مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد مالی و محدودیت‌های تأمین مالی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران

سپاسی, سحر; حسنی, حسن; سلمانیان, لیدا

doi:10.22108/amf.2017.21187

تعداد نشریات	43
تعداد شماره‌ها	1,646
تعداد مقالات	13,378
تعداد مشاهده مقاله	30,112,921
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	12,061,603

مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد مالی و محدودیت‌های تأمین مالی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران

مدیریت دارایی و تامین مالی

مقاله 8، دوره 5، شماره 4 - شماره پیاپی 19، دی 1396، صفحه 99-116 اصل مقاله (660.72 K)

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2017.21187

نویسندگان

سحر سپاسی^* ¹؛ حسن حسنی²؛ لیدا سلمانیان³

¹استادیار دانشگاه تربیت مدرس، دانشکده‌ مدیریت و اقتصاد، گروه حسابداری

²کارشناسی ارشد حسابداری دانشگاه تربیت مدرس دانشکده‌ مدیریت و اقتصاد، گروه حسابداری

³کارشناسی ارشد گروه حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم تحقیقات زنجان

چکیده

هدف پژوهش حاضر، بررسی رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش با عملکرد شرکت‏ها و تأثیر محدودیت‏های تأمین مالی در این رابطه است. برای اندازه‌گیری مدیریت سرمایه در گردش از چرخۀ تجاری خالص شرکت و برای سنجش عملکرد مالی از نسبت Q توبین و درنهایت، برای تعیین شرکت‌های دارای محدودیت مالی و شرکت‌های بدون محدودیت مالی از سه شاخص KZ، KZir و WW استفاده شده است. داده‌های مدّنظر برای 196 شرکت به‌عنوان نمونه گردآوری شده و درمجموع، 1568 مشاهده (سال- شرکت) در سال‌‌های 1385 تا 1393 درنظر گرفته شده است. برای تجزیه و تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌های پژوهش از روش رگرسیون خطی چندمتغیره با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش نشان دادبین چرخۀ تجاری خالص و عملکرد شرکت‌ها، رابطۀ منفی و معنادار وجود دارد. از طرفی رابطۀ غیرخطی و U شکل بین چرخۀ تجاری خالص و عملکرد شرکت‌ها وجود دارد. با توجه به نتایج حاصل گفتنی است مدیریت سرمایه در گردش، نقش مهمی در بهبود عملکرد شرکت‌ها دارد و تا جایی که ممکن است شرکت‏ها با کاهش چرخۀ تجاری خالص برای خود می‌توانند ارزش‌آفرینی کنند. علاوه بر این نتایج نشان می‌دهد شرکت‌هایی که محدودیت مالی دارند، سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش کمتری نسبت به شرکت‌هایی دارند که بدون محدودیت مالی هستند؛ درنتیجه، محدودیت مالی شرکت‌ها، عامل مهمی در سطح سرمایه‌گذاری سرمایه در گردش آنها است.

کلیدواژه‌ها

نسبت Q توبین؛ چرخۀ تجاری خالص؛ عملکرد مالی؛ مدیریت سرمایه در گردش؛ محدودیت مالی

اصل مقاله

مقدمه

بازارهای سرمایه در دنیای امروز به قلب تپندۀ اقتصاد اغلب کشورها تبدیل شده است و به مثابه دماسنج اقتصادی، وظیفۀ جمع‌آوری و تجهیز پس‌انداز‌های کوچک افراد را در طرح‌های با بازده مناسب در اقتصاد بر عهده‌ دارند. در گذر زمان، معیارهای ارزیابی عملکرد مدیران این واحدها توسعه ‌یافته و پژوهش‌های متعددی در این حوزه در حال انجام‌شدن است و اهمیت مبانی مرتبط در این حوزه را برای مراجع حرفه‏ای و قانون‏گذاری کشورهای مختلف که سعی در ارتقای قابلیت‌های بازارهای سرمایه خود دارند بیان می‌کند. پیشینۀ مطالعاتی در زمینۀ تصمیم‌های سرمایه‌گذاری با مشارکت‏ها و تلاش‏های نظری و عملی رشد یافته و تکامل پیدا کرده است. مطالعات بسیاری به رابطۀ مستقیم سرمایه‏گذاری و ارزش شرکت اشاره داشته‌اند. علاوه بر این، براساس مطالعۀ اولیه‏ مودیلیانی و میلر^{^[1]} (1958) که نشان می‏داد تصمیم‌های سرمایه‌گذاری و تأمین منابع مالی به‌طور مستقل اتّخاذ می‌شود، مطالعات گسترده‌ای در زمینۀ نواقص بازار سرمایه انجام شد که رابطۀ بین این دو گروه از تصمیم‌ها را نشان می‌داد. با وجود اهمیت مضاعف روابط متقابل میان تک‌تک مؤلفه‌های سرمایه در گردش در ارزیابی تأثیر این مؤلفه‌ها در عملکرد شرکت، مطالعات بسیار اندکی، شواهد عملی برای ارزیابی آثار سرمایه در گردش و تأمین منابع مالی بر این روابط متقابل ارائه کرده‌اند.

مطالعات انجام‌شده در زمینۀ مدیریت سرمایه در گردش، دربرگیرندۀ دو دیدگاه رقابتی دربارۀ مدیریت سرمایه در گردش است. از دیدگاه اول، سطح بالای سرمایه در گردش به شرکت امکان می‌دهد فروش محصولات خود را افزایش دهد با پرداخت پیش از موعد بدهی‌ها، از تخفیف بیشتری برخوردار شود و اینگونه ارزش شرکت نیز افزایش یابد. از دیدگاه دوم، سطح بالای سرمایه در گردش، مستلزم تأمین منابع مالی بیشتری است و از این‌رو، هزینه‌های مالی بیشتری را متوجه شرکت می‌کند و موجب قوت‌گرفتن احتمال ورشکستگی نیز می‌شود ]6[. پژوهشگرانی همچون اسچیف و لیبر^{^[2]} (1974) و کیم و چونگ^{^[3]} (1990) معتقدند تصمیم‌های مربوط به سرمایه در گردش، عملکرد شرکت را نیز می‌تواند تحت تأثیر قرار دهد. براساس این، وانگ^{^[4]} (2002) دریافت شرکت‌های ژاپنی و تایوانی دارای ارزش زیاد، در مقایسه با شرکت‏های دارای ارزش کمتر، سرمایه‌گذاری‌های بسیار اندکی در زمینۀ سرمایه در گردش شرکت انجام داده‌اند. کیسچنیک و همکارانش^{^[5]} (2013) نیز رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش و ارزش شرک را بررسی کردند. آنها از مطالعۀ فالکندر و وانگ^{^[6]} (2006) به‌عنوان الگوی ارزیابی پایه و روش تحلیل چگونگی ارزشگذاری سهامداران شرکت‏های امریکایی بر هر دلار اضافی سرمایه‏گذاری‌شده در سرمایه در گردش خالص عملیاتی با استفاده از میزان بازده مازاد سهام به‌عنوان شاخص ارزیابی ارزش شرکت بهره بردند. نتایج مطالعۀ آنها نشان داد به‌طور میانگین، ارزش هر دلار اضافی سرمایه‏گذاری‌شده در سرمایه در گردش خالص عملیاتی، کمتر از هر دلار نقد است. آنها همچنین دریافتند به‌طور میانگین، هرگونه افزایش در سرمایه در گردش خالص عملیاتی، می‏تواند موجب کاهش میزان بازده مازاد سهام شود و این کاهش در شرکت‏هایی که دسترسی محدودتری به منابع مالی خارجی دارند، به‌مراتب بیشتر است. با توجه به اینکه نواقص بازار می‌تواند موجب افزایش هزینه‌های خارجی نسبت به منابع مالی تأمین‌شدۀ داخلی شود و سهمیه‏بندی بدهی‏ها را به همراه داشته باشد، فازاری و همکارانش^{^[7]} (1988) بیان کردند سرمایه‌گذاری شرکت باید مبتنی بر مؤلفه‌های مالی از قبیل دسترسی به منابع مالی داخلی، دسترسی به بازارهای سرمایه و یا هزینه‏های تأمین منابع مالی انجام شود. فازاری و پترسون^{^[8]} (1993) بیان کردند سرمایه‌گذاری در بخش سرمایه در گردش، در مقایسه با سرمایه‌گذاری در بخش سرمایه ثابت شرکت‏ها، حساسیت بیشتری دارد و بیشتر تحت تأثیر محدودیت‌های تأمین منابع مالی قرار دارد. این آثار مثبت و منفی سرمایه در گردش نشان می‌دهد تصمیم‏گیری نسبت به سرمایه در گردش شامل یک رابطۀ جایگزینی است؛ درنتیجه، انتظار می‌رود شرکت‌هایی ‏که سطح بهینه‌ای از سرمایه در گردش دارند، توازنی بین هزینه‌ها و منافع خود ایجاد کنند که به حداکثر کردن ارزش شرکت منجر شود. به‌طور خاص، انتظار می‌رود عملکرد شرکت با افزایش سرمایه در گردش افزایش یابد تا اینکه سطح سرمایه در گردش به سطح معینی برسد. درمقابل، انتظار می‌رود دور از این حد مطلوب، رابطۀ سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها منفی شود. پژوهش حاضر، رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش را با عملکرد شرکت‏ها و تأثیر محدودیت‏های تأمین مالی را در این رابطه بررسی کرده است و در نوع خود در زمرۀ اولین پژوهش‏ها در این حوزه است.

مبانی نظری

سرمایه‏گذاری در حساب‏های دریافتنی و موجودی کالا، جزء مهمی از دارایی‌های شرکت است؛ در حالی ‌که حساب‌های پرداختنی تجاری یک منبع مهم برای تأمین مالی بیشتر شرکت‌ها است. کونات^{^[9]} (2007) نشان داد حساب‌های پرداختنی تجاری حدود 41 درصد کل بدهی‌ها و حدود نصف بدهی‌های کوتاه‌مدت شرکت‎های انگلیسی با اندازۀ متوسط را تشکیل می‌دهد. بخش در خور ‌توجهی از مبانی نظری دربارۀ رویه‌های تامین مالی و مدیریت موجودی کالا وجود دارد؛ اما تعداد کمی از آنها سعی کردند تصمیم‌های رویه‌های تأمین مالی و مدیریت موجودی کالا را با هم یکی کنند؛ با این حال، اسچیف و لیبر (1974)، ساتوریس و هیل^{^[10]} (1983)، کیم و چونگ (1990) اهمیت تعامل بین اجزاء مختلف سرمایه در گردش (حساب‌های دریافتنی، موجودی کالا و حساب‌های پرداختنی) را نشان دادند.

لولن و همکاران^{^[11]} (1980) نشان دادند با بازارهای مالی کامل، تصمیم‌گیری‌های اعتباری تجاری نمی‌تواند در افزایش ارزش شرکت مؤثر باشد؛ با این حال، بازارهای سرمایه کامل نیستند و درنتیجه، تأثیر اعتبار تجاری و موجودی‌ها در ارزش شرکت نشان داده‌ شده‌اند ]3، 10[. همچنین به نظر می‌رسد این ایده که مدیریت سرمایه در گردش، ارزش شرکت را می‌تواند تحت تأثیر قرار دهد، به‌طور کلی پذیرفته شده باشد؛ هرچند شواهد تجربی در ارزیابی آثار سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش کم است. توضیحات مختلفی برای انگیزۀ شرکت‌ها در نگهداشتن یک سرمایه در گردش مثبت ارائه شده است. اولاً، یک سرمایه‌گذاری بیشتر در گسترش اعتبار تجاری و موجودی‌ها به چند دلیل ممکن است عملکرد شرکت‌ها را افزایش دهد. بلایندر و ماسینی^{^[12]} (1991) بیان می‌کنند موجودی‌ کالای بیشتر، هزینه‌های تأمین موجودی و نوسان‌های قیمت را می‌تواند کاهش دهدو از ایجاد وقفه در روند تولید و ازدست‌دادن داد و ستد واحد تجاری به‌دلیل کمبود محصولات جلوگیری کند؛ موجودی‌ کالای بیشتر اجازه می‏دهد شرکت‌ها، خدمات بهتری برای مشتریان خود فراهم و از هزینه‌های زیاد تولید ناشی از نوسان‌های زیاد در تولید جلوگیری می‌کند ]32[؛ اعطای اعتبار تجاری ممکن است به افزایش فروش یک شرکت منجر شود؛ زیرا از آن به‌عنوان ابزار کاهش قیمت مؤثر استفاده می‌شود ]5، 29[؛ اعطای اعتبار تجاری مشتریان را برای به‌دست‌آوردن کالا در زمان کاهش تقاضا برای کالا تشویق می‌کند ]10[؛ روابط بلندمدت بین عرضه‌کنندۀ کالا و مشتری را تقویت می‌کند ]25، 43[ و اجازه می‌دهد خریداران، کیفیت محصول و خدمات را قبل از پرداخت مبلغ آن بررسی و تأیید کنند ]23، 36[؛ از این‌رو، عدم تقارن اطلاعاتی بین خریدار و فروشنده را کاهش می‌دهد. درواقع، شیپلی و دیویس^{^[13]} (1991)، دلوف و جیگرس^{^[14]} (1996) نشان دادند زمانی که متمایز و تفکیک‌کردن محصولات از یکدیگر دشوار باشد، اعتبار تجاری، معیار مهمی در انتخاب تأمین‌کنندگان کالا است. علاوه بر این، امری^{^[15]} (1984) بیان می‌کند اعتبار تجاری نسبت به اوراق بهادار ‌عرضه‌شدنی در بازار سرمایه‏گذاری کوتاه مدت سودآورتری است. دوماً، سرمایه در گردش ممکن است به‌عنوان یک ذخیرۀ احتیاطی از نقدینگی عمل کرده و اطمینانی در برابر کمبود نقدی آینده فراهم ‌کند ]13[. درنهایت، از دیدگاه حساب‌های پرداختنی، انجی و همکاران^{^[16]} (1999) و ویلنر^{^[17]} (2000) نشان دادند زمانی که یک شرکت، حساب‌های پرداختنی خود را زودتر از موعد مقرر پرداخت کند و تأمین مالی تأمین‌کنندۀ کالا را کاهش ‌دهد، ممکن است برای پرداخت‌های زودتر از موقع خود، تخفیف مهم دریافت کند؛ با این حال، آثار ناهمگونی از سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش وجود دارد که ممکن است به تأثیر منفی در ارزش شرکت در سطح سرمایه در گردش خاصی منجر شود. اولاً، نگهداشتن موجودی در دسترس هزینه‌هایی از قبیل هزینه‌های اجارۀ انبار، بیمه و حفاظت از موجودی‌ها را به همراه دارد که با افزایش سطح موجودی کالا، این هزینه‌ها به افزایش تمایل دارند ]20[. دوماً، از آنجا که سطح سرمایه در گردش بیشتر نشان‌دهندۀ نیاز شرکت به سرمایه اضافی است؛ شرکت باید به تأمین مالی اقدام کند؛ درنتیجه، به تحمل هزینه‌هایی ازقبیل هزینه‌های تأمین مالی و هزینه‌های فرصت منجر می‌شود. شرکت‌هایی که یک سطح سرمایه در گردش بالاتری را نگهداری می‌کنند، نیز با هزینۀ بهرۀ بیشتر و درنتیجه، با ریسک اعتباری بیشتری روبه‌رو هستند ]21[. علاوه بر این افزایش سرمایه در گردش به احتمال زیاد به این منجر خواهد شد که شرکت‌ها فشار تأمین مالی را تجربه کنند و با خطر ورشکستگی مواجه شوند. در این صورت، شرکت‌هایی با سرمایه‌گذاری بیشتر در سرمایه در گردش انگیزه دارند سطح سرمایه در گردش را کاهش دهند و ریسک فشارهای تأمین مالی و هزینه‌های زیاد ورشکستگی را به حداقل برسانند. حفظ سطح سرمایه در گردش زیاد نیز بدان معنی است که پول در سرمایه در گردش محبوس شده است ]8[؛ بنابراین سرمایه‏گذاری بیشتر در سرمایه در گردش ممکن است مانعی در برابر توانایی شرکت برای گرفتن دیگر پروژه‌های با ارزش زیاد باشد.

مودیلیانی و میلر (1958) استدلال می‌کنند که در یک جهان بی‌اصطکاک، شرکت‌ها همیشه و به راحتی می‌توانند به منابع مالی خارجی دست پیدا کنند و از این‌رو، سرمایه‌گذاری آنها به در دسترس‌بودن سرمایه داخلی بستگی ندارد. هنگامی که بازارهای سرمایه ناقص (یعنی عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی) معرفی شدند، اختلاف هزینه‌های بیرونی بازار سرمایه مرتبط با منابع تولیدشدۀ داخلی افزایش یافت ]14، 16[ و این امر نشان می‌دهد سرمایه خارجی، جایگزین مناسب و کم‌هزینه‌ای برای منابع مالی داخلی فراهم نمی‌کند. استیگلیتز و ویس^{^[18]} (1981) نیز بیان می‌کنند که چگونه عدم تقارن اطلاعاتی ممکن است به تقسیم‌بندی بدهی منجر شود. این مطالعات نشان می‌دهد یکی از عواقب ناشی از بازارهای سرمایه ناقص، تحریف در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری یک شرکت است. در این راستا، فازاری و همکاران (1988) نشان دادند سرمایه‏گذاری شرکت‌ها به عوامل مالی مانند در دسترس‌بودن منابع مالی داخلی، دسترسی به بازارهای سرمایه و یا هزینۀ تأمین مالی بستگی دارد. علاوه بر این، فازاری و پترسون (1993) در تجزیه و تحلیل خود نشان دادند سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش در مقایسه با سرمایه‌گذاری در سرمایه ثابت، حساسیت بیشتری نسبت به محدودیت‌ها دارد. براساس این، از آنجا که سطح سرمایه در گردش مثبت مستلزم این است که تأمین مالی شود، انتظار می‌رود سطح بهینه‌ای از سرمایه در گردش برای شرکت‌هایی که با محدودیت تأمین مالی بیشتری مواجه هستند، پایین‌تر باشد. در این راستا، شواهد تجربی نشان می‌دهد سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش به شرایط تأمین مالی یک شرکت بستگی دارد. هیل و همکاران^{^[19]} (2010) نشان دادند شرکت‌هایی با ظرفیت تأمین مالی داخلی و دسترسی به بازار سرمایه بیشتر، سطح سرمایه در گردش بیشتری را نگهداری می‌کنند. درادامه، چند نمونه از پژوهش‌های داخلی و خارجی انجام‌شده دربارۀ مبانی پژوهش بیان و به دنبال آن، فرضیه‌های پژوهش بیان می‌شود.

کاشانی‌پور و نقی‌نژاد (1387) اثر محدودیت مالی را در تغییرات سطوح نگهداری وجوه نقد در برابر تغییرات در جریان‌های نقدی بررسی کردند. نتایج نشان می‌دهد جریان‌های نقدی، تأثیر معناداری در سطوح نگهداری وجه نقد نداشته است و تفاوت معناداری بین حساسیت جریان وجه نقد شرکت‌های با محدویت مالی و بدون محدودیت مالی وجود ندارد. علاوه بر این نتایج نشان داد حساسیت جریان نقدی سرمایه‌گذاری نسبت به حساسیت جریان نقدی وجه نقد، معیار مناسب‌تری برای تعیین وجود محدودیت‌های مالی است. ستایش و همکاران (1387) تأثیر مدیریت سرمایه در گردش را در سودآوری در سال‌های 1382 تا 1386 بررسی کردند. آنها از متغیر دورۀ وصول مطالبات، دورۀ تبدیل موجودی کالا، دورۀ پرداخت حساب‌های پرداختنی و چرخۀ تبدیل وجه نقد برای اندازه‌گیری مدیریت سرمایه در گردش و از متغیر نرخ بازده دارایی‌ها برای سنجش سودآوری شرکت‌ها استفاده کردند. نتایج، نشان‌دهندۀ رابطۀ منفی و معنادار بین متغیرهای دورۀ وصول مطالبات، دورۀ تبدیل موجودی کالا و چرخۀ تبدیل وجه نقد با سودآوری بود. به‌طور کلی، نتایج پژوهش نشان داد شرکت‌ها با مدیریت مناسب سرمایه در گردش و کاهش چرخۀ تبدیل وجه نقد تا حد منطقی، سودآوری خود را می‌توانند افزایش دهند و برای سهامداران خود ارزش ایجاد کنند. تهرانی و حصارزاده (1387) تأثیر جریان‌های نقد آزاد و محدودیت مالی را در بیش‌سرمایه‏گذاری و کم‌سرمایه‌گذاری بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد رابطۀ جریان وجه نقد آزاد و بیش‌سرمایه‏گذاری، مستقیم و به‌لحاظ آماری معنادار است. با وجود این، یافته‌ها نشان‌دهندۀ عدم معنی‌داری رابطۀ محدودیت مالی و کم‌سرمایه‏گذاری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است.

یعقوب‌نژاد و همکاران (1389) رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری را با استفاده از 86 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1381-1386 بررسی کردند. در این پژوهش از سود خالص عملیاتی به‌عنوان متغیر سودآوری استفاده شد. نتایج پژوهش نشان داد بین متغیرهای مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری، رابطۀ معکوس وجود دارد. نتایج نشان داد افزایش دورۀ وصول مطالبات، دورۀ پرداخت بدهی، دورۀ گردش موجودی کالا و چرخۀ تبدیل وجه نقد، به کاهش سودآوری شرکت‌ها منجر خواهد شد و مدیران با کاهش دورۀ وصول مطالبات، دورۀ پرداخت بدهی، دورۀ گردش موجودی کالا و چرخۀ تبدیل وجه نقد به حداقل سطح ممکن، ارزش مثبتی برای سهامداران می‌توانند به وجود آورند. بادآور نهندی و درخور (1392) رابطۀ محدودیت مالی، ارزش وجه نقد و خالص سرمایه‌گذاری را بررسی کردند. نتایج نشان داد وجه نقد دربارۀ شرکت‌هایی که محدودیت مالی دارند، نسبت به شرکت‏هایی که محدودیت مالی ندارند، بیشتر باعث افزایش ارزش شرکت می‌شود. نتایج فرضیۀ دوم، نیز رابطۀ مستقیم وجه نقد را با میزان سرمایه‌گذاری نشان داد. در فرضیۀ سوم بررسی شد که تغییرات وجوه نقد در شرکت‌هایی که محدودیت مالی دارند، نسبت به شرکت‌های بدون محدودیت مالی، بیشتر باعث بازده مازاد می‏شود.

شین و سونن^{^[20]} (1993) برای اولین بار، ارتباط چرخۀ تجاری خالص را به‌عنوان معیاری برای سرمایه در گردش و بازده سرمایه‏گذاری را در شرکت‏های امریکایی بررسی کردند. نتایج آزمون، نشان‌دهندۀ ارتباط منفی مدت‌زمان چرخۀ تجاری خالص و بازده دارایی‏ها است. علاوه بر این، این رابطۀ منفی، برحسب نوع صنعت بین صنایع مختلف، متفاوت است. ارتباط مهمی برای حدوداً نصف شرکت‏های مدّنظر نشان داد نتایج ممکن است از یک صنعت به صنعت دیگر متفاوت باشد. تروئل و سولانو^{^[21]} (2007) تأثیر مدیریت سرمایه در گردش را بر سودآوری شرکت‏های کوچک و متوسط اسپانیایی بررسی کردند. یافته‌های پژوهش، نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ منفی و معنادار بین دورۀ وصول مطالبات و دورۀ تبدیل موجودی کالا با سودآوری است. با وجود این، شواهدی مبنی بر وجود رابطۀ معنادار بین دورۀ پرداخت حساب‏های پرداختنی و سودآوری وجود ندارد. به‌طور کلی، با کاهش چرخۀ تبدیل وجه نقد، سودآوری را می‌توان افزایش داد. نیلسون^{^[22]} (2010) اثر ویژگی‌های خاص شرکت‏ها را در مدیریت سرمایه در گردش در شرکت‏های سوئدی بررسی کرد. وی از شاخص چرخۀ تبدیل وجه نقد به‌عنوان معیار مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری، گردش وجه نقد عملیاتی، اندازۀ شرکت، رشد فروش، نسبت جاری، نسبت آنی و نسبت بدهی به‌عنوان ویژگی‏های خاص شرکت‏ها استفاده کرد. نتایج نشان داد از بین ویژگی‏های خاص شرکت فقط سودآوری، گردش وجه نقد عملیاتی، اندازۀ شرکت و رشد فروش در مدیریت سرمایه در گردش تأثیرگذار است. نتایج، ارتباط مثبت و معنادار سودآوری و مدیریت سرمایه در گردش و ارتباط منفی و معناداری بین اندازۀ شرکت، رشد فروش و گردش وجوه نقد عملیاتی را با مدیریت سرمایه در گردش نشان داد.

رحمان و همکاران^{^[23]} (2010) مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌های تولیدی کشور پاکستان را در سال‌های 1998 تا 2007 بررسی کردند. آنها از معیارهای چرخۀ تجاری خالص و چرخۀ تبدیل وجه نقد به‌عنوان سنجش سرمایه در گردش استفاده کردند. نتایج پژوهش نشان داد رابطۀ منفی و معنادار بین چرخۀ تجاری خالص، چرخۀ تبدیل وجه نقد و دورۀ گردش موجودی کالا وجود دارد. به‌طور کلی، نتایج نشان‌ داد عملکرد شرکت‌ها در صورتی می‌تواند افزایش یابد که شرکت‌ها سرمایه در گردش خود را به‌طور کارا مدیریت کنند. اوگاندیپ و اوگاندیپ^{^[24]} (2012) تأثیر مدیریت سرمایه در گردش را در عملکرد و ارزش شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار نیجریه در سال‏های 1995 تا 2009 بررسی کردند. نتایج نشان داد ارتباط منفی و معناداری بین چرخۀ‌ تبدیل وجه نقد و ارزش بازار و عملکرد شرکت وجود دارد. نسبت بدهی نیز ارتباط مثبتی با ارزش بازار و ارتباط منفی با عملکرد شرکت دارد. کابلرو و همکاران^{^[25]} (2014) مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد شرکت‌ و محدودیت مالی شرکت‌های انگلیسی را در سال‌های 2001 تا 2007 بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد رابطۀ مثبت و معناداری بین سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها وجود دارد. علاوه بر این نتایج نشان‌دهندۀ رابطۀ U معکوس بین سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها بود. نتایج نشان داد مدیران با کاهش سرمایه در گردش برای سهامداران ارزش‌آفرینی می‌کنند. ضمناً شرکت‌ها سطح بهینه‌ای از سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش را حفظ می‌کنند که تعادلی بین هزینه و منافع نگهداری سرمایه در گردش است که درنهایت، به حداکثر کردن عملکرد شرکت‌ها منجر می‌شود. به‌علاوه نتایج پژوهش آنها نشان می‌دهد این سطح بهینه در شرکت‌های با محدودیت مالی بیشتر، پایین‌تر است. وندا^{^[26]} (2015) رابطۀ سرمایه‌گذاری در سرمایه ثابت، سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش و محدودیت مالی در شرکت‌های آفریقایی را در سال‌های 2001 تا 2010 بررسی کرد. نتایج پژوهش نشان داد سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش، حساس‌تر از سرمایه‌گذاری در سرمایه ثابت و نوسان‌های جریان نقدی است. علاوه بر این مدیریت سرمایه در گردش خوب به شرکت‌ها در کاهش تأثیر محدودیت مالی در سرمایه‌گذاری در سرمایه ثابت کمک می‌کند. خان و همکاران^{^[27]} (2016) رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش، محدودیت مالی و عملکرد شرکت‌های پاکستانی را در سال‌های 2005 تا 2014 بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد شرکت‌هایی که با محدودیت مالی بیشتری مواجه هستند، چرخۀ تجاری خالص کمتری دارند. به علاوه نتایج نشان‌دهندۀ رابطۀ U معکوس بین سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها بود. نتایج نشان داد مدیران سعی می‌کنند سطح مطلوبی از سرمایه در گردش را برای بهینه‌کردن عملکرد شرکت حفظ کنند؛ به‌گونه‌ای‌که سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش بالاتر از نقطۀ بهینه، در سودآوری شرکت، تأثیر منفی دارد.

براساس مبانی موضوع و نتایج پژوهش‌های گذشته، چهار فرضیه به‌شرح زیر طراحی شد:

فرضیۀ اول: رابطۀ معناداری بین میزان سرمایه در گردش و عملکرد شرکت وجود دارد.

فرضیۀ دوم: رابطۀ غیرخطی بین میزان سرمایه در گردش و عملکرد شرکت وجود دارد.

فرضیۀ سوم: محدودیت مالی در رابطۀ سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها مؤثر است.

فرضیۀ چهارم:محدودیت مالی در رابطۀ غیرخطی سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها مؤثر است.

روش پژوهش

برای جمع‌آوری داده‌های پژوهش از بانک اطلاعاتی نرم‌افزارهای ره‏آورد نوین و سایت بورس اوراق بهادار استفاده شد. برای آزمون فرضیه‌ها نیز از روش رگرسیون خطی چندمتغیره با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. در این رویکرد، با استفاده ازآزمون‌های F لیمر و هاسمن، الگوی مناسب برای برآورد هر یک از الگو‌ها (از بین سه الگوی آثار مشترک (تلفیقی)، آثار ثابت و آثار تصادفی) مشخص و با استفاده از روش تعیین‌شده، الگوی مدّنظر برآورد می‌شود. برای انجام محاسبات و آماده‌کردن داده‌ها و تجزیه و تحلیل نهایی برای واکاوی داد‌ه‌ها نیز از نرم‌افزارهای Excel و EViews7 استفاده شده است. جامعۀ آماری پژوهش، شامل شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است که اطلاعات مالی آن‌ها برای دورۀ زمانی پژوهش موجود باشد؛ برای افزایش قابلیت مقایسه، سال مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفندماه باشد؛ از نوع شرکت‌های لیزینگ، سرمایه‌گذاری، اعتباری، بیمه و یا واسطه‌گری مالی نباشند؛ زیرا ماهیت آنها با سایر شرکت‌های عضو متفاوت است و در سال‌های مالی 85 تا 93 تغییر فعالیت و یا تغییر سال مالی نداشته باشند. با اعمال معیارهای فوق، تعداد 196 شرکت براینمونه انتخاب‌ و درمجموع، 1568 مشاهده (سال- شرکت) در سال‌‌های 1385 تا 1393 آزمون شده است.

برای سنجش رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد از الگوی رگرسیونی زیر استفاده شده است:

الگوی (1)

Q_it = β0 + β₁NTC_it + β₂ NTC²_it + β₃Size_it + β₄Lev_it + β₅growth_it+ β₆ROA_it + ε_it

که در آن به پیروی از آگرول و نوبر^{^[28]} (1996)[1]، تامسون و همکاران^{^[29]} (2006) و کابلرو و همکاران (2014) از نسبت Q توبین به‌عنوان معیار عملکرد شرکت‌ها استفاده شده است که برابر است با :

Q_it=

نشان‌دهندۀ چرخۀ تجاری خالص شرکت است؛ از این‌رو، این مقیاس یک مقیاس دینامیکی از مدیریت نقدینگی دائمی است که برآورد ساده‌ای برای تأمین مالی اضافی مدّنظر نسبت به سرمایه در گردش فراهم می‌آورد ]6، 34[. پایین به معنی سرمایه‌گذاری کمتر در سرمایه در گردش است. استفاده از این متغیر برای اندازه‌گیری سرمایه در گردش برای پرهیز از نقص نسبت‌های نقدینگی سنتی همچون نسبت جاری و نسبت آنی است؛ بنابراین برای سنجش سرمایه در گردش به پیروی از شین و سونن (1998) و کابلرو و همکاران (2014) از چرخۀ تجاری خالص استفاده شده است که برابر است با :

NTC² برابر با مجذور NTC است و برای بررسی رابطۀ غیرخطی سرمایه در گردش و عملکرد شرکت وارد الگوی پژوهش شده است. Size_it نشان‌دهندۀ اندازۀ شرکت است که برای محاسبۀ آن از لگاریتم طبیعی دارایی‌های شرکت استفاده شده است. Lev_it نشان‌دهندۀ اهرم مالی شرکت و برابر با نسبت کل بدهی‌ها بر کل دارایی‌های شرکت است. growth_it نشان‌دهندۀ رشد شرکت و برابر با مجموع دارایی‌ها در پایان دوره، منهای مجموع دارایی‌ها در ابتدای دوره، تقسیم بر مجموع دارایی‌ها در ابتدای دوره است. ROA_it نشان‌دهندۀ بازده دارایی‌های شرکت و برابر با نسبت سود خالص بر مجموع دارایی‌های شرکت است. برای سنجش رابطۀ سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها نیز با درنظرگرفتن متغیر محدودیت‌های تأمین مالی از الگوی رگرسیونی زیر استفاده شده است.

الگوی (1)

Q_it = β₀ +₁β )+ ₁DFC_it) NTC_it+( β₂+ ₂DFC_it) NTC²_it+ β₃Size_it + β₄Lev_it + β₅growth_it+ β₆ROA_it + ε_it

DFC نشان‌دهندۀ متغیر مجازی است که وجود یا نبود محدودیت مالی را نشان می‌دهد. اگر شرکتی محدودیت مالی داشته باشد، این متغیر، یک و در غیر این صورت برابر صفر خواهد بود. برای تعیین شرکت‌های دارای محدودیت مالی و شرکت‌های بدون محدودیت مالی از سه شاخص KZ، KZir و WW استفاده شد؛ بدین‌ترتیب که با استفاده از فرمول‌های هر یک از شاخص‏ها برای هر شرکت، یک عدد محاسبه؛ سپس میانۀ تمام شرکت‌ها محاسبه شد. شرکت‌های بالاتر از میانۀ هر یک از شاخص‏ها، محدودیت مالی دارند و شرکت‏های پایین‌تر از میانۀ شاخص‌های فوق، جزء شرکت‌های بدون محدودیت تلقی خواهند شد. KZ معیار محدودیت مالی است که کاپلان و زینگالس^{^[30]} (1997) ارائه کرده‌اند و به‌صورت زیر است.

39.368*

که در آن _it نشان‌دهندۀ جریان خالص وجه نقد شرکت، Total Assets_itنشان‌دهندۀ کل دارایی‌های شرکت، Long Debt_it نشان‌دهندۀ کل بدهی‌های شرکت، Div_it نشان‌دهندۀ سود تقسیمی شرکت، Cash Holding_it نشان‌دهندۀ وجه نقد نگهداری‌شده و برابر با مجموع وجه نقد شرکت و سرمایه‌گذاری‌های کوتاه‌مدت است.

تهرانی و حصارزاده (1388) الگوی کاپلان و زینگالس (1997) را با توجه به مختصات ایران ارائه کردند که به‌صورت زیر است:

3.39

که در آن نشان‌دهندۀ ارزش بازار شرکت، نشان‌دهندۀ ارزش دفتری شرکت است. WW معیار محدودیت مالی است که وایتد و وو^{^[31]} (2006) ارائه کرده است. از این معیار در پژوهش‌های بادآور نهندی و درخور (1392) و حقیقت و حیدری (1392) نیز استفاده شده است و ضرایب در کشور تبیین شده است:

که در آن CF_it برابر با نسبت جریان خالص وجه نقد به کل دارایی‌های شرکت، Div_itمتغیر مجازی است و برای شرکت‌هایی که در دوره سود تقسیمی داشته‌اند، برابر یک و در غیر این صورت، برابر صفر خواهد بود، TLTD_it برابر با نسبت کل بدهی‌های بلندمدت به کل دارایی‌های شرکت، LNTA_it برابر با لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها، ISG_it نشان‌دهندۀ رشد فروش صنعتی که شرکت در آن صنعت قرار دارد و SG_it برابر با رشد فروش شرکت است.

یافته‌ها

آمار توصیفی، نمای کلی از خصوصیات مهم متغیرهای محاسبه‌شده را نشان می‌دهد. جدول مربوط به آمار توصیفی ارائه نشده و به توضیح مختصری از آماره‌های مربوط به آن بسنده شده است. از مهم‌ترین شاخص‌های مرکزی، میانگین است که نشان‌دهندۀ نقطۀ تعادل و مرکز ثقل توزیع و شاخص مناسبی برای نشان‌دادن مرکزیت داده‌ها است. میانه نیز یکی دیگر از شاخص‌های مرکزی است که وضعیت جامعه را نشان می‌دهد و این مطلب را بیان می‌کند که نیمی از داده‌ها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر، بیشتر از این مقدار است. میانگین (میانه) عملکرد برابر با 38/1 (20/1) است. میانگین (میانه) چرخۀ تجاری خالص برابر با 193 (170) روز است که نشان می‌دهد به‌طور متوسط، 193 روز طول می‌کشد وجه نقدی که صرف خرید موجودی‌ها شده است، با فروش به حساب‌های دریافتنی منتقل و به وجه نقد تبدیل شود؛ در حالی ‌که میانگین چرخۀ تجاری خالص در پژوهش کابلرو و همکاران (2014) و خان و همکاران (2016) به‌ترتیب، برابر با 56 و 111 روز است. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده گفتنی است شرایط اقتصادی حاکم در کشورها، عامل مهمی در تصمیم‌گیری مدیران شرکت‌ها نسبت به میزان سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش است. میانگین (میانه) اندازۀ شرکت 32/13 (13/13)، اهرم مالی 66/0 (65/0)، رشد شرکت 16/0 (13/0) و بازده دارایی‌ها 11/0 (09/0) است.

همانگونه که در بالا اشاره شد، از داده‌های ترکیبی برای آزمون الگوی رگرسیونی استفاده شده است. زمانی که از داده‌های ترکیبی استفاده می‌شود قبل از برازش و تخمین الگوی رگرسیون، ابتدا باید الگوی مناسب پژوهش را با استفاده از ‎آزمون F لیمر و آزمون هاسمن انتخاب کرد. همانگونه که در جدول (1) مشاهده می‌شود، سطح معناداری آزمون F لیمر و آزمون هاسمن هر دو کمتر از سطح خطای 5 درصد است؛ بنابراین روش آثار ثابت پذیرفته می‌شود. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول (1) از برآورد الگوی پژوهش، با توجه به آمارۀ F (839/24) و سطح خطای به‌دست‌آمده برای آن که برابر با (0000/0) و کمتر از سطح خطای 01/0 است؛ در سطح اطمینان 99/0 گفتنی است درکل، الگوی پژوهش به‌خوبی برازش می‌شود و معناداری زیادی دارد. همچنین با توجه به ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ به‌دست‌آمده برای الگو که برابر (757/0) است، گفتنی است متغیرهای مستقل بیشتر از 76 درصد از تغییرات متغیر وابسته را توضیح می‌دهد. میزان آمارۀ دوربین واتسون (501/1) نیز نشان‌دهندۀ تأیید استقلال اجزای خطا در الگوی برازش‌شدۀ رگرسیون است که نبود خودهمبستگی بین اجزای اخلال الگوی بالا را نشان می‌دهد.

جدول (1) نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های اول و دوم

Q_it = β0 + β₁NTC_it + β₂ NTC²_it + β₃Size_it + β₄Lev_it + β₅growth_it+ β₆ROA_it + ε_it
متغیرهای توضیحی	متغیرها	ضرایب رگرسیون	خطای استاندارد	آمارۀ t	سطح معنی‌داری
C	₀β	8861/1	1672/0	2829/11	^*0000/0
NTC	₁β	0392/0-	0122/0	2139/3-	^*0013/0
NTC²	₂β	0025/0	0012/0	0321/2	^**0423/0
SIZE	₃β	2435/0-	0278/0	7671/8-	^*0000/0
LEV	₄β	1415/1	0441/0	9044/25	^*0000/0
GROWTH	₅β	0047/0	0209/0	2257/0	8215/0
ROA	₆β	6528/1	0862/0	1818/19	^*0000/0
آمارۀ F (احتمال)		839/24(0.0000)	ضریب تعیین		788/0
آمارۀ دوربین واتسون		501/1	ضریب تعیین تعدیل‌شده		757/0
آزمون‌های داده‌های تابلویی
آزمون F لیمر		491/5 (0000/0)	آزمون هاسمن		59/122 (0000/0)
* ، و * به‌ترتیب در سطح خطای 1 درصد ، 5 درصد و 10 درصد معناداراست.

همانگونه که در جدول (1) مشاهده می‌شود، ضریب1β منفی و برابر با 039/0- است. با توجه به آمارۀt و سطح معناداری این متغیر، نتایج نشان‌دهندۀ معناداری این ضریب در سطح خطای 1 درصد است. این یافته‌ها نشان می‌دهد رابطۀ منفی و معناداری بین سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها وجود دارد و فرضیۀ 1 پژوهش تأیید می‌شود. با توجه به نتایج گفتنی است شرکت‌هایی با چرخۀ تجاری خالص کوتاه‌تر، عملکرد بهتری دارند که به سودآوری بیشتر آنها منجر می‌شود؛ از این‌رو، شرکت‌ها با کاهش چرخۀ تجاری خالص، کارایی مدیریت سرمایه در گردش خودشان را افزایش می‌دهند که به بهترشدن عملکرد آنها منجر می‌شود؛ بنابراین گفتنی است شرکت‌ها با کاهش چرخۀ تجاری خالص، ارزش اضافی برای سهامداران خود می‌توانند ایجاد کنند. این نتیجه مطابق یافته‌های پژوهش رحمان و همکاران (2010)، ستایش و همکاران (1387)، یعقوب‌نژاد و همکاران (1389) و مغایر با یافته‌های پژوهش کابلرو و همکاران (2014)، خان و همکاران (2016) است. ضریب 2β نیز مثبت و برابر با 0025/0 است. با توجه به آمارۀt و سطح معناداری این متغیر، نتایج، نشان‌دهندۀ معناداری این ضریب در سطح خطای 5 درصد است. این یافته‌ها نشان می‌دهد رابطۀ U شکل بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها وجود دارد. نتایج نشان می‌دهد مدیران شرکت‌ها با سرمایه‎گذاری بیشتر در سرمایه در گردش، متحمل هزینه‌هایی ازقبیل هزینه‌های تأمین مالی و هزینه‌های فرصت می‌شوند؛ از این‌رو، سودآوری و عملکرد شرکت‌ها کاهش می‌یابد تا جایی که عملکرد شرکت‌ها به حداقل ممکن می‌رسد و به رابطۀ منفی بین سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها منجر می‌شود. درمقابل، مدیران شرکت‌ها با سرمایه‎گذاری بیشتر در سرمایه در گردش با استراتژی‌هایی ازقبیل فروش‌ بیشتر محصولات با نرخ پایین و اعطای تخفیف‌های خاص به مشتریان برای بازپرداخت‌های زودتر از موعد بر هزینه‌های تأمین مالی و هزینۀ فرصت تحمیل‌شده می‌توانند فائق آیند تا اینگونه عملکرد و سودآوری شرکت را بهبود ببخشند. در این صورت، این موضوع به رابطۀ مثبت بین سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها منجر می‌شود. این نتیجه مغایر با یافته‌های پژوهش کابلرو و همکاران (2014) و خان و همکاران (2016) است.

همانگونه که در بالا اشاره شد برای آزمون فرضیۀ سوم و چهارم از الگوی 2 استفاده می‌شود. با استفاده از این الگو، تأثیر محدودیت‌های مالی شرکت‌ها در رابطۀ سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها بررسی می‌شود. برای تعیین شرکت‌های دارای محدودیت مالی و شرکت‌های بدون محدودیت مالی از سه شاخص KZ، KZir و WW استفاده شد. درادامه، تأثیر محدودیت مالی در رابطۀ سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها با استفاده از سه شاخص فوق بررسی، و به‌ترتیب در جدول‌های (2)، (3) و (4) ارائه شده است.

همانگونه که در جدول‌های (2)، (3) و (4) مشاهده می‌شود سطح معناداری آزمون F لیمر و آزمون هاسمن، هر دو کمتر از سطح خطای 5 درصد است؛ بنابراین روش آثار ثابت پذیرفته و برازش الگوی 2 پژوهش با استفاده از سه شاخص تعیین محدودیت مالی با استفاده از روش آثار ثابت انجام شده است. در برآورد اولیۀ الگو نیز با استفاده از هر سه شاخص محدودیت مالی، نتایج حاصل از آزمون ناهمسانی واریانس‌ها با استفاده از آزمون وایت، نشان‌دهندۀ وجود ناهمسانی واریانس‌ باقیمانده‌ها بود که برای رفع این مشکل، از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) استفاده شده است.

جدول (2) نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم پژوهش با استفاده از شاخص KZ

Q_it = β₀ +₁β )+ ₁DFC_it) NTC_it+( β₂+ ₂DFC_it) NTC²_it+ β₃Size_it + β₄Lev_it + β₅growth_it+ β₆ROA_it + ε_it
متغیرهای توضیحی	متغیرها	ضرایب رگرسیون	خطای استاندارد	آمارۀ t	سطح معنی‌داری
C	₀β	8817/1	4133/0	5528/4	^*0000/0
NTC	₁β	0935/0-	0367/0	5459/2-	^**0110/0
DFC*NTC	₁δ	0354/0	0208/0	6988/1	^***0896/0
NTC²	₂β	0108/0	0053/0	0419/2	^**0414/0
DFC*NTC²	₂δ	0060/0-	0044/0	3488/1-	1776/0
SIZE	₃β	2618/0-	0726/0	6070/3-	^*0003/0
LEV	₄β	2368/1	1260/0	8163/9	^*0000/0
GROWTH	₅β	0750/0	0677/0	1070/1	2685/0
ROA	₆β	3706/2	2968/0	9881/7	^*0000/0
آمارۀ F (احتمال)		827/23(0.0000)	ضریب تعیین		783/0
آماره دوربین واتسون		503/1	ضریب تعیین تعدیل‌شده		751/0
آزمون‌های داده‌های تابلویی
آزمون F لیمر		474/5 (0000/0)	آزمون هاسمن		97/134 (0000/0)
* ، و * به‌ترتیب در سطح خطای 1 درصد ، 5 درصد و 10 درصد معناداراست.

در حالت محاسبۀ محدودیت مالی با شاخص KZ، مطابق جدول (2) مشاهده می‌شود، ضریب چرخۀ تجاری خالص (₁β) برابر093/0- و ضریب اثر متقابل محدودیت در چرخۀ تجاری خالص (₁δ) برابر 035/0 است که در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می‌شود. مجموع ضریب این دو مقدار بیشتر از ضریب چرخۀ تجاری خالص است؛ بنابراین فرضیۀ سوم تأیید می‌شود. ضریب مجذور چرخۀ تجاری خالص (₂β) نیز برابر011/0 و ضریب اثر متقابل محدودیت بر مجذور چرخۀ تجاری خالص (₂δ) برابر 006/0- است که در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می‌شود. مجموع ضریب این دو مقدار کمتر از ضریب مجذور چرخۀ تجاری خالص است؛ بنابراین فرضیۀ چهارم تأیید می‌شود.

جدول (3) نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم پژوهش با استفاده از شاخص KZir

Q_it = β₀ +₁β )+ ₁DFC_it) NTC_it+( β₂+ ₂DFC_it) NTC²_it+ β₃Size_it + β₄Lev_it + β₅growth_it+ β₆ROA_it + ε_it
متغیرهای توضیحی	متغیرها	ضرایب رگرسیون	خطای استاندارد	آمارۀ t	سطح معنی‌داری
C	₀β	0752/2	1740/0	9226/11	^*0000/0
NTC	₁β	0392/0	0172/0	2804/2	^**0227/0
DFC*NTC	₁δ	0824/0-	0112/0	3593/7-	^*0000/0
NTC²	₂β	0119/0-	0032/0	7077/3-	^*0002/0
DFC*NTC²	₂δ	0150/0	0029/0	1299/5	^*0000/0
SIZE	₃β	2849/0-	0289/0	8603/9-	^*0000/0
LEV	₄β	1674/1	0429/0	1854/27	^*0000/0
GROWTH	₅β	0065/0	0214/0	3039/0	7613/0
ROA	₆β	5818/1	0873/0	1190/18	^*0000/0
آمارۀ F (احتمال)		267/25(0.0000)	ضریب تعیین		793/0
آمارۀ دوربین واتسون		507/1	ضریب تعیین تعدیل‌شده		762/0
آزمون‌های داده‌های تابلویی
آزمون F لیمر		475/5 (0000/0)	آزمون هاسمن		00/115 (0000/0)
* ، و * به‌ترتیب در سطح خطای 1 درصد ، 5 درصد و 10 درصد معناداراست.

در حالت محاسبۀ محدودیت مالی با شاخص KZir، مطابق جدول (3) مشاهده می‌شود، ضریب چرخۀ تجاری خالص (₁β) برابر039/0و ضریب اثر متقابل محدودیت بر چرخۀ تجاری خالص (₁δ) برابر 082/0- است که در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می‌شود. مجموع ضریب این دو مقدار کمتر از ضریب چرخۀ تجاری خالص است؛ بنابراین فرضیۀ سوم تأیید می‌شود. ضریب مجذور چرخۀ تجاری خالص نیز (₂β) برابر012/0- و ضریب اثر متقابل محدودیت در مجذور چرخۀ تجاری خالص (₂δ) برابر 015/0 است که در سطح اطمینان 99 درصد تأیید می‌شود. مجموع ضریب این دو مقدار بیشتر از ضریب مجذور چرخۀ تجاری خالص است؛ بنابراین فرضیۀ چهارم تأیید می‌شود.

جدول (4) نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم پژوهش با استفاده از شاخص WW

Q_it = β₀ +₁β )+ ₁DFC_it) NTC_it+( β₂+ ₂DFC_it) NTC²_it+ β₃Size_it + β₄Lev_it + β₅growth_it+ β₆ROA_it + ε_it
متغیرهای توضیحی	متغیرها	ضرایب رگرسیون	خطای‌استاندارد	آمارۀ t	سطح معنی‌داری
C	₀β	7051/1	1685/0	1185/10	^*0000/0
NTC	₁β	0302/0-	0148/0	0422/2-	^**0413/0
DFC*NTC	₁δ	0043/0	0094/0	4625/0	6438/0
NTC²	₂β	0004/0-	0024/0	1826/0-	8551/0
DFC*NTC²	₂δ	0020/0	0021/0	9445/0	3451/0
SIZE	₃β	2112/0-	0282/0	4922/7-	^*0000/0
LEV	₄β	1136/1	0436/0	5076/25	^*0000/0
GROWTH	₅β	0062/0	0207/0	3021/0	7626/0
ROA	₆β	5795/1	0837/0	8640/18	^*0000/0
آمارۀ F (احتمال)		837/24(0.0000)	ضریب تعیین		790/0
آمارۀ دوربین واتسون		512/1	ضریب تعیین تعدیل‌شده		759/0
آزمون‌های داده‌های تابلویی
آزمون F لیمر		652/5 (0000/0)	آزمون هاسمن		53/110 (0000/0)
* ، و * به‌ترتیب در سطح خطای 1 درصد ، 5 درصد و 10 درصد معناداراست.

در حالت محاسبۀ محدودیت مالی با شاخص ww، مطابق جدول (4) مشاهده می‌شود، ضریب چرخۀ تجاری خالص (₁β) برابر030/0- و ضریب اثر متقابل محدودیت بر چرخۀ تجاری خالص (₁δ) برابر 004/0 است که در سطح اطمینان 95 درصد تأیید می‌شود. مجموع ضریب این دو مقدار بیشتر از ضریب چرخۀ تجاری خالص است؛ بنابراین فرضیۀ سوم تأیید می‌شود. مجذور چرخۀ تجاری خالص (₂β) برابر 0004/0- و ضریب اثر متقابل محدودیت در مجذور چرخۀ تجاری خالص (₂δ) برابر 002/0 است که از لحاظ آماری معنادار نیست؛ ولی مجموع ضریب این دو مقدار بیشتر از ضریب مجذور چرخۀ تجاری خالص است؛ بنابراین فرضیۀ چهارم تأیید می‌شود.

به‌طور کلی، با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول‌های (2)، (3) و (4) گفتنی است شرکت‌هایی که دارای محدودیت مالی هستند، میزان سرمایه‏گذاری در سرمایه در گردش خود را کاهش می‌‌دهند تا اینگونه هزینه‌های تأمین مالی کمتری را تحمل کرده و از فرصت‌های به‌دست‌آمدۀ دیگر برای سرمایه‌گذاری استفاده کنند و درنتیجه، عملکرد خود را بتوانند بهبود ببخشند. علاوه بر این نتایج نشان می‌دهد شرکت‌های دارای محدودیت مالی سعی می‌کنند سطوح بالاتر سرمایه در گردش را از سطح بهینۀ خود کاهش دهند. این نتایج با یافته‌های پژوهش کابلرو و همکاران (2014) مطابق است؛ بنابراین نتایج به‌دست‌آمده نشان می‌دهد چگونه سطح تحمل محدودیت مالی شرکت‌ها در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری آنها در سرمایه در گردش مؤثر است. به‌ویژه، این نتایج تأییدی بر پژوهش‌های پیشین ازقبیل پژوهش هیل و همکاران (2010) است که دریافتند سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش به منابع تأمین مالی داخلی، هزینه‌های تأمین مالی خارجی، دستیابی به بازارهای سرمایه و بحران تأمین مالی شرکت‌ها وابسته است.

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

زمانی که سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش افزایش می‌یابد، انتظار می‌رود مدیریت کارای این دارایی‌ها، تأثیر زیادی در عملکرد شرکت‌ها داشته باشد؛ درنتیجه، شرکت‌ها سعی می‌کنند به سطوح بهینه‌ای از سرمایه در گردش دست یابند؛ولی سطوح سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش ممکن است تحت تأثیر ظرفیت تأمین مالی داخلی و دستیابی به بازارهای سرمایه شرکت‌ها باشد؛ بنابراین، این پژوهش، رابطۀ سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و نقش محدودیت مالی شرکت‌ها را در این رابطه در سال‌های 1385 تا 1393 بررسی کرده است. از چرخۀ تجاری خالص برای اندازه‌گیری سرمایه در گردش و از معیار Q توبین برای سنجش عملکرد شرکت‌ها استفاده شده است.نتایج حاصل از پژوهش نشان‌ می‌دهد بین چرخۀ تجاری خالص و عملکرد شرکت‌ها، رابطۀ منفی و معنادار وجود دارد. از طرفیرابطۀ غیرخطی و U شکل بین چرخۀ تجاری خالص و عملکرد شرکت‌ها وجود دارد. با توجه به نتایج حاصل گفتنی است مدیریت سرمایه در گردش، نقش مهمی در بهبود عملکرد شرکت‌ها دارد و تا جایی که مقدور است شرکت‏ها با کاهش چرخۀ تجاری خالص برای خود می‌توانند ارزش‌آفرینی کنند. رابطۀ U شکل بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها نیز نشان می‌دهد سطح بهینه‌ای از سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش وجود ندارد که تعادلی بین هزینه و منافع نگهداری سرمایه در گردش است که درنهایت، به حداکثرکردن عملکرد شرکت‌ها منجر می‌شود؛ از این‌رو، سرمایه‌گذاری در سطوح بالاتر سرمایه در گردش، هزینۀ بهرۀ اضافی و درنتیجه، احتمال زیاد ورشکستگی و ریسک اعتباری را برای شرکت‌ها به دنبال دارد؛ بنابراین مدیران باید به دنبال نگهداشتن سرمایه در گردش خود در سطح بهینه در حد امکان باشند و سعی کنند از هرگونه انحراف از این سطح بهینه که درنهایت به ایجاد ارزش منفی برای شرکت منجر می‌شود، پرهیز کنند. علاوه بر این نتایج نشان داد شرکت‌های با محدودیت مالی، سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش کمتری نسبت به شرکت‌های بدون محدودیت مالی دارند؛ زیرا شرکت‌هایی که با محدودیت مالی مواجه هستند، با هزینۀ تأمین مالی بیشتر و نسبت‌های سرمایه‌ای بیشتری همراه هستند؛ از این‌رو، با سرمایه‌گذاری کمتر در سرمایه در گردش به منابع تأمین مالی خارجی کمتری نیاز دارند تا اینگونه عملکرد خود را بتوانند بهبود ببخشند؛ درنتیجه، محدودیت مالی شرکت‌ها، عامل مهمی در سطح سرمایه‌گذاری سرمایه در گردش آنها است. این نتایج، نقش تأمین مالی داخلی شرکت‌ها را در صورت مواجهه با محدودیت‌های تأمین مالی آشکار می‌کند.

به‌طور کلی، نتایج نشان‌ می‌دهد بررسی فرایندهای سرمایه در گردش و ترکیب کارا از سرمایه در گردش در فعالیت‌های روزمره برای سودآوری و عملکرد شرکت‌ها ضروری است؛ درنتیجه، شرکت‌ها باید در روش‌های برنامه‌ریزی تأمین مالی خود، مدیریت سرمایه در گردش را در نظر بگیرند. به علاوه مدیران باید دربارۀ هزینه‌های دوری از سطح سرمایه در گردش بهینه نگران باشند. مدیران باید از تأثیر منفی در عملکرد شرکت به‌دلیل ازدست‌دادن فروش و تخفیف‌های اعطایی تأمین‌کنندگان بابت بازپرداخت بدهی‌ها زودتر از موعد و یا هزینه‌های تأمین مالی اضافی پرهیز کنند. یافته‌های این پژوهش، پیشینۀ پژوهش‌های مرتبط با مدیریت سرمایه در گردش بهتر را گسترش می‌دهد و پیشنهاد می‌کند در پژوهش‌های آینده بر سرمایه در گردش و محدودیت مالی شرکت‌ها تمرکز شود.

برای انجام پژوهش‌های آینده در ارتباط با این پژوهش، پیشنهاد می‌شود از سایر معیارهای سنجش مدیریت سرمایه در گردش و معیارهای سنجش محدودیت مالی شرکت‌ها استفاده و نتایج با نتایج پژوهش حاضر مقایسه شود. به علاوه الگو‌های این پژوهش برای تمام صنایع عضو نمونۀ آماری به‌صورت یکجا برآورد شده‌اند؛ از این‌رو، پیشنهاد می‌شود در مطالعات آینده با توجه به ویژگی‌های خاص هر صنعت، هر یک از الگو‌های این پژوهش برای صنایع مختلف به‌تفکیک برآورد شود.

1 Modigliani & Miller

[2] Schiff & Lieber

[3] Kim & Chung

[4] Wang

[5] Kieschnick et al

[6] Faulkender & Wang

[7] Fazzari et al

[8] Fazzari & Petersen

[9] Cunat

[10] Satoris & Hill

[11] Lewellen et al

[12] Blinder & Maccini

[13] Shipley & Davis

[14] Deloof & Jegers

[15] Emery

[16] Ng et al

[17] Wilner

[18] Stiglitz, J & Weiss

[19] Hill et al

[20] Shin & Soenen

[21] Trual & Solano

[22] Nilsson

[23] Raheman et al

[24] Ogundipe & Ogundipe

[25] Caballero et al

[26] Kwenda

[27] Khan et al

[28] Agrawal & Knoeber

[29] Thomsen et al

[30] Kaplan & Zingales

[31] Whited & Wu

مراجع

[1] Agrawal, A., & Knoeber, C. R. (1996). Firm performance and mechanisms to control agency problems between managers and shareholders. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 31(3): 377–397.

[2] Badavar Nahandi, Y., & Darkhor, S. (2013). The relationships among financial constraint, cash value and net investment. Journal of Empirical Research in Accounting, 2(4): 167–189 (in Persian).

[3] Bao, B. H., & Bao, D. H. (2004). Change in inventory and firm valuation. Review of Quantitative Finance and Accounting, 22(1): 53-71.

[4] Blinder, A. S., & Maccini, L. J. (1991). The resurgence of inventory research: What have we learned? Journal of Economic Surveys, 5(4): 291–328.

[5] Brennan, M., Maksimovic, V., & Zechner, J. (1988). Vendor financing. Journal of Finance, 43(5): 1127–1141.

[6] Caballero, S. B., Teruel, P. G., & Solano, P. M. (2014). Working capital management, corporate performance and financial constraints. Journal of Business Research, 67(3): 332-338.

[7] Cunat, V. (2007). Trade credit: Suppliers as debt collectors and insurance provides. Review of Financial Studies, 20(2): 491-527.

[8] Deloof, M. (2003). Does working capital management affect profitability of Belgian firms? Journal of Business Finance & Accounting, 30(3-4): 573–587.

[9] Deloof, M., & Jegers, M. (1996). Trade credit, product quality, and intragroup trade: Some European evidence. Financial Management, 25(3): 33–43.

[10] Emery, G. (1984). A pure financial explanation for trade credit. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 19(3): 271-285.

[11] Faulkender, M. & Wang, R. (2006). Corporate financial policy and the value of cash. Journal of Financia, 61(4): 1957-1990.

[12] Fazzari, S. M., Hubbard, R. G., & Petersen. B. C. (1988). Financing constraints and corporate investment. Brookings Papers on Economic Activity, 19(1): 141-206.

[13] Fazzari, S. M., & Petersen, B. (1993). Working capital and fixed investment: New evidence on financing constraints. The Rand Journal of Economics, 24(3): 324-342.

[14] Greenwald, B., Stiglitz, J. E., & Weiss, A. (1984). Informational imperfections in the capital market and macroeconomic fluctuations.American Economic Review, 74(2): 194–199.

[15] Hill, M. D., Kelly, G., & Highfield, M. J. (2010). Net operating working capital behavior: A first look. Financial Management, 39(2): 783-805.

[16] Jensen, M. C., & Meckling, W. H. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency cost and ownership structure.Journal of Financial Economics, 3(4): 305–360.

[17] Kaplan, S., & Zingales, L. (1997). Do financing constraints explain why investment is correlated with cash flow? Quarterly Journal of Economics, 112: 169–215.

[18] Kashanipoor, M., & Naginezhad, B. (2009). The effect of financial constraints on cash flow sensitivity of investment. Journal of Accounting Research, 1(2): 72–93 (in Persian).

[19] Khan, N., Akbar, M., & Akbar, A. (2016). Does an optimal working capital exist? The role of financial constraints. Research Journal of Finance and Accounting, 7(9): 131-136.

[20] Kim, Y. H., & Chung, K. H. (1990). An integrated evaluation of investment in inventory and credit: A cash flow approach. Journal of Business Finance Accounting, 17(3): 381-390.

[21] Kieschnick, R., Laplante, M., & Moussawi, R. (2013). Working capital management and shareholder wealth. Review of Finance, 17 (5): 1827-1852.

[22] Kwenda, F. (2015). Investment and financing constraints: can working capital management make a difference in South Africa? Journal of Banks and Bank Systems, 10(1): 24-33.

[23] Lee, Y. W., & Stowe, J. D. (1993). Product risk, asymmetric information, and trade credit. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 28(2): 285–300.

[24] Lewellen, W., Mcconnel, J., & Scott, J. (1980). Capital market influences on policies. Journal of Financial Research, 3(2): 105-113.

[25] Ng, C. K., Smith, J. K., & Smith, R. L. (1999). Evidence on the determinants of credit terms used in inter firm trade.Journal of Finance, 54(3): 1109–1129.

[26] Nilsson, H. (2010). The Effect of Company Characteristics on Working Capital Management. Umea School of Business.

[27] Modigliani, F., & Miller, M. H. (1958). The cost of capital, corporation finance and the theory of investment. American Economic Review, 89(4): 261-297.

[28] Ogundipe, S. E., & Ogundipe, L. O. (2012). Working capital management, firms’ performance and market valuation in Nigeria. International Journal of Social and Human Sciences, 6(1): 143-147.

[29] Petersen, M., & Rajan, R. (1997). Trade credit: Theories and evidence. Review of Financial Studies, 10(3): 661–691.

[30] Raheman, A., Afza, T., Qayyum, A., & Bodla, M. A. (2010). Working capital management and corporate performance of manufacturing sector in Pakistan. International Research Journal of Finance and Economics, 47: 151-163.

[31] Satoris, W., & Hill, N. (1983). Cash and working capital management. Journal of Finance, 83: 349-360.

[32] Schiff, W., & Lieber, Z. (1974). A model for the integration of credit and inventory management. Journal of Finance, 29(1): 133-140.

[33] Setayesh, M., Kazemnejad, M., & Zolfeghari, M. (2008). The effect of working capital management on the profitability of listed companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Empirical Studies of Financial Accounting, 6(23): 43-65 (in Persian).

[34] Shin, H. H., & Soenen, L. (1993). Efficiency of working capital management and corporate profitability. Financial Practice and Education, 8(2): 37-45.

[35] Shipley, D., & Davis, L. (1991). The role and burden-allocation of credit in distribution channels.Journal of Marketing Channels, 1(1): 3–22.

[36] Smith, J. K. (1987). Trade credit and informational asymmetry.Journal of Finance, 42(4): 863–872.

[37] Stiglitz, J., & Weiss, A. (1981). Credit rationing in markets with imperfect information.American Economic Review, 71(3): 393–410.

[38] Tehrani, R., & Hesarzadeh, R. (2009). The effect of free cash flow and financial constraint on overinvestment and underinvestment. Journal of Accounting Research, 1(3): 50–67 (in Persian).

[39] Thomsen, S., Pedersen, T., & Kvist, H. (2006). Blockholder ownership: Effects on firm value in market and control based governance systems. Journal of Corporate Finance, 12(2): 246–269.

[40] Trual, P. J. G., & Solano, P. M. (2007). Effects of working capital management on SME profitability. International Journal of Managerial Finance, 3(2): 164-177.

[41] Wang, Y. J. (2002). Liquidity management, operating performance and corporate value: Evidence from Japan and Taiwan. Journal of Multinational Financial Management, 12(2): 159-169.

[42] Whited, T. M., & Wu, G. (2006). Financial constraints risk. Review of Financial Studies, 19(2): 531–559.

[43] Wilner, B. S. (2000). The exploitation of relationship in financial distress: The case of trade credit. Journal of Finance, 55(1): 153–178.

[44] Yaghoobnezhad, A., Vakilifard, H., & Babaei, A. (2010). The relationship between working capital management and profitability in companies listed in Tehran Stock Exchange. Journal of Financial Engineering and Portfolio Management, 1(2): 117-137 (in Persian).

آمار

تعداد مشاهده مقاله: 8,864

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 2,191

سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب

پیوندهای مفید

اخبار و اعلانات

آمار

مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد مالی و محدودیت‌های تأمین مالی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران