020/2

عدم رد H0

تغییرات در موجودی کالا

7-10×290/3-

000/0

047/0-

000/1

318/0

 

 

همان طور که در نگاره (5) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که رابطه معنی­داری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود وجود ندارد.آماره t برابر با 000/1 و مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 318/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار نیست. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است.

1-3) رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در بازده دارایی­ها

 

نگاره (6) : نتایج آزمون فرضیه 3-1

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

045/11-

762/10

 

026/1-

305/0

937/1

عدم رد H0

تغییرات در موجودی کالا

5-10×050/1

000/0

014/0

304/0

761/0

 

 

همان طور که در نگاره (6) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که رابطه معنی­داری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در بازده دارایی­ها وجود ندارد.آماره t برابر با 304/0 و مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 761/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار نیست. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است.

 

نتایج آزمون فرضیه دوم

فرضیه دوم: رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت

 

 

نگاره (7): نتایج آزمون فرضیه دوم

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

753/16-

556/7

 

217/2-

027/0

996/1

رد H0

تغییرات در موجودی کالا

5-10×114/5-

000/0

099/0-

108/2-

036/0

 

 

همان طور که در نگاره (7) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که رابطه معنی­داری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات ارزش شرکت وجود دارد. آماره t برابر با 108/2- و مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 036/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار است. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است.

با توجه به نتایج به دست آمده از آزمون فرضیه مذکور، می­توان بیان کرد که یک رابطه معنی­دار، ولی معکوس بین تغییرات در موجودی­کالا و تغییرات در ارزش شرکت وجود دارد. به بیانی دیگر، با افزایش 1 واحدی تغییرات در موجودی­کالا، تغییرات در ارزش شرکت 099/0 واحد کاهش می­یابد.

 

نتایج آزمون فرضیه سوم

فرضیه 3-1) تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سودها می­شود.

 

نگاره (8): آماره آزمون فرضیه 3-1

مدل

جمع توان دوم

درجه آزادی

میانگین توان دوم

آماره F

P-Value

تیمار

خطا

(کل)

145/2713

440/167571

586/170284

3

444

447

382/904

413/377

396/2

068/0

 

نگاره (9): نتایج آزمون فرضیه 3-1

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

Eigenvalue

Condition Index

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

154/1-

934/0

 

236/1-

217/0

210/2

000/1

982/1

عدم رد H0

تغییرات در موجودی کالا

6-10×128/3-

000/0

05/0-

827/0-

409/0

977/0

504/1

تغییرات در حساب­های دریافتنی

6-10×713/3-

000/0

114/0-

732/1-

084/0

516/0

069/2

تغییرات در هزینه­های اداری و فروش

6-10×233/1

000/0

048/0

812/0

417/0

296/0

730/2

 

 

همانطور که در نگاره شماره (8) و (9) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که رابطه معنی­دار بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاه مدت در سود شرکت با وارد کردن متغیرهای کنترلی از بین می­رود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 068/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده می­شود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفر نیست. افزون بر این، شاخص­های وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود هم­خطی بین متغیرها پذیرفته نمی­شود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده است و می­توان از رگرسیون استفاده کرد.

 

فرضیه 3-2) تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود می­شود.

 

 

نگاره (10):آماره آزمون فرضیه 3-2

مدل

جمع توان دوم

درجه آزادی

میانگین توان دوم

آماره F

P-Value

تیمار

خطا

(کل)

150/1185

097/207970

247/209155

3

444

447

050/395

401/468

843/0

471/0

نگاره (11): نتایج آزمون فرضیه 3-2

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

Eigenvalue

Condition Index

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

188/4

040/1

 

026/4

000/0

210/2

000/1

060/2

عدم رد H0

تغییرات در موجودی کالا

6-10×578/3

000/0

051/0-

855/0

393/0

977/0

504/1

تغییرات در حساب­های دریافتنی

6-10×405/2-

000/0

067/0-

984/0-

343/0

516/0

069/2

تغییرات در هزینه­های اداری و فروش

6-10×130/2

000/0

075/0

178/1

239/0

296/0

730/2

 

 

همان طور که در نگاره شماره (10) و (11) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که علی رغم وارد کردن متغیرهای کنترلی در معادله رگرسیون، این معادله معنی­دار نمی­شود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 471/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده می­شود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفر نیستند. افزون بر این، شاخص­های وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود هم­خطی بین متغیرها پذیرفته نمی­شود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده و می­توان از رگرسیون استفاده کرد.

فرضیه 3-3) تغییرات در حساب­های دریافتنی و هزینه­های اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در بازده دارایی­ها می­شود.

 

نگاره (12): آماره آزمون فرضیه 3-3

مدل

جمع توان دوم

درجه آزادی

میانگین توان دوم

آماره F

P-Value

تیمار

خطا

(کل)

305/15494

107×300/2

107×302/2

3

444

447

768/5164

047/51803

100/0

960/0

نگاره (13): نتایج آزمون فرضیه 3-3

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

Eigenvalue

Condition Index

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

689/11-

940/10

 

068/1-

286/0

210/2

000/1

940/1

عدم رد H0

تغییرات در موجودی کالا

5-10×505/1-

000/0

021/0-

342/0

733/0

977/0

504/1

تغییرات در حساب­های دریافتنی

5-10×113/1-

000/0

029/0-

417/0-

677/0

516/0

069/2

تغییرات در هزینه­های اداری و فروش

6-10×153/7

000/0

024/0

376/0

707/0

296/0

730/2

 

همان طور که در نگاره شماره (12) و (13) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که علی رغم وارد کردن متغیرهای کنترلی در معادله رگرسیون، این معادله معنی­دار نمی­شود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 960/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده می­شود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفر نیستند. افزون بر این، شاخص­های وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود هم­خطی بین متغیرها پذیرفته نمی­شود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده و می­توان از رگرسیون استفاده کرد.

 

نتایج آزمون فرضیه چهارم


 

نگاره (14): آماره آزمون فرضیه چهارم

مدل

جمع توان دوم

درجه آزادی

میانگین توان دوم

آماره F

P-Value

تیمار

خطا

(کل)

639/123076

107×300/2

107×302/2

3

444

447

546/41025

047/51803

607/1

187/0

 

نگاره (15): نتایج آزمون فرضیه چهارم

شرح

ضرایب استاندارد نشده

ضرایب استاندارد شده

آماره t

P-Value

Eigenvalue

Condition Index

آماره (DW)

نتیجه آزمون

B

خطای معیار برآورد

β

مقدار ثابت

162/17-

680/7

 

235/2-

026/0

210/2

000/1

996/1

عدم رد H0

تغییرات در موجودی کالا

5-10×090/4-

000/0

079/0-

325/1-

186/0

977/0

504/1

تغییرات در حساب­های دریافتنی

6-10×821/2-

000/0

011/0-

151/0-

880/0

516/0

069/2

تغییرات در هزینه­های اداری و فروش

6-10×804/5-

000/0

028/0-

435/0

664/0

296/0

730/2

 

 

همان طور که در نگاره شماره (14) و (15) مشاهده می­شود، نتایج آزمون نشان می­دهد که رابطه معنی­دار بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت با وارد کردن متغیرهای کنترلی از بین می­رود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 187/0 در سطح خطای 5 درصد معنی­دار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده می­شود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفرنیستند. افزون بر این، شاخص­های وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود هم­خطی بین متغیرها پذیرفته نمی­شود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده و می­توان از رگرسیون استفاده کرد.

 

بحث و نتیجه­گیری

نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی اول و فرضیه دوم پژوهش نشان­دهنده وجود رابطه معکوس و معنی­دار بین تغییرات در موجودی­کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سود شرکت و تغییرات در ارزش شرکت است. وجود همبستگی بین متغیرهای مذکور بر اساس تحلیل­های آماری استنباط می­شود.  نتایج حاصل از فرضیه­های مذکور در راستای نتایج به دست آمده از پژوهش­های آباربانل و بوشی ]10[ و باسو و وانگ ]13[ است. آنها نیز در پژوهش خود وجود رابطه معکوس بین تغییرات در موجودی­کالا و تغییرات کوتاه­مدت در سود تغییرات در ارزش شرکت را گزارش نموده­اند. 

نتایج حاصل از آزمون فرضیه­های فرعی دوم و سوم پژوهش نشان­دهنده عدم رابطه معنی­دار بین تغییرات در موجودی­کالا با تغییرات بلندمدت در سود شرکت و تغییرات در بازده دارایی­ها شرکت است. همچنین، نتایج آزمون فرضیه­های سوم و چهارم پژوهش نیز نشان­دهنده عدم رابطه معنی­دار بین متغیرهای کنترلی و تغییرات در موجودی­کالا با سودآوری و ارزش شرکت است؛ به­گونه­ای که با وارد کردن متغیرهای کنترلی در معادله رگرسیون رابطه معنی­دار برخی متغیرها نیز از بین می­رود. نتایج حاصل آزمون فرضیه­ فرعی دوم در راستای نتایج به دست آمده از پژوهش آباربانل و بوشی ]10[ است. آنها نیز در پژوهش خود عدم رابطه معنی­دار بین تغییرات در موجودی­کالا با تغییرات بلندمدت در سود شرکت را ارائه نموده­اند. افزون بر این، نتایج حاصل از فرضیه فرعی سوم و فرضیه سوم و چهارم پژوهش با نتایج حاصل از پژوهش­ باسو و وانگ ]13[همسو نیست. آنها در پژوهش خود وجود رابطه معنی­دار بین تغییرات در موجودی­کالا و تغییرات در بازده دارایی­ها شرکت و همچنین، رابطه معنی­دار بین متغیرهای کنترلی پژوهش و تغییرات در موجودی­کالا با سودآوری و ارزش شرکت را نشان داده­اند.

از دلایل همسو نبودن برخی از فرضیه­های پژوهش حاضر با پژوهش­های خارجی انجام شده می­توان به­ موارد زیر اشاره کرد:

1)     عدم کارایی بورس اوراق بهادار تهران ]6[و]9[؛

2)     نبود شفافیت اطلاعاتی مناسب در بورس اوراق بهادار تهران ]4[؛

3)     متفاوت بودن نمونه انتخابی و دوره زمانی پژوهش؛

4)     متفاوت بودن فن­های آماری مورد استفاده.

 

پیشنهادها

براساس یافته های این پژوهش:

1)     به پژوهشگران برای پژوهش­های آتی پیشنهاد می­شود، رابطه بین تغییرات در موجودی­کالا، سودآوری و ارزش شرکت را به تفکیک صنایع مختلف بررسی کنند.

2)     برای پژوهش­های آینده پیشنهاد می­شود، جامعه مورد مطالعه بزرگتری برای آزمون انتخاب شود، زیرا با انتخاب جامعه بزرگتر به نظر می­رسد نتایج متفاوتی حاصل شود.

 

 


[1] Just-in-time Philosophy

[2] Information Technology

[3] Third-party Logistics Service

[4] Outsourcing

[5] Subcontracting

[6] Unit Root Test

[7] Durbin-Watson (DW)  

[8] Non-Stationary

[9] Level

[10] Spurious Regression

مراجع

 

1- حساس یگانه، یحیی، محمد مرادی و هدی اسکندر. (1387). «بررسی رابطه بین سرمایه­گذاران نهادی و ارزش شرکت»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش 52، صص 107-122.

2- خدادادی، ولی و رضا جان­جانی. (1390). «بررسی رابطه مدیریت سود و سودآوری شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، مجله پژوهش­های حسابداری مالی، ش 7، صص77 -96.

3- عباسی نژاد، حسین. (1380). اقتصادسنجی (مبانی و روش­ها)، تهران: انتشارات دانشگاه تهران.

4- سینایی، حسنعلی و عبدالله داودی. (1388). «بررسی رابطه شفاف­سازی اطلاعات مالی و رفتار سرمایه­گذاران در بورس اوراق بهادار تهران»، تحقیقات مالی، صص 43-60.

5- عبدالخلیق، رشاد و بیپین ب. آجین کیا. (1379). پژوهش‌های تجربی در حسابداری: دیدگاه روش‌شناختی. برگرداننده محمد نمازی، شیراز: انتشارات دانشگاه شیراز.

6- قالیباف اصل، حسن و محبوبه ناطقی. (1385). «بررسی کارایی در سطح ضعیف در بورس اوراق بهادار تهران (بررسی زیربخش های بازار)»، فصلنامه تحقیقات مالی، ش22، صص 47-66.

7- محمدی، محمد (1388). «تاثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت­ها در جامعه شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، (پژوهشگر) فصلنامه مدیریت، ش 14، صص 80-91.

8- محمودآبادی، حمید و انور بایزیدی. (1387). «مقایسه قدرت توضیحی مدل­های ارزیابی سود باقیمانده و رشد غیرعادی سود در تعیین ارزش شرکت­ها»، بررسی­های حسابداری و حسابرسی، ش 54، صص 101-116.

9- نمازی، محمد و زکیه شوشتریان. (1374). «بررسی کارایی بورس اوراق بهادار ایران»، فصلنامه تحقیقات مالی، ش 7و 8، صص 82- 104.

10- Abarbanell, J. and Bushee B.(1997). “Fundamental Analysis, Future Earnings, and Stock Prices.” Journal of Accounting Research. No. 35, pp.1-24.

11- Abarbanell, J. and Bushee B..(1998). “Abnormal Returns to a Fundamental Analysis Strategy.” Accounting Review. No. 73, pp. 19-45.

12- Bao, A. and Bao, D..(2004). “Taking stock: A Critical Assessment of Recent Research on Inventories.” Journal of Economic Perspectives. No. 5, pp. 73-96.

13- Basu, Nilanjan and Wang, Xing.(2011). “Evidence on The Relationship Between Inventory Changes, Earnings and Firm Value.” The International Journal of Business and Finance Research. No. 3, pp. 1-15.

14- Bernard, V. and J. Noel .(1991). “Do Inventory Disclosures Predict Sales and Earnings?”  Journal of Accounting, Auditing and Finance. Pp. 82-145.

15- Bernstein, L..(1988). “Financial Statement Analysis.” Homewood: Richard D. Irwin.

16- Blinder, A. and Maccini, L..(1991).“Change in Inventory and Firm Valuation.” Review of Quantitative Finance and Accounting. No. 22, pp. 53-71.

17- Chen, H., Frank, M. Z. and Wu, O. Q.. (2005). “What Actually Happened to the Inventories of American Companies between 1981 and 2000?” Management Science. No. 51, pp. 1015-1031.

18- Cote, J. M., Latham, C. K..(1999). “The Merchandising Ratio: A Comprehensive Measure of Working Capital Strategy.” Accounting Education. No. 2, pp. 255-267.

19- Dickey, D. A. and W.A. Fuller..(1979). “Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root.” Journal of the American Statistical Association. No. 74, pp. 427–431.

20- Fulga, C., Serban, F..(2008). “Multi-Item Inventory Model with Constant Rate of  Deterioration  and Assurance Stock.” Economic Computation and Economic Cybernetics Studies and Research. No. 3-4, pp. 151-171.

21- Graber, P.J..(1948). “Assets.” Accounting Review. vol. 23, No. 1, pp. 12-16.

22- Gujarati, N. D..(1995). “ Basic Econometrics.” Fourth Edition, NewYork: McGraw Hill.

23- Harris, Richard I. D..(1995).   “Using Cointegration Analysis in Econometric Modelling.” Eastern Economy Edition, India: Prentice Hall.

24- Hardi, K..(2003). “Testing for Stationarity in Heterogeneous Panel Data.” Journal of Econometrics. No. 3, pp. 61-148.

25- Im, KS. Pesaran, MH. and Shin, Y..(2003). “Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels.” Journal of Econometrics. No.115, pp. 53-74.

26- Khoury, Nabil T., Smith, Keith V. and Peter I. MacKay.(1999). “Comparing working capital practices in Canada, the United States, and Australia.” Revue Canadienne des Sciences de l' Administration. No. 16, pp. 53-57.

27- Lai, R..(2005). “Inventory and the Stock Market.” Harvard NOM Research Paper Series No, pp. 5-15.

28- Lev, B. and Thiagarajan, S. R..(1993). “Fundamental Information Analysis.” Journal of Accounting Research. No. 31, pp. 90-215.

29- Levin, A.; Lin, CF. and Chu, J..(2002). “Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite Sample Properties.” Journal of Econometrics. No.108, pp. 1-24.

30- Miner T. W., Stone, B. K..(1996). “The Value of Short-Term Cash Flow Forecasting Systems, Advances in Working Capital Management.” JAI Press Inc., Londyn. vol. 3, pp. 3-63.

31- Morard, B., Balu, F.O..(2009). “Developing a Practical Model for Calculating the Economic Value Added: Economic Computation and Economic Cybernetics Studies and Research.” Third Edition, Bucharest :ASE Publishing House.

32- Pedroni, P..(1999), “Critical Values for Cointegration Tests in Heterogeneous Panels with Multiple Regressons.” Oxford Bulletin of Economics and Statistics. No. 61, pp. 653-670.

33- Phillips, P.C.B and P. Perron..(1988). “Testing for a Unit Root in Time Series Regression.” Biometrika. No. 75, pp. 335–346.

34- Thomas, J. K. and Zhang, H..(2002). “Inventory Changes and Future Returns.” Review of Accounting Studies. No. 7, pp.163-187.

35- Weiss, D., Naik, P. A. and Tsai, C..(2008). “Extracting Forward Information from Security Prices: A New Approach.” Accounting Review. No. 83, pp. 1101-1124.

 

 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 1,439
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 1,192


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب