بررسی وجود نقطۀ بحرانی تورم و سطح بهینۀ مدیریت سرمایه در گردش و تأثیر آن بر عملکرد مالی بنگاههای اقتصادی

جوکار, حسین; دانشی, وحید; بهارمقدم, مهدی

doi:10.22108/far.2019.117392.1478

تعداد نشریات	42
تعداد شماره‌ها	1,514
تعداد مقالات	12,490
تعداد مشاهده مقاله	24,776,977
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	10,440,092

بررسی وجود نقطۀ بحرانی تورم و سطح بهینۀ مدیریت سرمایه در گردش و تأثیر آن بر عملکرد مالی بنگاههای اقتصادی

نشریه پژوهش های حسابداری مالی

مقاله 3، دوره 11، شماره 3 - شماره پیاپی 41، آذر 1398، صفحه 19-50 اصل مقاله (1.58 M)

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/far.2019.117392.1478

نویسندگان

حسین جوکار¹؛ وحید دانشی²؛ مهدی بهارمقدم^* ³

¹کارشناسی ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران

²کارشناسی ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه سمنان، سمنان، ایران

³دانشیار حسابداری، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران.

چکیده

هدف اصلی این پژوهش، بررسی وجود نقطه بحرانی تورم و سطح بهینه مدیریت سرمایه در گردش و تاثیر آن بر عملکرد مالی بنگاه‌های اقتصادی است. متغیر تورم به وسیله شاخص قیمت مصرف‌کننده اندازه‌گیری می‌شود. به منظور کمی کردن متغیر مدیریت سرمایه در گردش از خالص سرمایه در گردش و برای سنجش متغیر عملکرد مالی از نرخ بازده دارایی‌ها استفاده شده است. برای دستیابی به هدف پژوهش، نمونه‌ای متشکل از 90 شرکت پذیرفته ‌شده در بورس اوراق تهران طی دوره زمانی 1387-1396 با استفاده از روش داده‌های ترکیبی بررسی شده است. نتایج پژوهش نشان داد بین تورم و عملکرد مالی رابطه غیرخطی و U شکل وارونه وجود دارد. بدین معنا که با افزایش تورم در ابتدا عملکرد مالی واحدهای تجاری مثبت و صعودی است؛ اما هنگامی که تورم به سطح خاصی برسد، افزایش در نرخ تورم باعث کاهش عملکرد مالی می‌شود. نتایج پژوهش نشان داد نقطه بحرانی تورم برای شرکت‌های ایرانی 14 درصد است؛ اما شرکت‌هایی که دارای سرمایه در گردش مثبت هستند، آستانه تحمل‌پذیری بیشتری در مقابل تورم دارند و نقطه بحرانی تورم برای آنها در حدود 17 درصد است. همچنین نتایج نشان داد رابطه بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی رابطه‌ای غیرخطی و U شکل وارونه است و مدیریت سرمایه در گردش عاملی مهم در رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی است.

کلیدواژه‌ها

تورم؛ مدیریت سرمایه در گردش؛ عملکرد مالی

اصل مقاله

اتخاذ تصمیمات بهینۀ اقتصادی مدیران، مستلزم ارزیابی توان واحد تجاری در ایجاد وجه نقد و زمان قطعیت ایجاد آن است. یکی از پارامترهای مهم ارزیابی، توان ایجاد وجه نقد با واحدهای تجاری عملکرد مالی است. عملکرد مالی دربرگیرندۀ بازده حاصل از منابع در کنترل واحد تجاری و معنکس‌کنندۀ سلامت اقتصادی و تداوم فعالیت واحد تجاری است. درواقع عملکرد مالی مطلوب باعث تداوم فعالیت‌های واحد تجاری و استفادۀ بهینه از منابع در سطح خرد و کلان می‌شود؛ در حالی که عملکرد مالی نامطلوب به ورشکستگی منجر می‌شود [4]؛ از این رو با در نظر گرفتن اهمیت عملکرد مالی، سؤال این است که چه عواملی می‌توانند بر عملکرد مالی واحدهای تجاری تأثیر بگذارند. در این زمینه شواهد نشان می‌دهند در سطح کلان، تورم و در سطح خرد، مدیریت سرمایه در گردش از عوامل مؤثر بر عملکرد مالی بنگاههای اقتصادی‌اند [43،17، 42،20]. پژوهش‌های پیشین در ارتباط با تورم بیان می‌کنند تورم اثرات مستقیم و غیرمستقیمی بر عملکرد مالی بنگاههای اقتصادی تحمیل می‌کند؛ بدین ترتیب که فشارهای ناشی از تورم، دارایی‌های شرکت‌ها را بی‌ارزش می‌کنند و باعث تغییر در هزینه‌های مالی و سودآوری می‌شوند [50]. این پژوهش‌ها بیشتر بیان می‌کنند بین تورم و سودآوری، رابطه‌ای مستقیم (معکوس) وجود دارد و تورم تأثیری مطلوب (زیان‌بار) بر عملکرد مالی واحدهای تجاری دارد [24،25،13،33]. هرچند مشخص‌بودن رابطۀ بین تورم و سودآوری، راهگشایی برای مدیران و سرمایه‌گذاران برای برنامه‌ریزی‌های آتی باشد، مروری بر نتایج پژوهش‌های پیشین که گروهی بر تأثیر مثبت و گروهی دیگر بر تأثیر منفی تورم بر سودآوری تأکید می‌کنند، نشان می‌دهد درحقیقت بین تورم و عملکرد مالی نوعی رابطۀ غیرخطی وجود دارد و باید در چارچوب روابط غیرخطی تأثیر تورم بر عملکرد مالی بررسی شود. درستی چنین دیدگاهی نتایج هر دو گروه از پژوهش‌های پیشین را تأیید می‌کند. همچنین در سطح خرد، مدیریت سرمایه در گردش، یکی دیگر از عوامل مؤثر بر عملکرد مالی بنگاههای اقتصادی است. در همین راستا، پژوهش‌های متعددی (مانند دلوف [26]؛ اینکویست، گراهام و نیک کینن [28]) تلاش کرده‌اند به‌صورت تجربی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش را بر عملکرد مالی واحدهای تجاری بررسی کنند که به دو دیدگاه متضاد تقسیم می‌شوند. پژوهش‌هایی که بیان می‌کنند سطح بالایی از سرمایه در گردش، به واحدهای تجاری، اجازۀ افزایش فروش خود و به دست آوردن تخفیف‌های بیشتری برای پرداخت‌ هزینه‌ها می‌دهند؛ بنابراین افزایش سرمایه در گردش باعث افزایش سودآوری می‌شود [26، 1، 2]. درمقابل پژوهش‌هایی مانند کیز چنیک لاپلنت موسایوی [37] اینکویست و همکاران [28] بیان می‌کنند سطح بالایی از سرمایه در گردش، به تأمین مالی نیاز دارد؛ درنتیجه، واحدهای تجاری با هزینه‌های تأمین منابع مالی اضافی روبه‌رو می‌شوند و احتمال ورشکستگی برای آنها افزایش می‌یابد؛ بنابراین افزایش سرمایه در گردش باعث کاهش سودآوری می‌شود. اگرچه یافته‌های پژوهش‌های پیشین برای بسیاری از واحدهای تجاری و صنایع دارای محدودیت‌های ‌مالی می‌تواند بسیار سودمند باشد؛ اما ترکیب دو دیدگاه یادشده نشان می‌دهد برخلاف پژوهش‌های پیشین، رابطۀ خطی بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی وجود ندارد و احتمالاً این رابطه، غیرخطی و آستانه‌ای است؛ با وجود این، برای بررسی درستی چنین سناریویی لازم است اثرات سرمایه در گردش به‌صورت جداگانه نیز بررسی شوند؛ زیرا چنین رابطه‌ا‌ی تنها در صورتی می‌تواند درست باشد که اثرات سرمایه در گردش برای واحدهای تجاری با سطوح مختلف سرمایه در گردش یکسان نباشد؛ بنابراین در این پژوهش، شرکت‌ها در قالب دو گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و منفی تقسیم شده‌اند تا درستی غیرخطی‌بودن رابطۀ بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد مالی بررسی شود. اگرچه همان‌گونه که بیان شد پژوهش‌هایی به‌صورت جداگانه، تأثیر تورم و مدیریت سرمایه در گردش را بر عملکرد مالی بررسی کرده‌اند (مانند آقایی و کاظم‌پور [13]؛ چی‌اما، آدانما و ایبیو [24]؛ مان و جانگ [43]؛ نمازی و رضایی [11])، پژوهش‌های کمی، رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی را در شرایطی بررسی کرده‌اند که سرمایه در گردش یک شرکت مثبت یا منفی باشد و این موضوع بررسی نشده است که تفاوت در سطوح مختلف سرمایه در گردش چه تأثیری بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی می‌گذارد؛ بنابراین شکاف درخور توجهی در ادبیات موجود وجود دارد که این پژوهش به دنبال پرکردن آن است. بنابراین این پژوهش به گونه‌ای طراحی شده است تا مشکلات و محدودیت‌های مشاهده‌شده در پژوهش‌های پیشین را رفع کند و به پرسش‌های ذیل پاسخ دهد؛ آیا تورم و سرمایه در گردش بر عملکرد مالی تأثیر می‌گذارد؟ در صورتی که سرمایه در گردش یک شرکت مثبت (منفی) باشد، آیا افزایش در سرمایه در گردش اثری منفی (مثبت) بر عملکرد مالی دارد؟ آیا سطوح مختلف سرمایه در گردش بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی تأثیر می‌گذارد؟

مبانی نظری پیشینه و فرضیه‌های پژوهش

تورمی‌بودن اقتصاد کشور طی سال‌های اخیر و آثار آن بر بنگاههای اقتصادی باعث ایجاد مشکلاتی در تصمیمات و پیش‌بینی‌های اقتصادی شده است؛ به گونه‌ای که تورم به یکی از مسائل اصلی در اقتصاد تبدیل شده است. تورم اثرات جانبی منفی بر بنگاههای اقتصادی تحمیل می‌کند و پیداکردن نمونه‌هایی از این ناکارآمدیی‌ها، دست‌کم در سطح نظری، کار چندان مشکلی نیست [30]؛ برای مثال، فشارهای ناشی از تورم، دارایی‌های واحدهای تجاری را بی‌ارزش می‌کند و باعث می‌شود شرکت‌ها به‌طور چشمگیری موجودی خود را برای به حداقل رساندن خطر تورم و انجام قراردادهای طولانی‌مدت افزایش دهند؛ درنتیجه ‌آنها با کاهش نقدینگی و افزایش سرمایه در گردش روبه‌رو می‌شوند. همچنین، هنگامی که تورم به سطح خاصی می‌رسد، وخامت اوضاع اقتصادی در سطح کلان باعث می‌شود دولت‌ها محدودیت بیشتری بر اقتصاد اعمال کنند. این سیاست‌های انقباضی دولت‌ها باعث بیشترشدن نرخ بهره و سپرده‌های بانکی می‌شود که به‌نوبۀخود باعث تغییر در هزینه‌های مالی و سودآوری واحدهای تجاری می‌شود [50]. در همین راستا، تعدادی زیادی از اقتصادانان، دانشگاهیان و نهادهای حرفه‌ای تلاش کرده‌اند تورم را تعریف کنند؛ اما هنوز تعریف جهانی و روشنی از تورم وجود ندارد و برای تورم تعاریف متعددی وجود دارد؛ اما معمول‌ترین تعریف از تورم شایان توجه در بین بیشتر اقتصادانان، عبارت است از افزایش مداوم در قیمت کالاها و خدمات. در این تعریف عمومی از تورم فرض بر این است که قیمت‌ها در تمام بخش‌های اقتصادی افزایش یافته‌اند [24].

تورم با تأثیر بر تصمیمات و پیش‌بینی‌های اقتصادی سرمایه‌گذاران و واحدهای تجاری می‌تواند تأثیر درخور توجهی بر عملکرد مالی بگذارد [24]؛ بدین ترتیب که تورم، بیشتر باعث نااطمینانی دربارۀ عملکرد آتی پروژه‌های سرمایه‌گذاری (به‌ویژه هنگامی که تورم بالا است و این تورم بالا با تنوع قیمت‌ها همراه باشد) ‌می‌شود. نااطمینانی دربارۀ عملکرد آتی پروژه‌های سرمایه‌گذاری به سرمایه‌گذاری محافظه‌کارانه‌تر، نسبت به شرایط غیرتورمی و درنهایت به کاهش سطح سرمایه‌گذاری و سودآوری منجر می‌‌شود [30]؛ اما به‌طور خاص، انگوس [14] بیان می‌کند تورم به چهار شیوه بر عملکرد مالی واحد تجاری تأثیر می‌گذارد؛ نخست، با تغییر در هزینه‌های وجوه نقدی واحد تجاری که برای تأمین مالی، کسب‌وکار استفاده می‌شود؛ دوم، افزایش در هزینه‌های نیروی کار، مواد اولیه و قیمت تمام‌شدۀ تولیدات واحد تجاری؛ سوم، تأثیرگذاشتن بر هزینه‌های مالیات پرداختنی و چهارم، تغییر در سطوح تقاضا.

یکی از نخستین مطالعات در زمینۀ تأثیر تورم بر عملکرد مالی واحدهای تجاری، مطالعۀ فیشر است که تأثیر فیشر برای توضیح‌دهندگی رابطۀ بین تورم و نرخ بازده دارایی‌ها شناخته شده است. اثر فیشر برای یک دورۀ چهل‌ساله از 1930 تا 1970 باقی ماند و این نظریه را مطرح می‌کند که ارزش دارایی‌ها در حضور تورم باقی می‌ماند و دارایی‌ها ارزش‌های خود را در مواجهه با تورم از دست نمی‌دهند [13].

در همین راستا، پژوهش‌ها و نظریه‌های پیشین دربارۀ تأثیر تورم بر عملکرد مالی به دو گروه تقسیم می‌شود؛ پژوهش‌هایی که بیان می‌کنند بین تورم و سودآوری رابطه‌ای مستقیم (معکوس) وجود دارد و تورم تأثیری مطلوب (زیان‌بار) بر عملکرد مالی واحدهای تجاری دارد (برای مثال، های‌بند و اسمیت، [32]؛ آقایی و کاظم‌پور، [13]؛ چی‌اما، آدانما و کلمنتینا، [25]) و پژوهش‌هایی که بیان می‌کنند بین تورم و سودآوری رابطه‌ای آستانه‌ای وجود دارد که مدل‌های غیرخطی شناخته می‌شوند (مانند ازاریدز و اسیمت، [15]؛ بوید، لیوینی اسمیت، [20]؛ میلر و بنجامین؛ [42]). این گروه از پژوهش‌ها بر این موضوع تأکید می‌کنند هنگامی که نرخ تورم به بیش از سطح خاصی (بحرانی) برسد، تورم بر نقدینگی و دارایی‌ها تأثیر منفی می‌گذارد و اثر فیشر از بین می‌رود و افت گسسته در عملکرد مالی واحدهای تجاری به وجود می‌آید؛ به گونه‌ای که باعث سهمیه‌بندی در تخصیص منابع و اعتبارات می‌شود. مدل‌های ارائه‌شده در پژوهش‌های گروه دوم، بیشتر بر پیش‌بینی نرخ آستانۀ اول از تورم تأکید دارند [20]؛ برای مثال، میلر و بنجامین [42] استدلال می‌کنند نرخ ایدئال تورم بین 2 تا 9 درصد است و در این سطح از تورم، بین تورم و عملکرد مالی رابطه‌ای مثبت وجود دارد؛ در حالی که اگر نرخ تورم بیشتر از 10 درصد و دو رقمی شود، تورم بر ایجاد انگیزۀ اقتصادی سرمایه‌گذاران و درنتیجه، سودآوری بنگاههای اقتصادی تأثیر منفی می‌گذارد و بین تورم و عملکرد مالی رابطه‌ای منفی به وجود می‌آید. هرچند مدل‌های پیشنهاده‌شده دیگری نیز وجود دارد که حاکی از وجود یک آستانۀ دوم از تورم است [22،21]؛ اما برجسته‌ترین آستانۀ نرخ تورم، آستانۀ اول است و تورم بعد از آستانۀ اول، تأثیر اضافی دیگری بر عملکرد مالی نمی‌گذارد. به عبارتی دیگر، افزایش در نرخ تورم بعد از آستانۀ اول باعث تغییر جهت دیگری در رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی نمی‌شود.

به‌طور کلی بیشتر پژوهش‌های اخیر در حوزۀ تورم (مانند بوید و همکاران [20]؛ آقایی و کاظم‌پور [13]؛ چی‌اما و همکاران [24]؛ مان و جانگ [43]؛ نمازی و رضایی [11])، بر تأثیر تورم بر عملکرد مالی و نقش تورم در تصمیمات سرمایه‌گذاری سرمایه‌گذاران و تصمیمات مدیران برای استفاده مؤثر و کاراتر از منابع تأکید دارند و نگرش اصلی آنها این است که مقدار کمی افزایش در قیمت‌ها (تورم کم) باعث ایجاد انگیزه در تولیدکنندگان و سرمایه‌گذاران می‌شود تا سرمایه‌گذاری‌های بیشتری انجام دهند و سود بیشتری کسب کنند؛ اما نکتۀ اصلی و نهفته در رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی این است که تورم در کشورهای مختلف تا چه سطحی بر تصمیمات سرمایه‌گذاران تأثیر مثبت می‌گذارد و باعث رشد و سودآوری می‌شود [25]؛ از این رو برای بررسی تأثیر تورم بر عملکرد مالی، فرضیۀ اول پژوهش به‌صورت زیر تدوین شده است.

فرضیۀ اول: افزایش در تورم باعث افزایش عملکرد مالی می‌شود؛ اما بعد از رسیدن تورم به سطح خاصی، افزایش در تورم باعث کاهش عملکرد مالی می‌شود.

سرمایه در گردش مابه‌التفاوت دارایی‌های جاری و بدهی‌های جاری تعریف می‌شود و بیشتر از اجزای آن برای اندازه‌گیری چرخۀ عملیاتی و سطح نقدینگی استفاده می‌شود [34]. براساس مبانی نظری، سرمایه در گردش از دو بخش نقدی (وجه نقد و معادل وجه نقد) و غیرنقدی (حساب‌های دریافتنی، موجودی‌ها، حساب‌های پرداختنی و سایر دارایی‌ها و بدهی‌های جاری غیرنقدی) تشکیل شده است که به‌طور هم‌زمان نشان‌دهندۀ دو جنبۀ عملیاتی و نقدینگی سرمایه در گردش‌اند که با هم ترکیب می‌شوند تا عملکرد یک واحد تجاری را نشان دهند؛ از این رو مدیریت سرمایه در گردش، یکی از عناصر بسیار مهم در استراتژی‌های واحدهای تجاری است.

مدیریت سرمایه در گردش کارا بیشتر توانایی کنترل مؤثر و کارآمد دارایی‌های جاری و بدهی‌های جاری تعریف می‌شود؛ به گونه‌ای که واحد تجاری بازگشت دارایی را به حداکثر و پرداخت بدهی را به حداقل برساند و هدف از آن، بهبود جریان‌های نقدی، سودآوری و درنهایت افزایش ارزش واحد تجاری است [43].

مدیریت سرمایه در گردش کارا به‌ویژه در بخش تولید، بخش مهم و عمده از دارایی‌های جاری، امری ضروری است [31]؛ زیرا مدیریت سرمایه در گردش کارا در این بخش می‌تواند ادامۀ فعالیت واحد تجاری را تضمین کند. درواقع اهمیت مدیریت سرمایه در گردش کارا از این حقیقت سرچشمه می‌گیرد که مدیریت سرمایه در گردش به‌طور مستقیم بر نقدینگی و سودآوری واحدهای تجاری تأثیر می‌گذارد [46]؛ بنابراین اگر به‌صورت کارآمد مدیریت نشود، احتمال ورشکستگی برای واحدهایی که در معرض مدیریت نادرست سرمایه در گردش قرار دارند، با وجود سودآوری مثبت افزایش می‌یابد [35]. به همین ترتیب مدیریت سرمایه در گردش برای واحدهای تجاری در زمان‌های خوب یا حتی نامشخص شرایط اقتصادی، بسیار مهم است و کافی‌نبودن دارایی‌های جاری ممکن است مانع‌ دست‌یابی واحدهای تجاری به حفظ عملیات اصلی یا حتی خطر ورشکستگی شود [28]؛ با وجود این، سرمایه در گردشِ بیش از حد نیز برای سودآوری یک واحد تجاری زیان‌بار است [18]؛ درنتیجه اهمیت مدیریت سرمایه در گردش امری انکارناپذیر است و داشتن مقدار مناسبی از سرمایه در گردش در زمان مناسب برای انجام عملیاتی کارآمد و مقابله با شرایط تورمی، مالی ضعیف و افزایش نااطمینانی امری حیاتی برای هر واحد اقتصادی است [43].

بررسی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر عملکرد مالی در بازارهای مختلف، موضوع جذابی است که پژوهشگران بسیاری را به خود جلب کرده است و مطالعات متعددی در این حوزه انجام شده‌اند [17،26،47].

پژوهش‌های پیشین دربارۀ تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر عملکرد مالی، بیشتر از معیار چرخه تبدیل وجه نقد (یکی از معیارهای سرمایه در گردش که به مدت زمان تبدیل حساب‌های دریافتنی، موجودی‌ها و حساب‌های پرداختنی به وجه نقد اشاره دارد) استفاده کرده‌اند و بیان می‌کنند نتیجۀ مدیریت سرمایه در گردش کارا، چرخۀ تبدیل وجه نقد کوتاه‌تر و دردسترس بودن سریع جریان‌های نقدی و درنتیجه، عملکرد مالی بهتر است [46]. در همین راستا، مطالعات پیشین به دو نوع رابطه بین اجزا چرخۀ تبدیل وجه نقد و عملکرد مالی اشاره می‌کنند. نخستین گروه، پژوهش‌هایی است که نوعی رابطۀ خطی (معنادار یا غیرمعنادار) بین اجزا چرخۀ تبدیل وجه نقد و سودآوری را شناسایی کرده‌اند و بیان می‌کنند بین چرخۀ تبدیل وجه نقد و عملکرد مالی رابطه‌ای مستقیم (معکوس) وجود دارد [46،6]. گروه دوم، پژوهش‌هایی است که به رابطۀ غیرخطی و U شکل وارونه بین چرخۀ تبدیل وجه نقد شرکت‌ها و عملکرد مالی اشاره می‌کنند؛ بدین معنا که با افزایش چرخۀ تبدیل وجه نقد، در ابتدا سودآوری واحدهای تجاری افزایش می‌یابد؛ اما از یک نقطۀ خاص به بعد، این رابطه، تغییر و با افزایش چرخۀ تبدیل وجه نقد، سودآوری کاهش می‌یابد [17،41].

هرچند یافته‌های پژوهش‌های پیشین برای بسیاری از واحدهای تجاری و صنایع دارای محدودیت‌های ‌مالی می‌تواند بسیار مفید و سودمند باشد، پژوهش‌های پیشین، بیشتر از چرخۀ تبدیل وجه نقد و معیارهای سنتی برای اندازه‌گیری سرمایه در گردش استفاده کرده‌اند و عوامل بسیار مؤثر بر مدیریت سرمایه در گردش را در نظر نگرفته‌اند؛ برای مثال، اگر یک واحد تجاری با چرخۀ تبدیل وجه نقد کوتاه دارای نقدینگی زیاد باشد، رابطۀ بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد مالی آن واحد تجاری، مشابه با یک واحد تجاری با نگهداشت نقدینگی کمتر نیست. علاوه بر این، سرمایه در گردش، تنها از حساب‌های دریافتنی، موجودی‌ها و حساب‌های پرداختنی تأثیر نمی‌گیرد؛ بلکه سرمایه در گردش به‌طور هم‌زمان نشان‌دهندۀ دو جنبۀ عملیاتی و نقدینگی یک واحد تجاری است و جنبه‌های عملیاتی و نقدینگی، معیارهایی از سرمایه در گردش‌اند که با هم ترکیب می‌شوند و سرمایه در گردش را تشکیل می‌دهند؛ بدین منظور و برای در نظر گرفتن شکل کامل‌تری از سرمایه در گردش که دربرگیرندۀ هر دو جنبۀ سرمایه در گردش یعنی جنبه‌های عملیاتی و نقدینگی باشد، در این پژوهش به جای چرخۀ تبدیل وجه نقد و معیارهای سنتی سرمایه در گردش که تنها به جنبۀ عملیاتی سرمایه در گردش می‌پردازند، از هر دو بخش نقدی (وجه نقد و معادل وجه نقد) و غیرنقدی (حساب‌های دریافتنی، موجودی‌ها، حساب‌های پرداختنی و سایر دارایی‌ها و بدهی‌های جاری غیرنقدی) سرمایه در گردش که هر دو جنبۀ عملیاتی و نقدینگی سرمایه در گردش را در بر می‌گیرد، برای بررسی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش استفاده شده است؛ از این رو برای بررسی تأثیر سرمایه در گردش بر عملکرد مالی، فرضیۀ دوم پژوهش به‌صورت زیر تدوین شده است.

فرضیۀ دوم: افزایش سرمایه در گردش باعث افزایش عملکرد مالی می‌شود؛ اما بعد از رسیدن سرمایه در گردش به سطح بهینه، افزایش سرمایه در گردش باعث کاهش عملکرد مالی می‌شود.

واحدهای تجاری ممکن است همواره برای رسیدن به سطحی از سرمایه در گردش و حداکثرکردن ارزش آنها تلاش کنند. با وجود این، سطح مطلوبی از سرمایه در گردش برای واحدهای مختلف متفاوت است [28]؛ برای مثال، واحد تجاری را در نظر بگیرید که دارای یک سرمایه در گردش مثبت باشد، افزایش بیش از حد سرمایه در گردش برای این واحد باعث بلندترشدن دورۀ سرمایه در گردش می‌شود. این در حالی است که چنین حالتی برخلاف اهداف مدیریت سرمایه در گردش کارا است که بیان می‌کند کوتاه‌تربودن دورۀ سرمایه در گردش برای افزایش سودآوری مهم است [43]. سرمایه در گردش کوتا‌ه‌تر، وصول سریع حساب‌های دریافتنی، دورۀ گردش موجوی کوتاه‌تر و تأخیر در پرداخت حساب‌های پرداختنی را نشان می‌دهد و با سودآوری بالا همبستگی مستقیم دارد؛ بنابراین افزایش بیش از حد سرمایه در گردش می‌تواند برای سودآوری واحدهای تجاری دارای سرمایه در گردش مثبت، زیان بار باشد [18]. درمقابل، واحد تجاری را در نظر بگیرید که دارای سرمایه در گردش منفی ‌باشد، افزایش سرمایه در گردش برای چنین واحدی امری ضروری است؛ زیرا مشکل سرمایه در گردش منفی ممکن است، مانع‌ دست‌یابی شرکت‌ برای حفظ عملیات اصلی یا حتی خطر ورشکستگی شود [28]؛ درنتیجه می‌توان بیان کرد افزایش بیش از حد سرمایه در گردش برای واحدهای تجاری دارای سرمایه در گردش مثبت، می‌تواند باعث کاهش سودآوری آنها می‌شود؛ در حالی که افزایش سرمایه در گردش برای واحدهای دارای سرمایه در گردش منفی، می‌تواند باعث افزایش سودآوری آنها شود.

همچنین با توجه به بخش‌های پیشین، گروهی از پژوهش به نوعی رابطۀ غیرخطی بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی اشاره می‌کنند؛ اما این پژوهش‌ها هیچ دلیل قانع‌کنند‌ه‌ای برای این رابطه ارائه نمی‌کنند؛ در حالی که چنین رابطه‌ای تنها در صورتی غیرخطی است که اثرات سرمایه در گردش برای واحدهای تجاری با سطوح مختلف سرمایه در گردش بر عملکرد مالی یکسان نباشد. به بیانی دیگر، رابطۀ بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی، تنها در شرایطی غیرخطی است که شرکت دارای سرمایه در گردش مثبت، افزایش سرمایه در گردش باعث کاهش سودآوری آن شود و شرکت دارای سرمایه در گردش منفی، افزایش سرمایه در گردش باعث افزایش سودآوری آن شود؛ از این رو برای ارائۀ درک بهتر از مدیریت سرمایه در گردش، فرضیۀ سوم و چهارم پژوهش به‌صورت زیر تدوین شده‌اند.

فرضیۀ سوم: اگر سرمایه در گردش یک واحد تجاری مثبت باشد، افزایش سرمایه در گردش، تأثیری منفی بر عملکرد مالی دارد.

فرضیۀ چهارم: اگر سرمایه در گردش یک واحد تجاری منفی باشد، افزایش سرمایه در گردش، تأثیری مثبت بر عملکرد مالی دارد.

آشفتگی‌های مالی و تورم‌های سال‌های اخیر در کشور باعث شده است بسیاری از واحدهای تجاری با کاهش سودآوری مواجه شوند؛ بدین ترتیب که برخی از واحدهای تجاری به‌طور مستقیم از شرایط مالی سخت‌تر، محدودیت در مقدار استقراض، کاهش قدرت خرید و کاهش ارزش دارایی‌ها و گروهی دیگر، به‌طور غیرمستقیم و از افزایش هزینه‌ها تأثیر گرفته‌اند. با در نظر گرفتن اثرات مخرب تورم، سؤال این است که اگر سطوح بالای تورم می‌تواند بر عملکرد مالی یک واحد تجاری اثر مخرب داشته باشد، چگونه می‌توان با شرایط تورمی مقابله کرد یا دست‌کم اثرات مخرب این پدیده را کاهش داد. بدیهی است واحد‌های تجاری نمی‌توانند تورم را کاهش دهند؛ زیرا کاهش تورم به ماهیت و ساختار اقتصادی یک کشور بستگی دارد. در این زمینه شواهد نشان می‌دهند مدیریت سرمایه در گردش کارا سازوکاری است که بر عملکرد مالی در شرایط تورمی تأثیر می‌گذارد [28]. در همین راستا، اپلر و همکاران [45] بیان می‌کنند مدیریت سرمایه در گردش همواره عامل تعادل بین شرایط تورمی و سودآوری است و مدیریت سرمایه در گردش کارآمد برای مقابله شرکت‌ها در شرایط تورمی و افزایش نااطمینانی امری ضروری است.

درحقیقت پژوهشگران این حوزه چنین بیان می‌کنند که به سبب اینکه مدیریت سرمایه در گردش با دارایی‌ها و بدهی‌ها سروکار دارد، واحدهای تجاری نه‌تنها با عملیات اصلی، با استفاده از مدیریت سرمایه در گردش بهینه نیز می‌توانند عملکرد مالی را بهبود بخشند؛ با وجود این، شناسایی و حفظ سطح بهینه از سرمایه در گردش در شرایط تورمی، کار چندان آسانی نیست [43]؛ زیرا سطوح سرمایه در گردش برای شرایط اقتصادی و عوامل خاص یک واحد تجاری مانند اندازه، سودآوری و ... متفاوت است و تغییرات در سطوح تورم نیز تأثیرات متفاوتی بر عملکرد مالی واحدهای تجاری دارد. به بیان دیگر، رابطۀ آستانه‌ای توضیح داده شده در بخش‌های پیشین بین تورم و عملکرد مالی نمی‌تواند برای شرکت دارای سرمایه در گردش مثبت با شرکت دارای سرمایه در گردش منفی، یکسان باشد؛ از این رو برای بررسی تأثیر سطوح مختلف سرمایه در گردش بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی، فرضیۀ پنچم و ششم پژوهش به‌صورت زیر تدوین شده‌اند.

فرضیۀ پنجم: اگر سرمایه در گردش یک واحد تجاری مثبت باشد، بین تورم و عملکرد مالی، رابطه‌ای غیرخطی و معنادار وجود دارد.

فرضیۀ ششم: اگر سرمایه در گردش یک واحد تجاری منفی باشد، بین تورم و عملکرد مالی، رابطه‌ای غیرخطی و معنادار وجود ندارد.

در راستای بررسی پیشینۀ پژوهش، هرچند مطالعاتی تلاش کرده‌اند تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر عملکرد مالی را بررسی کنند، بیشتر پژوهش‌های پیشین از چرخۀ تبدیل وجه نقد و معیارهای سنتی سرمایه در گردش که تنها به جنبۀ عملیاتی سرمایه در گردش می‌پردازد، برای سنجش مدیریت سرمایه در گردش استفاده کرده‌اند. در همین راستا، با وجود شرایط تورمی کشور، مطالعات اندکی تأثیر تفاوت در سطوح مختلف سرمایه در گردش را بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی بررسی کرده‌اند. همچنین بیشتر پژوهش‌های انجام‌شدۀ داخلی در حوزۀ تورم تلاش کرده‌اند تا نوعی رابطۀ خطی بین تورم و عملکرد مالی را شناسایی کنند و در زمینۀ بررسی روابط غیرخطی، پژوهش‌های اندکی در این حوزه صورت گرفته است. مطابق با دیدگاه یادشده، شین و سوینن [47] بیان می‌کنند رابطۀ معکوس و معنادار قوی بین چرخۀ عملیاتی و سودآوری در صنایع ایالات متحده آمریکا وجود دارد. دلوف [26] برای شرکت‌های بلژیکی، لازاریدیس و ترای فوندیس [39] برای شرکت‌های یونانی و گارکیا و مارتینز [29] برای شرکت‌های اسپانیایی به‌ترتیب این رابطۀ معکوس را تأیید کردند. با وجود این، گروهی از پژوهش‌ها اختلافات شایان توجهی را در نتایج مربوط به تأثیر اجزای سرمایه در گردش مانند دورۀ وصول حساب‌های دریافتنی، دورۀ پرداخت حساب‌های پرداختنی و دورۀ گردش موجودی‌ها بر سودآوری نشان می‌دهند؛ برای مثال، دلوف [26] رابطه منفی و معنادار بین دورۀ پرداخت حساب‌های پرداختی و سودآوری گزارش می‌کند؛ در حالی که گارکیا و مارتینز [29] به این نتیجه رسیدند رابطۀ معناداری بین دورۀ پرداخت حساب‌های پرداختی و سودآوری وجود ندارد. بوید و همکاران [20] در حوزۀ تورم و تأثیر آن بر عملکرد مالی به این نتیجه رسیدند بین نرخ تورم و سودآوری شرکت‌ها رابطۀ U شکل وارونه وجود دارد. به عبارت دیگر، رابطۀ بین تورم و سودآوری در ابتدا مثبت است؛ اما از یک نقطۀ بحرانی به بعد، این رابطه تغییر می‌یابد و منفی می‌شود. همچنین نتایج پژوهش آنها نشان دادند در کشورهای با نرخ تورم بالا، آستانۀ نرخ تورم 15 درصد است و نرخ تورم بیشتر از 15 درصد تأثیر منفی بر عملکرد مالی دارد. میلر و بنجامین [42] دریافتند در سطوح پایینی از تورم، رابطۀ بین تورم و سودآوری مثبت است؛ اما از یک نقطۀ خاص به بعد این رابطه تغییر می‌یابد و منفی می‌شود. نتایج پژوهش آنها نشان دادند نرخ ایدئال تورم بین 2 تا 9 درصد است و در این سطح از تورم، رابطۀ بین تورم و سودآوری مثبت است و نرخ تورم در سطوح بیشتر از این مقدار، تأثیری معکوس بر عملکرد مالی دارد. چی‌اما و همکاران [25] نشان دادند بین نرخ تورم و عملکرد مالی، رابطۀ خطی و معکوس وجود دارد؛ بدین ترتیب که افزایش تورم باعث کاهش سودآوری می‌شود. به‌طور خاص، بانوس و همکاران [17] با استفاده از معیاری چرخۀ تبدیل وجه نقد به‌عنوان معیاری برای اندازه‌گیری مدیریت سرمایه در گردش، به این نتیجه رسیدند واحدهای تجاری، زمانی که دارای چرخۀ تبدیل وجه نقد بیش از حد کوتاه‌اند، باید سرمایه‌گذاری در موجودی‌ها و حساب‌های دریافتنی را افزایش دهند تا در زمان‌های فروش زیاد، به چرخۀ متعادل دست یابند. به بیان دیگر، زمانی که مخرج کسر چرخۀ تبدیل وجه نقد (فروش) بزرگ است، می‌توان با سرمایه‌گذاری در صورت کسر (حساب‌های دریافتنی و موجودی‌ها) و افزایش آن، به چرخه‌ای متعادل دست یافت؛ بنابراین مدیران باید در پی پیداکردن و حفظ سطح بهینه از حساب‌های دریافتنی، موجودی‌ها و حساب‌های پرداختنی باشند تا بتوانند هم دارای چرخۀ تبدیل وجه نقد متعادل باشند و هم سودآوری شرکت خود را حداکثر کنند. در همین راستا، وازیوزمن [51] بیان می‌کند مدیریت سرمایه در گردش کارا، ارزش شرکت‌های دارای محدودیت‌های مالی را نسبت به شرکت‌های فاقد محدودیت مالی، بیشتر افزایش می‌دهد. مان و جانگ [43] و مهمت و الاکاک [41] به این نتیجه رسیدند سطح بهینه‌ای از سرمایه در گردش وجود دارد که در آن سودآوری واحدهای تجاری به حداکثر می‌رسد و در این سطح مطلوب، هزینه‌ها و منافع متوازن‌اند. سلیک و بیلن [23] دریافتند تورم طی سال‌های مختلف تأثیرات مثبت و منفی بر سرمایه در گردش دارد و روند تأثیرگذاری متغیرهای کلان اقتصادی در سال‌های مختلف متفاوت است. ترن، ابوت و یاپ [49] نشان دادند مدیران واحدهای تجاری با کاهش دورۀ وصول مطالبات، دورۀ گردش موجودی‌ها و دورۀ پرداخت حساب‌های پرداختنی می‌توانند به سطح مطلوبی از سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش دست یابند و سودآوری واحد تجاری را افزایش دهند. جاکپار و همکاران [33] با استفاده از چرخۀ تبدیل وجه نقد به‌عنوان معیاری برای سنجش مدیریت سرمایه در گردش، به این نتیجه رسیدند چرخۀ تبدیل وجه نقد، تأثیر معناداری بر سودآوری ندارد؛ در حالی که سین قانیا و مهتا [48] و نوفازیل و فاروق [44] رابطه‌ا‌ی غیرخطی بین چرخۀ تبدیل وجه نقد و سودآوری واحدهای تجاری شناسایی کردند. ستایش و منصوری [6] با استفاده از معیارهای سنتی سرمایه در گردش رابطۀ بین مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری را بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند رابطه‌ا‌ی منفی و معنادار بین دورۀ وصول مطالبات، دورۀ گردش موجودی‌ها و نقدینگی با سودآوری وجود دارد؛ اما رابطۀ معناداری بین دورۀ پرداخت حساب‌های پرداختنی و سودآوری وجود ندارد. رضایی و نمازی [4] دریافتند در گروه صنایع خودرو و ماشین‌آلات، نرخ تورم تأثیری مستقیم بر پایداری سود دارد. به بیان دیگر، افزایش در نرخ تورم باعث افزایش پایداری سود می‌شود. سپاسی، اسمعیلی کجانی و صفی خانی [7] برای اندازه‌گیری مدیریت سرمایه در گردش از چرخـة عملیـاتی استفاده کردند و به این نتیجه رسیدند هنگامی که چرخـة عملیـاتی افـزایش یابـد، میـزان وجـه نقـد نگهداری‌شدۀ واحدهای تجاری کاهش می‌یابد؛ با وجود این، هنگـامی کـه چرخـة عملیـاتی بـه سطح خاصی برسد، میزان نگهداشت وجه نقد واحدهای تجاری تغییر نمی‌کند. نتایج پژوهش یوسف‌زاده و اعظمی [12] نشان دادند بین چرخۀ تبدیل وجه نقد و سودآوری شرکت‌ها رابطۀ معکوس وجود دارد. همچنین نتایج آنها نشان دادند از میان اجزای عملیاتی سرمایه در گردش، دورۀ وصول مطالبات و دورۀ پرداخت بدهی‌ها رابطه‌ا‌ی معکوس با سودآوری دارند؛ در حالی که دورۀ گردش موجودی‌ها رابطه‌ای مستقیم با سودآوری دارد. عباس‌زاده، پایدارمنش و خرمی [9] به این نتیجه رسیدند بین تورم و نگهداشت وجه نقد رابطۀ معکوس و معناداری وجود دارد؛ اما تغییرات در چرخۀ عملیاتی تأثیر معناداری بر نگهداشت وجه نقد ندارد. سپاسی، حسنی و سلمانیان [8] برای اندازه‌گیری عملکرد مالی از نسبت Q استفاده کردند و نشان دادند مدیریت سرمایه در گردش نقش مهمی در بهبود عملکرد واحدهای تجاری دارد؛ تا جایی که واحدهای تجاری می‌توانند با کاهش چرخۀ عملیاتی برای خود ارزش‌آفرینی کنند.

روش پژوهش

پژوهش حاضر ازنظر هدف، کاربردی و بر مبنای روش، از نوع همبستگی با رویکرد رگرسیونی است که در آن برای آزمون مدل‌های پژوهش از تحلیل رگرسیون چندمتغیرۀ مبتنی بر داده‌های ترکیبی استفاده شده است. جامعۀ آماری پژوهش حاضر شامل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران است که کلیۀ شرایط ذیل را دارا باشند.

1) تا پایان اسفندماه سال 1386 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده و سال مالی آن‌ منتهی به پایان اسفندماه باشد؛

2) به دلیل ماهیت متفاوت، جزء مؤسسه‌های مالی، سرمایه‌گذاری و بانک‌ها نباشند؛

3) اطلاعات مالی مورد نیاز شرکت‌ها طی سال‌های 1387 تا 1396 دردسترس باشند.

پس از جمع‌آوری داده‌ها، تعداد 90 شرکت از جامعه مدنظر باقی مانده‌اند که در طی 10 سال بررسی‌شده درمجموع 900 سال - شرکت را در بر گرفت.

هدف از آزمون فرضیۀ اول پژوهش، بررسی تأثیر تورم بر عملکرد مالی است که بدین منظور مدل (1) به شرح زیر ارائه شده است.

(1)

در مدل بالا، ROA نرخ بازده دارایی‌ها، π نرخ تورم، کنترل اثرات زمان، کنترل اثرات ثابت و X بردار متغیرهای کنترلی است؛ اما همان‌گونه که در بخش مبانی نظری بیان شد برخی از الگوهای نظری و تجربی، شواهدی از وجود رابطۀ غیرخطی را بین تورم و عملکرد مالی ارائه می‌کنند؛ بدین معنا که سطوح آستانه‌ای از تورم وجود دارد که نحوۀ اثرپذیری عملکرد مالی از تورم، قبل و بعد از این سطوح متفاوت خواهد بود. به بیان دیگر، در دامنه‌ای از سطوح آستانه‌ای ممکن است اثر تورم بر عملکرد مالی، منفی و در دامنه‌ای دیگر، این اثر، مثبت یا خنثی باشد؛ از این رو به‌منظور آزمون وجود اثرهای آستانه‌ای در رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی و با الگوبرداری از پژوهش‌هایی مانند خان و سن‌حاجی [36]؛ کریمر، بیک و نوتز [38] و دارکر، کومیس و هرناندز [27] مدل (2) به شرح زیر برآورد شده است.

(2)

در مدل بالا، ROA نرخ بازده دارایی‌ها، کنترل اثرات زمان، اثرات ثابت، نرخ تورم در سال t، نرخ آستانه‌ای تورم و متغیر مجازی است که برای مقادیر تورم بالاتر از عدد 1 و در غیر این صورت عدد 0 تعلق می‌گیرد. و توابع نمایشی هستند که اگر عبارت داخل پرانتز درست باشد، عدد 1 و در غیر این صورت عدد 0 تعلق می‌گیرد و X همان بردار متغیرهای کنترلی تصریح‌شده در مدل (1) است. سطوح آستانه‌ای تورم، نقاطی‌اند که در آن، تورمْ آثار متفاوتی بر عملکرد مالی می‌گذارد. اگر این سطوح مشخص باشند، می‌توان مدل را با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) برآورد کرد؛ اما مقادیر آستانه‌ای تورم در مدل (2) نامشخص‌اند، بنابراین تخمین مدل (2) عملاً با روش حداقل مربعات معمولی (OLS) امکان‌پذیر نیست و مقادیر سطوح آستانه‌ای باید با استفاده از سایر پارامترهای الگو برآورد شوند. همچنین، به سبب اینکه متغیر به‌صورت غیرخطی در مدل گنجانده است (به دلیل ماهیت غیرخطی متغیرهای سطوح آستانه‌ای و مشتق‌ناپذیری تابع نسبت به آنها)، استفاده از تکنیک‌های جستجو به‌کاررفته در روش حداقل مربعات غیرخطی NLLS نیز با محدودیت مواجه می‌شود [36]؛ بنابراین لازم است ابتدا ساختار سطوح آستانه‌ای، مقادیر و تعداد آنها برآورد شوند که بدین منظور از روش حداقل مربعات شرطی (CLS) برای تخمین مدل (2) استفاده شده است. در این روش ابتدا دامنه‌ای از نرخ‌های تورم برای جستجوی سطوح آستانه‌ای مشخص می‌شود و سپس برای هر سطح از یک مرتبه مدل (2) با استفاده از روش OLS برآورد می‌شود که در هر مرتبه از تخمین مدل، و مجموع مربعات خطا (SSR) محاسبه خواهند شد؛ از این رو به تعداد های موجود در دامنۀ جستجو، مدل (2) برآورد شد و به همین تعداد و SSR برآورد خواهد شد. درنهایت نرخ تورمی، سطوح آستانه‌ای تورم در نظر گرفته می‌شود تا به‌ازای آن بالاترین میزان یا کمترین میزان SSR حاصل شود. در همین راستا، اگر مدل (2) به شکل ماتریسی ارائه شود، شکل ماتریسی آن به شرح مدل (3) خواهد شد [36،27].

(3)

در مدل بالا برداری از پارامترها و X ماتریس متناظر متغیرهای مستقل و و به‌ترتیب بالاترین و پایین‌ترین میزان نرخ تورم در دامنه جستجو هستند. برای هر مجموعه از ( ) سطح آستانه تورم جایی است SSE کمترین یا ا بیشترین باشد. درخور ذکر است بردار ضرایب به این دلیل اندیس گرفته است که وابستگی آن را به سطوح آستانه‌ای تورم نشان دهد که در دامنه ( ) قرار دارند؛ بنایراین اگر SSE(π) و به‌ترتیب مجموع مجذور خطا و ضریب تعیین در نرخ تورم π باشند، نرخی از تورم به‌عنوان سطح آستانه‌ای انتخاب می‌شود که دارای حداقل SSE(π) یا حداکثر باشد. به بیان دیگر، ابتدا برای هر آستانه از تورم مدل (2) به روش حداقل مربعات معمولی برآورد می‌شود، سپس مجموع مجذورات خطا به‌صورت تابعی از ها به دست می‌آید. حداقل مربعات برآوردی از با انتخاب مقداری از به دست می‌آید که مجموع مجذورات خطا را حداقل می‌کند. تابع های برآوردی به شرح رابطه (1) است.

رابطه (1)

در رابطۀ بالا SSE(π) مجموع مجذورات خطا است؛ اما پس از تعیین سطوح آستانه‌ای تورم به روش حداقل مربعات شرطی، بررسی این موضوع اهمیت ویژه‌ای دارد که آیا سطوح آستانه‌ای تورم از لحاظ آماری معنادارند یا خیر. ساده‌ترین شیوه برای بررسی معناداربودن اثرات آستانه‌ای تورم محاسبه‌شده از با مدل (2)، استفاده از آزمون محدودیت خطی است؛ اما به سبب اینکه تحت فرضیۀ صفر، سطوح آستانه‌ای تعریف‌پذیر نیستند (شناسایی نشده‌اند)، استفاده از آمارۀ آزمون‌های کلاسیک مانند والد و آزمون نسبت درست‌نمایی (LRT) توزیع غیراستاندارد دارند [36]؛ بنابراین هانسن روش دو مرحله‌ای Bootstrap را پیشنهاد کرده است که بر اساس آن، در مرحلۀ نخست، مدل بدون سطح آستانه‌ای و در مرحلۀ دوم، مدل با فرض وجود یک سطح آستانه‌ای آزموده می‌شود و درنهایت آماره نسبت راست‌نمایی برای آزمون فرضیه به‌صورت رابطه (2) محاسبه می‌شود.

رابطه (2)

در رابطۀ بالا و به‌ترتیب مجموع مربعات خطا تحت فرضیۀ صفر و فرضیۀ مقابل است و انحراف معیار خطا تحت فرضیه مقابل است (فرضیۀ صفر بدون وجود سطح آستانه‌ای و فرضیۀ مقابل با وجود سطح آستانه‌ای است). به بیان دیگر، و به‌ترتیب مجموع مربعات خطا برای مدل (2) بدون وجود سطح آستانه‌ای و با وجود سطح آستانه‌ای است. نتایج حاصل از تعیین سطوح آستانه‌ای تورم و بررسی معناداری آن در نگاره 1 ارائه شده‌اند.

نگاره 1- نتایج حاصل از معناداریسطوح آستانه‌ای تورم

نمونه آماری	دامنه تورم	سطح آستانه‌ای	آماره LRT	مقادیر بحرانی	سطح معناداری
کل شرکت‌ها	{3،2،1،....،40}	14%	030/11	140/6	000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

نتایج ستون دوم در نگاره 1 نشان می‌دهند پایین‌ترین و بالاترین میزان نرخ تورم در دامنه 1 و 40 انتخاب شده است. نتایج ستون سوم نشان می‌دهند سطح آستانه‌ای تورم نرخ تورم 14 درصد است که بر مبنای مدل (2) دارای حداقل SSE(π) یا حداکثر است. نتایج ستون پنجم نشان می‌دهند مقدار آماره نسبت راست‌نمایی دارای سطح معناداری کمتر از 05/0 است؛ بنابراین سطح آستانه‌ای تورم برآوردشده، از لحاظ آماری معنادار است.

درنهایت پس از تعیین سطوح آستانه‌ای تورم و معناداربودن آن، برای بررسی رابطۀ غیرخطی بین تورم و عملکرد مالی از مدل (4) به روش داده‌های پانلی استفاده می‌شود.

(4)

در مدل بالا ROA نرخ بازده دارایی‌ها، π نرخ تورم، سطح آستانه‌ای تورم، و متغیرهای مجازی واردشده در مدل برای سطوح آستانه‌ای تورم‌اند که به‌ترتیب اگر و باشد، عبارت و عدد 1 و در غیر این صورت عدد 0 تعلق می‌گیرد، کنترل اثرات زمان، کنترل اثرات ثابت و X بردار متغیرهای کنترلی شامل اندازۀ شرکت، رشد دارایی‌ها و اهرم مالی است.

هدف از آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، بررسی تأثیر سرمایه در گردش بر عملکرد مالی است که بدین منظور از مدل (5) به شرح زیر استفاده می‌شود.

(5)

در مدل‌های بالا WCR سرمایه در گردش، WCR² توان دوم سرمایه در گردش، SIZE اندازۀ شرکت، GRO نرخ رشد دارایی‌ها، LEV اهرم مالی و بقیۀ متغیرها مشابه با مدل 1 است.

هدف از آزمون فرضیۀ سوم و چهارم پژوهش، بررسی تأثیر سطوح مختلف سرمایه در گردش بر عملکرد مالی است. بدین منظور جامعۀ آماری پژوهش به دو گروه تقسیم می‌شود؛ گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی. سپس از مدل (6) به‌منظور آزمون فرضیه سوم و چهارم پژوهش به شرح زیر استفاده می‌شود.

(6)

هدف از آزمون فرضیۀ پنجم و ششم پژوهش، بررسی تأثیر سرمایه در گردش بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی است. بدین منظور جامعۀ آماری پژوهش به دو گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و منفی تقسیم می‌شود. سپس مدل‌های ارائه‌شده در فرضیۀ اول برای هر یک از زیر گروهها برآورد می‌شود؛ بدین ترتیب که ابتدا مدل (2) برای هر یک از زیر گروهها برآورد می‌شود تا سطح آستانه‌ای تورم محاسبه شود، سپس با استفاده از روش دو مرحله‌ای Bootstrap معناداری سطح آستانه‌ای برآوردی بررسی می‌شود؛ نتایج آن در نگاره 2 ارائه شده‌اند و درنهایت مدل (4) برای هر یک از زیر گروهها به‌منظور بررسی تأثیر سرمایه در گردش بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی برآورد می‌شود.

نگاره 2- نتایج حاصل از معناداریسطوح آستانه‌ای تورم برای هر زیر گروه

نمونه آماری	دامنه تورم	سطح آستانه‌ای	آماره LRT	مقادیر بحرانی	سطح معناداری
سرمایه در گردش مثبت	{3،2،1،....،40}	17%	950/12	960/7	000/0
سرمایه در گردش منفی	{3،2،1،....،40}	10%	280/13	290/8	000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

نتایج حاصل از تعیین سطوح آستانه‌ای تورم و بررسی معناداری آن برای هر دو گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و منفی در نگاره 2 ارائه شده‌اند. نتایج ستون دوم نشان می‌دهند پایین‌ترین و بالاترین میزان نرخ تورم برای هر دو گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و منفی در دامنه 1 و 40 انتخاب شده است. نتایج ستون سوم نشان می‌دهند سطح آستانه‌ای تورم که بر مبنای مدل (2) دارای حداقل SSE(π) یا حداکثر است، برای شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت نرخ تورم 17 درصد و برای شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی 10 درصد است. نتایج ستون پنجم نشان می‌دهند مقدار آماره نسبت راست‌نمایی برای هر دو گروه شرکت‌ها دارای سطح معناداری کمتر از 05/0 است؛ بنابراین سطح آستانه‌ای تورم برآوردشده برای هر دو گروه، از لحاظ آماری معنادار است.

متغیر وابسته

متغیر وابسته در این پژوهش عملکرد مالی است. برای اندازه‌گیری عملکرد مالی همسو با پژوهش [27،42] از نرخ بازده دارایی‌ها (ROA) استفاده شده است. این نسبت یکی از شاخص‌های مهم سلامت مالی، توانایی در تحصیل سودی قابل قبول و بازده‌ای مناسب در سرمایه‌گذاری‌های انجام‌شده است و در عین حال، یکی از مهم‌ترین سنجه‌های ارزیابی عملکرد مالی است.نحوۀ محاسبۀ نرخ بازده دارایی‌ها به شرح رابطه (3) است.

رابطه(3)‌

در رابطۀ بالا سود ما قبل از بهره و مالیات به اضافۀ استهلاک و Total Assets فروش کل است. سود ما قبل از بهره و مالیات به‌اضافۀ استهلاک برای تحلیل سودآوری به کار می‌رود و اثرات تصمیم‌های مالی و حسابداری را از بین می‌برد. همچنین، سود ما قبل از بهره و مالیات به‌اضافۀ استهلاک قادر است مقایسۀ نسبتاً همسانی را فراهم آورد؛ زیرا اثرات تأمین مالی پروژه‌های سرمایه‌ای بزرگ و استهلاک را حذف می‌کند؛ درنتیجه می‌توان از آن در مقایسۀ روند سودآوری استفاده کرد. به‌طور کلی سود ما قبل از بهره و مالیات به‌اضافۀ استهلاک، شاخص مناسبی برای برآورد سودآوری است؛ اما این قابلیت را برای تحلیل جریان‌های نقدی ندارد و بیشتر به اشتباه برای برآورد جریان نقدی استفاده می‌شود [18].

متغیر مستقل

متغیرهای مستقل در این پژوهش، نرخ تورم، سرمایه در گردش وتوان دوم سرمایه در گردش است که به شرح زیر اندازه‌گیری می‌شوند.

نرخ تورم (π): تورم یکی از متغیرهای کلان و بنیادین مؤثر بر عملکرد مالی است. برای محاسبۀ نرخ تورم در این پژوهش از شاخص قیمت مصرف‌کننده، استفاده و اطلاعات آن از بانک مرکزی استخراج شده است.

سرمایه در گردش (WCR): برای در نظر گرفتن شکل کامل‌تری از مدیریت سرمایه در گردش که دربرگیرنده هر دو جنبۀ سرمایه در گردش یعنی جنبه‌های عملیاتی و نقدینگی باشد، در این پژوهش تلاش شده است به جای چرخۀ تبدیل وجه نقد و معیارهای سنتی سرمایه در گردش که تنها به جنبۀ عملیاتی سرمایه در گردش می‌پردازند، از معیار جامع‌تری استفاده شود که هر دو جنبۀ عملیاتی و نقدینگی سرمایه در گردش را در بر گیرد. نحوۀ محاسبۀ این معیار به شرح رابطه (4) است.

رابطه(4)‌

در رابطۀ بالا WC ما‌به‌التفاوت بخش نقدی و غیرنقدی سرمایه در گردش و Total Assest فروش کل است. نحوۀ محاسبه WC به شرح رابطه (5) است.

رابطه(5)‌

WC = (CA - CCR)

در رابطۀ بالا، CA بخش نقدی سرمایه در گردش و CCR بخش غیرنقدی سرمایه در گردش است که به‌ترتیب روابط (6) و (7) محاسبه می‌شوند.

رابطه(6)‌
رابطه(7)‌

در رابطه‌های بالا CASHERو CCRبه‌ترتیب روابط (8) و (9) اندازه‌گیری می‌شوند.

رابطه(8)
رابطه(9)

در رابطۀ بالا، Cash وجه نقد، Available for Sale اوراق بهادار آمادۀ فروش، Current Debts بدهی‌های جاری، Accounts Receivable حساب‌های دریافتنی، Inventories موجودی‌ها و Accounts Payaple حساب‌های پرداختنی است.

توان دوم سرمایه در گردش (WCR²): براساس مبانی نظری و برای آزمون فرضیه‌های پژوهش در کنار متغیر سرمایه در گردش، توان دوم این متغیر نیز استفاده شده است تا امکان بررسی رابطۀ غیرخطی بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی فراهم شود؛ اما زمانی که یک الگوی رگرسیونی هر دو شکل خطی و درجۀ دوم متغیر را به‌عنوان متغیر مستقل دارد، به‌طور طبیعی هر دو همبستگی بین دو متغیر بالاست و بیشتر سبب ایجاد مشکل هم‌خطی بین متغیرهای مستقل می‌شود. برای کاهش این مشکل در این پژوهش از روش میانگین محوری استفاده شده است [40]. در این روش، ابتدا ارزش میانگین محوری، محاسبه، سپس به توان دو رسانده می‌شود. بدین ترتیب نحوۀ اندازه‌گیری متغیر توان دوم سرمایه در گردش به مبتای روش میانگین محوری شرح رابطه (10) است.

رابطه(10)

که در آن WCR_Mean میانگین متغیر سرمایه در گردش و WCR سرمایه در گردش است که نحوۀ اندازه‌گیری آن به شرح رابطه (4) است.

متغیر کنترلی

همسو با پژوهش دلوف [26]، اینکویست و همکارن [28]، بانوس و همکارن [17] و مان و جانگ [43] متغیرهای اندازۀ شرکت، رشد دارایی‌ها و اهرم مالی متغیرهای کنترلی پژوهش‌اند که در پژوهش‌های پیشین، متغیرهای بنیادین مؤثر بر عملکرد مالی یاد شده‌اند. اندازۀ شرکت(SIZE)، اندازۀ شرکت با لگاریتم طبیعی فروش محاسبه می‌شود. استفاده از معیار فروش به جای معیار کل دارایی‌ها در اندازۀ شرکت به دلیل استفاده شرکت‌ها از سیستم حسابداری مبتنی بر بهای تاریخی است. همچنین استفاده از معیار فروش به جای معیارهای ارزش بازار به‌دلیل گردش معاملاتی کم در بورس اوراق بهادار تهران است [5]. رشد دارایی‌ها (GRO)، رشد یکی از متغیرهای بنیادین مؤثر بر وضعیت آتی سودآوری و بازده سهام میزان سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت است که می‌تواند زمینه‌ساز دستیابی به بازده مطلوب در آینده شود یا به‌دلیل تحمل ریسک بیشتر بر وضعیت مالی و درنتیجه، سرمایه‌گذاری بیشتر، قدرت واحد تجاری را برای حفظ بازده فعلی و رشد آن در دوره‌های آتی کاهش دهد و در بلندمدت نیز به افت بازده و عملکرد واحد تجاری منجر شود [3]. برای محاسبۀ رشد مجموع دارایی‌ها در اول دوره از مجموع دارایی‌ها در پایان دوره، کسر و سپس باقی‌مانده بر مجموع دارایی‌های اول دوره تقسیم شده‌اند. اهرم مالی (LEV)، یکی از مقیاس‌های نسبت اهرمی است. این نسبت به‌طور بالقوه از قابلیت تفسیر بالایی برای پیش‌بینی عملکرد مالی برخوردار است؛ بنابراین سرمایه‌گذاران از این نسبت به‌عنوان عاملی برای تفسیر وضعیت آتی سودآوری استفاده می‌کنند. این نسبت از تقسیم کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود.

یافته‌های پژوهش

به‌منظور تجزیه‌وتحلیل اولیۀ داده‌ها، آمار توصیفی متغیرهای پژوهش در نگاره 3 ارائه شده است. نتایج آماره‌های توصیفی نشان می‌دهند میانگین نرخ بازده دارایی‌ها برای کلیۀ شرکت‌های بررسی‌شده 17/0است؛ اما این نرخ برای شرکت‌ها باسرمایه در گردش مثبت 24/0 و برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی 13/0 است. این نتیجه گویای آن است که شرکت‌ها باسرمایه در گردش مثبت دارای سودآوری بیشتری نسبت به شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی‌اند. در بررسی اجزای غیرنقدی سرمایه در گردش (CC)، نتایج برای کلیۀ شرکت‌های پژوهش‌شده نشان می‌دهند دورۀ گردش موجودی‌ها (31/0 = INV) با 113 روز، بیشترین میانگین و دورۀ وصول حساب‌های دریافتنی (10/0 = APR) با 36 روز کمترین میانگین را دارا هستند. در بررسی اجزای غیرنقدی سرمایه در گردش، برای دو گروه شرکت با سرمایه در گردش مثبت و منفی، نتایج نشان می‌دهند شرکت‌های دارای سرمایه در گردش مثبت، دارای دورۀ وصول حساب‌های دریافتنی (06/0 = ARR) 21 روز، دورۀ گردش موجودی‌های (32/0 = INV) 116 روز و دورۀ پرداخت (34/0 = APR) 134 روز هستند که نشان می‌دهد دارای بیشترین دورۀ پرداخت بدهی‌ها و کمترین دورۀ دریافت مطالبات هستند. همچنین، نتایج برای اجزای غیرنقدی شرکت‌های دارای سرمایه در گردش منفی نشان می‌دهند دورۀ وصول حساب‌های دریافتنی (12/0 = ARR) 43 روز، دورۀ گردش موجودی‌ها (31/0 = INV) 113 روز و دورۀ پرداخت حساب‌های پرداختنی
(25/0 = APR) 91 روز هستند که نشان می‌دهد دارای بیشترین دورۀ گردش موجودی‌ها و کمترین دورۀ دریافت مطالبات هستند.

نگاره 3- آماره‌های توصیفی برای گروه کلیۀ شرکت‌ها

متغیر	ROA	CPI	WCR	CA	CC	ARR	INV	APR	SIZE	GRO	LEV
میانگین	17/0	18/0	15/0	68/0-	49/0	10/0	31/0	28/0	11/6	21/0	60/0
حداکثر	67/0	34/0	86/0	13/0	56/1	74/0	47/1	97/0	56/8	11/2	05/1
حداقل	10/0-	09/0	58/2-	03/4-	23/0-	00/0	02/0	00/0	86/4	54/0-	10/0
انحرافمعیار	12/0	08/0	40/0	46/0	31/0	11/0	21/0	21/0	78/0	29/0	19/0
آماره‌های توصیفی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه‌ در گردشمثبت
میانگین	24/0	18/0	17/0	48/0	60/0	06/0	32/0	34/0	14/6	26/0	47/0
حداکثر	67/0	34/0	86/0	13/0	56/1	38/0	47/1	85/0	56/8	11/2	82/0
حداقل	10/0-	09/0	00/0	52/1-	08/0	00/0	02/0	00/0	86/4	46/0-	10/0
انحراف‌معیار	14/0	08/0	15/0	26/0	27/0	07/0	20/0	20/0	86/0	34/0	15/0
آماره‌های توصیفی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه‌ در گردشمنفی
میانگین	13/0	18/0	33/0-	78/0-	44/0	12/0	31/0	25/0	06/6	18/0	68/0
حداکثر	45/0	34/0	00/0	03/0-	52/1	74/0	30/1	97/0	43/8	94/0	05/1
حداقل	07/0-	09/0	58/2-	03/4-	23/0-	00/0	04/0	00/0	98/4	54/0-	27/0
انحراف‌معیار	10/0	08/0	38/0	50/0	32/0	12/0	11/0	21/0	74/0	25/0	17/0

منبع: یافته‌های پژوهش

در این بخش به‌منظور تجزیه‌وتحلیل همبستگی بین متغیرهای پژوهش، از ضریب همبستگی پیرسون استفاده شده است. نتایج حاصل از ضریب همبستگی پیرسون در ادامه ارائه شده‌‌‌‌‌اند.

نتایج حاصل از ضریب همبستگی برای گروه کلیۀ شرکت‌های پژوهش‌شده در نگاره 4 حاکی از وجود رابطۀ منفی بین نرخ تورم (CPI)و نرخ بازده دارایی‌ها (ROA)است (10/0-) که با توجه به منفی‌بودن مقدار ضریب، جهت این رابطه نیز معکوس است. به عبارت دیگر، هر اندازه نرخ تورم افزایش یابد، نرخ بازده دارایی‌ها کاهش می‌یابد. همچنین، رابطۀ به‌دست‌آمده بین نرخ تورم و سرمایه در گردش (WCR)در سطح معناداری 05/0منفی و معنادار است (02/0-) که نشان می‌دهد تورم تأثیری منفی بر سرمایه در گردش دارد. این نتیجه مطابق با پژوهش اینکویست و همکاران [28] است. در بررسی رابطۀ بین اجزای نقدی و غیرنقدی سرمایه در گردش با تورم، نتایج نشان می‌دهند بخش نقدی سرمایه در گردش (CA) رابطۀ منفی معناداری (01/0-) با نرخ تورم دارد؛ بدین معنا که هر اندازه نرخ تورم افزایش یابد، نقدینگی به‌دلیل کاهش ارزش وجوه نقد کاهش پیدا می‌کند؛ در حالی که بخش غیرنقدی سرمایه در گردش (CC) رابطه‌ای مثبت و معنادار (02/0) با تورم دارد که نشان می‌دهد افزایش در نرخ تورم تأثیری مثبت بر دارایی‌های غیرنقدی دارد. در بررسی روابط میان اجزای نقدی و غیرنقدی سرمایه در گردش (CC,CA) نتایج نشان می‌دهند بخش نقدی سرمایه در گردش (CA) رابطه‌ای مثبت (13/0) با نرخ بازده دارایی‌ها دارد؛ در حالی که بخش غیرنقدی سرمایه در گردش (CC) در سطح معناداری 05/0 رابطه‌ای منفی (06/0-) با نرخ بازده دارایی‌ها دارد. این نتایج نشان می‌دهند افزایش طول چرخۀ تبدیل وجه نقد، رابطه‌ای معکوس با عملکرد مالی دارد. در بررسی اجزای بخش غیرنقدی (CC) نتایج نشان می‌دهند هر سه جز این بخش یعنی دورۀ وصول مطالبات (ARR)، دورۀ گردش موجودی‌ها (INV) و دورۀ پرداخت بدهی‌ها(APR)با نرخ بازده دارایی‌ها رابطه‌ای منفی دارند؛ اما این رابطه برای دورۀ پرداخت بدهی‌هامعنادار نیست. این نتیجه مطابق با پژوهش ستایش و منصوری [6] است. در بررسی رابطۀ بین بخش نقدی و غیرنقدی سرمایه در گردش (CC,CA) با سرمایه در گردش (WCR)، نتایج نشان می‌دهند مقدار ضریب همبستگی برای بخش نقدی (75/0) و برای بخش غیرنقدی (13/0) است و هر دو بخش رابطه‌ای مثبت و معنادار با سرمایه در گردش دارند؛ اما بخش نقدی رابطه‌ای قوی‌تر دارد.

نگاره 4- ضریب همبستگی برای گروه کلیه شرکت‌ها

CPI	LEV	GRO	APR	INV	ARR	CC	CA	WCR	ROA	متغیر
									1	ROA
								1	^*06/0	WCR
							1	^*75/0	^*13/0	CA
						1	^*54/0-	^*13/0	06/0-	CC
					1	^*75/0	^*38/0-	^*12/0	^*02/0-	ARR
				1	^*22/0	^*72/0	^*62/0-	^*15/0-	^*24/0-	INV
			1	^*25/0	^*20/0	05/0-	^*36/0-	^*42/0-	31/0-	APR
		1	^*13/0-	^*21/0-	10/0-	^*16/0-	^*27/0	^*17/0	^*50/0	GRO
	1	09/0-	^*28/0	^**11/0	03/0	01/0-	^*49/0-	^*63/0-	^*50/0-	LEV
1	03/0	^*19/0	02/0	^*12/0	08/0-	^*02/0	^*01/0-	^*02/0-	^**10/0-	CPI

*سطح معناداری 05/0 و ** سطح معناداری 10/

منبع: یافته‌های پژوهش

نتایج ارائه‌شده در نگاره 5 و 6 به‌ترتیب مقدار ضریب همبستگی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی را نشان می‌دهد. همان‌گونه که نتایج نشان می‌دهند مقدار ضریب همبستگی سرمایه در گردش (WCR) برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت با نرخ بازده دارایی‌ها (24/0-) است؛ در حالی که مقدار ضریب همبستگی سرمایه در گردش (WCR) برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی با نرخ بازده دارایی‌ها (36/0) است. با توجه به اینکه جهت ضریب همبستگی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و منفی یکسان نیست، این نتیجه حاکی از وجود رابطۀ غیرخطی بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی است. همچنین نتایج نشان می‌دهند مقدار ضریب همبستگی بین تورم و نرخ بازده دارایی‌ها برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت (11/0) است؛ در حالی که برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی (09/0-) است. این نتیجه نشان می‌دهد رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی برای شرکت‌ها با سطوح مختلف سرمایه در گردش یکسان نیست. در بررسی رابطۀ بین بخش نقدی و غیرنقدی سرمایه در گردش (CC,CA) با نرخ بازده دارایی‌ها، نتایج برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت نشان می‌دهند ضریب همبستگی برای بخش نقدی (60/0-) و برای بخش غیرنقدی (54/0-) است و در سطح معناداری 05/0 هر دو بخش رابطه‌ای منفی و معنادار با نرخ بازده دارایی‌ها دارند؛ در حالی که مقدار ضریب همبستگی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی برای بخش نقدی (24/0) و برای بخش غیرنقدی (03/0) است و هر دو بخش دارای رابطه‌ای مثبت و معنادار با نرخ بازده دارایی‌ها هستند. این رابطه برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت قوی‌تر است. همچنین نتایج در بررسی اجزای بخش غیرنقدی (CC) یعنی دورۀ وصول مطالبات (ARR)، دورۀ گردش موجودی‌ها (INV) و دورۀ پرداخت بدهی‌ها(APR)،برای هر دو گروه از شرکت‌ها حاکی از وجود رابطه‌ای منفی و معنادار با نرخ بازده دارایی‌ها است. در بررسی روابط بین بخش نقدی و غیرنقدی سرمایه در گردش با کل سرمایه در گردش، نتایج برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت نشان می‌دهند مقدار ضریب همبستگی برای بخش نقدی (31/0) و برای بخش غیرنقدی (05/0) است و هر دو بخش رابطه‌ای مثبت و معنادار با سرمایه در گردش دارند؛ در حالی کهبرای گروه شرکت با سرمایه در گردش منفی، بخش نقدی دارای رابطه‌ای مثبت (78/0) و بخش غیرنقدی دارای رابطه‌ای منفی (03/0-) با سرمایه در گردش است. با توجه به اینکه مقدار ضریب بخش نقدی برای هر دو گروه بیشتر از بخش غیرنقدی است، این نتیجه نشان می‌دهد بخش نقدی سرمایه در گردش تأثیر بیشتری بر کل سرمایه در گردش دارد.

نگاره 5- ضریب همبستگی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه‌ در گردشمثبت

CPI	LEV	GRO	APR	INV	ARR	CC	CA	WCR	ROA	متغیر
									1	ROA
								1	^*24/0-	WCR
							1	^*31/0	^*60/0-	CA
						1	^*84/0-	05/0	^*54/0-	CC
					1	^*74/0	^*62/0-	06/0	^*33/0-	ARR
				1	12/0	^*72/0	^*68/0-	06/0	^*51/0-	INV
			1	^*37/0	^*35/0	^*28/0	^*45/0-	14/0	^*28/0-	APR
		1	^*24/0-	^*36/0-	^**20/0-	^*35/0-	^*36/0	09/0	^*52/0	GRO
	1	08/0-	12/0	^*23/0	^*33/0	^*38/0	^*57/0-	^*51/0-	^*45/0-	LEV
1	13/0-	^*28/0	12/0-	09/0	^*22/0-	07/0-	08/0	09/0-	^**11/0	CPI

*سطح معناداری 05/0 و ** سطح معناداری 10/0

نگاره 6- ضریب همبستگی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه‌ در گردشمنفی

CPI	LEV	GRO	APR	INV	ARR	CC	CA	WCR	ROA	متغیر
									1	ROA
								1	^*36/0	WCR
							1	^*78/0	^*24/0	CA
						1	^*64/0-	03/0-	^*03/0	CC
					1	^*76/0	^*46/0-	08/0	^*22/0-	ARR
				1	^*27/0	^*75/0	^*67/0-	^*27/0	^*12/0-	INV
			1	^*24/0	^*25/0	05/0-	^*28/0-	^*41/0-	^*26/0-	APR
		1	07/0-	12/0-	^*09/0-	11/0-	^*22/0	^*20/0	^*47/0	GRO
	1	02/0	^*21/0	10/0	08/0	04/0	^*38/0-	^*48/0-	^*34/0-	LEV
1	07/0	^*15/0	04/0	^**14/	13/0	08/0	01/0-	04/0	09/0-	CPI

*سطح معناداری 05/0 و ** سطح معناداری 10/0

منبع: یافته‌های پژوهش

در این پژوهش از الگوی رگرسیون چندمتغیره مبتنی بر داده‌های ترکیبی برای آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است؛ از این رو از آزمون F لیمر برای تعیین نوع روش تخمین (روش داده‌های تلفیقی یا روش داده‌های پانل) از آزمون هاسمن برای تعیین نوع الگو (اثرات تصادفی یا ثابت) استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون‌های بالا در نگاره 7 ارائه شده‌اند که نشان می‌دهند برای تمام الگوهای پژوهش سطح معناداری برای آزمون F لیمر و هاسمن کمتر از 05/0 است؛ درنتیجه، مدل پانل با اثرات ثابت برای آنها انتخاب می‌شود.

نگاره 7- نتایج حاصل ازبرآورد مدل به روش داده‌های ترکیبی

	آزمون هاسمن		لیمر F آزمون			مدل
نوع الگو	مقدار احتمال	آماره کای دو	مدل	مقدار احتمال	Fآماره	مدل
اثرات ثابت	000/0	294/83	پانل	000/0	592/16	(1)
اثرات ثابت	000/0	054/16	پانل	000/0	713/9	(2)
اثرات‌ثابت	000/0	374/13	پانل	002/0	091/4	(3، 1)
اثرات‌ثابت	000/0	526/14	پانل	000/0	680/4	(3، 2)
اثرات‌ثابت	000/0	374/33	پانل	000/0	772/12	(4، 1)
اثرات‌ثابت	000/0	820/41	پانل	000/0	801/13	(4، 2)

منبع: یافته‌های پژوهش

پس از انتخاب نوع الگوی مناسب برای هر مدل، مفروضات رگرسیون بررسی شده‌اند. در بررسی مفروضات رگرسیون، برای بررسی فرض همسانی واریانس از آزمون براش - پاگان استفاده شده است. در بررسی فرض صفربودن کوواریانس بین اجزای خطا در طول زمان یا همان تشخیص عدم خودهمبستگی مرتبۀ اول از آزمون ولدریچ استفاده شده است. نتایج حاصل از بررسی مفروضات رگرسیون در نگاره 8 ارائه شده‌اند. نتایج حاصل از آزمون براش - پاگان نشان می‌دهند مقدار آمارۀ آزمون برای تمام الگوهای پژوهش دارای سطح معناداری کمتر از 05/0 است؛ بنابراین مشکل ناهمسانی واریانس در بین باقیماندۀ‌ الگوها وجود دارد. نتایج حاصل از آزمون خود همبستگی ولدریچ نشان می‌دهند تنها بین باقیمانده‌های‌ برخی از الگوها مشکل خودهمبستگی وجود دارد. برای رفع مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته استفاده شده است.

نگاره 8- نتایج آزمون مفروضات رگرسیون

مدل	آزمون ناهمسانی واریانس (براش-پاگان)			آزمون خود‌همبستگی ‌ولدریچ
مدل	آمارۀ آزمون	مقداراحتمال	ناهمسانی	آمارۀ کای دو	مقدار احتمال	خودهمبستگی
(1)	851/193	000/0	دارد	203/4	410/0	ندارد
(2)	946/141	000/0	دارد	751/8	012/0	دارد
(3، 1)	046/126	000/0	دارد	047/4	425/0	ندارد
(3، 2)	293/75	000/0	دارد	229/3	596/0	ندارد
(4، 1)	116/56	000/0	دارد	558/2	816/0	ندارد
(4، 2)	379/95	000/0	دارد	216/3	614/0	ندارد

منبع: یافته‌های پژوهش

هدف از آزمون فرضیۀ اول پژوهش، بررسی تأثیر تورم بر عملکرد مالی است که نتایج آن در نگاره 9 ارائه شده‌اند. در بررسی معناداری مدل اول پژوهش مقدار احتمال آماره F در سطح معناداری از 05/0 کوچک‌تر است که با اطمینان 95% معناداربودن مدل تأیید می‌شود. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 614/0 است که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی مدل، حدود 61 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند.

نتایج آزمون فرضیۀ اول نشان می‌دهد مقدار ضریب متغیر inf14 برابر با 0092/0- و معنادار است. مثبت و معنادار بودن ضریب متغیر inf14 نشان می‌دهد سطوح بالای تورم، اثر منفی بر عملکرد مالی دارد و افزایش یک درصدی نرخ تورم در سطوح بالاتر از 14 درصد به کاهش 009/0 واحدی عملکرد مالی شرکت منجر می‌شود. این نتیجه نشان می‌دهد رابطه‌ای غیرخطی و U شکل وارونه بین نرخ تورم و عملکرد مالی وجود دارد؛ بدین معنا که رابطۀ بین تورم و سودآوری، در ابتدا مثبت است و سودآوری به‌راحتی از تورم تأثیر می‌گیرد؛ اما از یک نقطۀ خاص به بعد این رابطه تغییر می‌یابد و افزایش در تورم باعث کاهش سودآوری می‌شود. به بیان دیگر، این نتیجه نشان می‌دهد در سطح پایینی از تورم، تورم با عملکرد مالی همبستگی مثبت دارد؛ اما در سطوح بالایی از تورم، به دلایلی مانند افزایش هزینه‌ها، کاهش سطح فعالیت‌ها، بی‌استفاده‌ماندن ظرفیت تولید و کاهش سرمایه‌گذاری، تورم تأثیر منفی بر عملکرد مالی دارد؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش رد نمی‌شود. همچنین، با توجه به تمرکز پژوهش بر روابط غیرخطی، نتایج محاسبۀ نقطۀ بحرانی تورم نشان می‌دهد نقطۀ بحرانی تورم برای سودآوری شرکت‌های ایرانی حدود 14 درصد است که از میانگین روند گذشته آن (20 درصد) کمتر است. در مقایسۀ این مقدار بحرانی با روند نرخ تورم طی سال‌های 87 تا 94 (نشان داده شده در نمودار 1)، می‌توان نتیجه گرفت در سال‌های 87، 90، 91، 92 و 93 نرخ تورم از این نقطۀ بحرانی عبور کرده است و رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی، طی این سال‌ها رابطه‌ای منفی بوده است. این نتیجه با نتایج پژوهش بوید و همکارن [20] همخوانی دارد که بیان می‌کنند در کشورهای با نرخ تورم بالا، نقطۀ بحرانی تورم 15 درصد است. رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی در نمودار 2 نشان داده شده است.

نمودار 1- نرخ تورم طی سال‌های 87 تا 96

نمودار 2- رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی

منبع: یافته‌های پژوهش

نگاره 9- نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره t	سطح معناداری
inf<14	0052/0	0015/0	442/3	000/0
inf>14	0092/0-	0015/0	055/6-	000/0
SIZE	0227/0	0042/0	408/5	000/0
GRO	645/0	200/0	231/3	001/0
LEV	004/0-	004/0	840/0-	403/0
	325/0-	098/0	315/3-	001/0
time effect	کنترل شد
fixed effect	کنترل شد
آماره	ضریب تعیین تعدیل	ضریب تعیین	آمارۀ F	مقدار احتمال
مقدار آماره	614/0	639/0	158/2	000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

هدف از آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، بررسی تأثیر سرمایه در گردش بر عملکرد مالی است که نتایج آن در نگاره 10 ارائه شده‌اند. در بررسی معناداری مدل اول پژوهش، مقدار احتمال آمارۀ F در سطح معناداری از 05/0 کوچک‌تر است که با اطمینان 95% معناداربودن مدل تأیید می‌شود. ضریب تعیین تعدیل‌شده برابر با 417/0 است که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی مدل حدود 41 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌کنند.

نتایج مربوط به آزمون فرضیۀ‌ دوم پژوهش نشان می‌دهند بین متغیر سرمایه در گردش و نرخ بازده دارایی‌ها رابطه‌ای مثبت و معنادار و بین متغیر توان دوم سرمایه در گردش و نرخ بازده دارایی‌ها رابطه‌ای منفی و معنادار در سطح معناداری 05/0 وجود دارد. مثبت و معنادار بودن مقدار ضریب متغیر سرمایه در گردش 697/0 و منفی و معنادار بودن مقدار ضریب توان دوم سرمایه در گردش 033/1- بدین معناست که بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی نوعی رابطۀ غیرخطی و U شکل وارونه وجود دارد. به بیان دیگر، رابطۀ بین سرمایه در گردش و سودآوری، در ابتدا مثبت و صعودی است و با افزایش سرمایه در گردش، سودآوری افزایش می‌یابد؛ اما از یک نقطۀ خاص به بعد (این نقطه همان نقطۀ بهینۀ سرمایه در گردش است)، این رابطه تغییر می‌یابد و افزایش در میزان سرمایه در گردش باعث کاهش سودآوری می‌شود؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش رد نمی‌شود که بیان می‌کند بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی رابطه‌ای غیرخطی وجود دارد. در ادامه برای بررسی صحت نتایج آزمون فرضیۀ دوم، ازنظر توابع ریاضی مشتق مرتبۀ اول و دوم نرخ بازده دارایی‌ها بر حسب سرمایه در گردش به‌صورت رابطه (11) محاسبه شده است.

رابطه(11)‌

066/2 – 697/0 (WCR)

066/2

نتایج رابطه (11) نشان می‌دهند مشتق مرتبۀ اول نرخ بازده دارایی‌ها نسبت به سرمایه در گردش مثبت است؛ اما مشتق مرتبۀ دوم منفی است. مثبت‌بودن مشتق مرتبۀ اول نرخ بازده دارایی‌ها نسبت به سرمایه در گردش به معنی وجود رابطۀ مثبت بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی است و ازنظر توابع ریاضی نشان می‌دهد بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی، در ابتدا رابطه‌ای مستقیم و صعودی وجود دارد. همچنین، منفی‌بودن مشتق مرتبۀ دوم نرخ بازده دارایی‌ها نسبت به سرمایه در گردش ازنظر ریاضی نشان می‌دهد تعقر تابع درجۀ دوم به سمت پایین است و از یک نقطۀ خاص به بعد رابطۀ بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی تغییر می‌یابد و منفی می‌شود. به بیان دیگر، مثبت‌بودن مشتق مرتبۀ اول و منفی‌بودن مشتق مرتبۀ دوم تابع نرخ بازده دارایی‌ها نسبت به سرمایه در گردش، به معنی تأیید رابطه غیرخطی و U شکل وارونه بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی است. این رابطه در نمودار 3 نشان داده شده است.

نمودار 3- رابطۀ بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی

نگاره 10- نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آمارۀ t	سطح معناداری
سرمایه در گردش	697/0	262/0	660/2	008/0
توان دوم سرمایه درگردش	033/1-	289/0	565/3-	000/0
اندازۀ شرکت	739/0	181/0	068/4	000/0
رشد دارایی‌ها	011/0	003/0	053/3	002/0
اهرم مالی	058/0-	059/0	987/0-	319/0
ضریب ثابت	150/0	044/0	414/3	000/0
آماره	ضریب‌تعیین تعدیل	ضریب تعیین	آماره F	مقدار احتمال
مقدار آماره	417/0	459/0	012/2	000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

هدف از آزمون فرضیۀ سوم و چهارم پژوهش، بررسی تأثیر سطوح مختلف سرمایه در گردش بر عملکرد مالی است. بدین منظور جامعۀ آماری پژوهش‌شده به دو گروه، شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی تقسیم شده است و سپس مدل 6 برای هر یک از زیر گروهها برآورد شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ سوم و چهارم در نگاره 11 ارائه شده‌اند. در بررسی معنا‌داری مدل، مقدار احتمال آماره F برای هر الگو در سطح معناداری از 05/0 کوچک‌تر است که با اطمینان 95% معناداربودن هر دو الگو تأیید می‌شود. مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده برای هر دو الگو به‌ترتیب برابر با 315/0 و 368/0 است که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی حدود 31 و 36 درصد از تغییرات متغیر وابسته در هر الگو را تبیین می‌کنند.

نتایج آزمون فرضیۀ سوم برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت نشان می‌دهند بین متغیر سرمایه در گردش و نرخ بازده دارایی‌ها رابطه‌ای منفی و معنادار در سطح معناداری 05/0 وجود دارد. منفی‌بودن مقدار ضریب متغیر سرمایه در گردش 385/0- به معنی وجود یک رابطه با جهت معکوس بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی است. این نتیجه نشان می‌دهد با افزایش سرمایه در گردش، سودآوری برای شرکت‌های دارای سرمایه در گردش مثبت، افزایش نمی‌یابد، بلکه کاهش می‌یابد؛ بنابراین فرضیۀ سوم پژوهش رد نمی‌شود که بیان می‌کند اگر سرمایه در گردش یک واحد تجاری مثبت باشد، افزایش در سرمایه در گردش اثری منفی بر عملکرد مالی دارد. نتایج آزمون فرضیۀ چهارم نشان می‌دهند ضریب متغیر سرمایه در گردش برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی برابر با 611/0 و معنادار است. مثبت‌بودن ضریب متغیر سرمایه در گردش بدان معناست که افزایش سرمایه در گردش برای شرکت‌های دارای سرمایه در گردش منفی، باعث افزایش سودآوری می‌شود؛ بنابراین فرضیۀ چهارم پژوهش تأیید می‌شود. علاوه بر این، با توجه به نتایج، قدر مطلق مقدار ضریب متغیر سرمایه در گردش برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی در مقایسه با گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت، بزرگ‌تر است. این نتیجه نشان می‌دهد مدیریت سرمایه در گردش کارا برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی می‌تواند باعث سودآوری سریع‌تر نسبت به گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت شود. به‌طور کلی، نتایج آزمون فرضیۀ سوم و چهارم مطابق با مبانی نظری ارائه‌شده در پژوهش است و شواهدی سازگار برای این استدلال فراهم می‌کند که بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی رابطۀ غیرخطی وجود دارد.

نگاره 11- نتایج آزمون فرضیۀ سوم و چهارم پژوهش

	گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت (N=340)			گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی (N=220)
متغیر	ضریب	آمارۀ t	مقدار احتمال	ضریب	آمارۀ t	مقدار احتمال
سرمایه در گردش	385/0-	573/2-	010/0	611/0	642/3	000/0
اندازۀ شرکت	814/0	247/2	024/0	044/0	009/2	045/0
رشد دارایی‌ها	931/0	076/4	000/0	257/0	525/2	012/0
اهرم مالی	620/0	291/1	197/0	419/0	269/13	000/0
ضریب ثابت	274/0	112/8	000/0	752/0	103/6	000/0
آماره	ضریب تعیین	آمارۀ F	مقدار احتمال	ضریب تعیین	آماره F	مقدار احتمال
مقدار آماره	315/0	673/2	001/0	368/0	399/3	000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

هدف از آزمون فرضیۀ پنجم و ششم پژوهش، بررسی تأثیر سرمایه در گردش بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی است که بدین منظور شرکت‌های پژوهش‌شده به دو گروه، شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی تقسیم شده‌اند و سپس مدل 4 برای هر یک از زیر گروهها برآورد شده است. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ پنجم و ششم در نگاره 12 ارائه شده‌اند. در بررسی معنا‌داری مدل 4، با توجه به نتایج ارائه‌شده در نگاره 12، مقدار احتمال آمارۀ F برای هر دو الگو در سطح معناداری از 05/0 کوچک‌تر است که با اطمینان 95% معنا‌داربودن هر دو الگو تأیید می‌شود. همچنین مقدار ضریب تعیین تعدیل‌شده برای هر دو الگو به‌ترتیب برابر با 560/0 و 493/0 است که نشان می‌دهد متغیرهای مستقل و کنترلی حدود 56 و 49 درصد از تغییرات متغیر وابسته در هر الگو را تبیین می‌کنند.

در بررسی معناداری ضرایب، نتایج آزمون فرضیۀ پنچم پژوهش برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت نشان می‌دهند در سطح معناداری 05/0 ضریب متغیر inf17 برابر با 006/0- و معنادار است. مثبت و معنادار بودن ضریب متغیر inf17 حاکی از آن است که رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت، رابطه‌ای آستانه‌ای و غیرخطی است؛ بدین معنا که افزایش تورم در ابتدا باعث افزایش سودآوری می‌شود، اما از یک نقطۀ خاص به بعد تأثیر تورم معکوس می‌شود. این نتیجه نشان‌دهنده وجود یک نقطۀ بحرانی تورم برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت است که نتایج نشان می‌دهند نقطۀ بحرانی تورم برای سودآوری شرکت‌های دارای سرمایه در گردش مثبت، در حدود 16 درصد است. این نتیجه در مقایسه با نقطۀ بحرانی تورم 14 درصد برای کلیۀ شرکت‌ها بررسی‌شده نشان می‌دهد شرکت‌های دارای سرمایه در گردش مثبت، آستانۀ تحمل بیشتری در مواجه با تورم دارند. با توجه به آنچه بیان شد نتایج حاکی از ردنشدن فرضیۀ پنچم پژوهش است. در بررسی معناداری ضرایب برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی و نتایج آزمون فرضیۀ ششم، نتایج نشان می‌دهند مقدار ضریب متغیر inf10 برابر با 014/0- و معنادار است. این نتیجه نشان می‌دهد رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی، رابطه‌ای غیرخطی و آستانه‌ای است و نقطۀ بحرانی تورم برای شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی 10 درصد است. این نتیجه در مقایسه با نقطۀ بحرانی تورم 17 درصد برای شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت نشان می‌دهد شرکت‌هایی دارای سرمایه در گردش منفی، آستانۀ تحمل بسیار پایین‌تری در مواجه با تورم دارند. با توجه به آنچه بیان شد نتایج حاکی از ردنشدن فرضیۀ ششم پژوهش است.

نگاره 12- نتایج آزمون فرضیۀ پنجم و ششم پژوهش

	گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت (N=340)				گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش منفی (N=220)
متغیر	ضریب	آمارۀ t	مقداراحتمال	متغیر	ضریب	آمارۀ t	مقدار احتمال
inf<17	010/0	317/2	023/0	inf<10	002/0	997/2	003/0
inf>17	006/0-	852/2-	005/0	inf>10	014/0-	943/2-	004/0
SIZE	177/0	192/5	000/0	SIZE	553/0	068/2	037/0
GRO	461/0	494/4	000/0	GRO	227/0-	161/2-	003/0
LEV	649/0	570/1-	117/0	LEV	392/0-	584/6-	000/0
	267/0-	847/4	000/0		345/0	417/9	000/0
time effect	کنترل شد				کنترل شد
fixed effect	کنترل شد				کنترل شد
آماره	ضریب تعیین	آمارۀ F	مقدار احتمال		ضریب تعیین	آماره F	مقدار احتمال
مقدار آماره	560/0	801/2	000/0		493/0	034/2	000/0

منبع: یافته‌های پژوهش

نتیجه‌گیری

بحران‌های مالی و تورم‌های اخیر در کشور باعث شده است بسیاری از شرکت‌ها با تغییر در موقعیت سرمایه در گردش و عملکرد مالی نامطلوب مواجه شوند؛ از این رو در این پژوهش با استفاده از روش داده‌های ترکیبی، تأثیر تورم و مدیریت سرمایه در گردش بر عملکرد مالی بررسی شده است. بدین منظور با بررسی ادبیات برای اندازه‌گیری نرخ تورم از شاخص قیمت مصرف‌کننده، سرمایه در گردش از مابه‌التفاوت بین دارایی‌های جاری و بدهی‌های جاری و سنجش عملکرد مالی از نرخ بازده دارایی‌ها استفاده شده است.

یافته‌های پژوهش در ارتباط با فرضیۀ اول پژوهش نشان دادند بین تورم و عملکرد مالی، رابطه‌ای غیرخطی و U شکل وارونه وجود دارد. بدین ترتیب که در سطوح پایینی از تورم، رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی مثبت است؛ اما هنگام عبور تورم از یک نقطۀ بحرانی، این رابطه معکوس می‌شود. نتایج نشان دادند نقطۀ بحرانی تورم برای شرکت‌های ایرانی در حدود 14 درصد است؛ بدین معنا که هر اندازه نرخ تورم بیشتر از 14 درصد باشد، تورم آثار مخربی بر عملکرد مالی شرکت‌های ایرانی‌ دارد. درحقیقت این نتیجه نشان می‌دهد تورم در سطوح بالا مخرب است؛ اما در سطوح پایین می‌تواند محرکی برای افزایش میزان سود سالیانه و تشویق سرمایه‌گذاران به سرمایه‌گذاری در سهام شرکت‌ها در بازار سرمایه شود و سرمایه‌ها به سمت درستی سوق داده شوند. به بیان دیگر، سطح پایینی از تورم می‌تواند با شکوفایی اقتصادی یک واحدهای تجاری گره خورده باشد؛ البته درخور ذکر است نیل به رشد اقتصادی و افزایش میل سرمایه‌گذاران به سرمایه‌گذاری در بازار سرمایه، مستلزم اتخاذ سیاست‌های اساسی و همه‌جانبه است. نتایج آزمون فرضیۀ اول با نتایج پژوهش بوید و همکاران [20] و میلر و بنجامین [42]، همسو و با نتایج پژوهش چی‌اما و همکاران [24] مخالف است.یافته‌های پژوهش در ارتباط فرضیۀ دوم پژوهش نشان دادند رابطۀ بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی، رابطه‌ای غیرخطی و U شکل وارونه است. این نتیجه نشان می‌دهد در سطح بهینه‌ای از سرمایه در گردش، سودآوری شرکت‌ها حداکثر می‌شود و شرکت‌ها می‌توانند عملیات خود را بدون توقف ادامه دهند. نتایج آزمون این فرضیه با نتایج پژوهش بانوس و همکاران [17] در بورس لندن و مان و جانگ [43] در بورس ایلات متحده، همسو و با نتایج پژوهش دلوف [26] و اینکویست و همکاران [28] در بورس فنلاند مخالف است. نتایج مربوط به آزمون فرضیۀ سوم و چهارم پژوهش، بررسی تأثیر سطوح مختلف سرمایه در گردش بر عملکرد مالی نشان دادند رابطۀ بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی، برای شرکت‌های دارای سرمایه در گردش مثبت، رابطه‌ای منفی است و افزایش بیش از حد سرمایه در گردش برای این گروه از شرکت‌ها باعث کاهش سودآوری آنها می‌شود؛ در حالی که رابطۀ بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی برای شرکت‌های دارای سرمایه در گردش منفی، مثبت است و افزایش سرمایه در گردش باعث افزایش سودآوری آنها می‌شود. به بیان دیگر، افزایش سرمایه در گردش باعث افزایش توانایی این گروه از شرکت‌ها در فعالیت‌های عملیاتی و افزایش توان سودآوری آنها می‌شود. به‌طور کلی، نتایج آزمون فرضیۀ سوم و چهارم تأییدی بر نتایج آزمون فرضیۀ دوم است که بیان می‌کنند رابطۀ بین سرمایه در گردش و عملکرد مالی، رابطه‌ای غیرخطی و U شکل وارونه است. نتایج فرضیۀ سوم پژوهش با نتایج دلوف [26] و مان و جانگ [43] در بورس ایالات متحده آمریکا همسو است. نتایج پژوهش دربارۀ فرضیۀ چهارم با یافته‌های پژوهشمان و جانگ [43] همخوانی دارد. یافته‌های پژوهش در ارتباط فرضیۀ پنجم و ششم پژوهش، بررسی تأثیر سرمایه در گردش بر رابطۀ بین تورم و عملکرد مالی نشان دادند تورم دارای رابطه‌ای غیرخطی و U شکل وارونه با عملکرد مالی برای گروه شرکت‌ها با سرمایه در گردش مثبت و منفی است و نقطۀ بحرانی تورم برای هر دو گروه از شرکت‌ها به‌ترتییب در حدود 17 و 10 درصد است. در تفسیر این نتیجه می‌توان بیان کرد در شرایط تورمی، شرکت‌‌های دارای سرمایه در گردش منفی، زیان‌پذیری بیشتری نسبت به شرکت‌‌های دارای سرمایه در گردش مثبت، تحمل می‌کنند و آثار مخرب تورم برای این گروه از شرکت‌ها بیشتر است. به‌طور کلی نتایج این پژوهش نشان دادند مدیریت سرمایه در گردش کارا می‌تواند ابزاری سودمند برای مدیران باشد که اگر به خوبی مدیریت شود، نقش مهمی در شرایط تورمی برای عملکرد مالی واحدهای تجاری دارد و منافع زیادی را عاید واحدهای تجاری می‌کند.

با توجه به نتایج پژوهش، در طی دامنۀ خاصی، تورم بر عملکرد مالی اثری مثبت می‌گذارد؛ بنابراین توصیه می‌شود تـلاش شـود نـرخ تورم در این دامنه ثابت نگهداشته شود. یافتن نقاط شکست، می‌تواند راهکاری در جهت هدف‌گذاری نرخ تـورم در اختیار سیاست‌گذاران قرار دهد. همچنین مناسب است رابطۀ بین سیاست‌های مالی و پـولی دولت از حالـت دسـتوری و تکلیفـی، خـارج و بـه‌صورت کارشناسی و عقلانی درآید. هدف‌گذاری سیاست‌های دولت و بانک مرکـزی نیـز مـی‌بایـد بـه گونه‌ای تنظیم شود که تا حد امکان نرخ تورم بالا بر اقتصاد تحمیل نشود. همچنین به مدیران توصیه می‌شود تورم به‌دلیل وسعت اثرگذاری و تا حدودی دائمی‌بودن در کشور ایران، بسیار با اهمیت بوده و مـی‌بایـد در تمامی مراحل ارزیابی و تصمیم‌گیری‌ها لحاظ شود تا بهترین روش، گزینه یا رویه انتخاب شود؛ در چنین شرایطی است که رویکرد مدیریت نسبت به متغیر تورم می‌تواند نقش حیاتی در ارتباط با میزان موفقیت در تخصیص بهینۀ منابع و به‌تبع آن رشد و توسعه شرکت داشته باشد. با توجه به نتایج پژوهش، به مدیران توصیه می‌شود فرآیند برنامه‌ریزی مالی، دربردارندۀ مدیریت سرمایه در گردش کارا باشد و تلاش کنند به سطح بهینه‌ای از سرمایه در گردش دست یابند. همچنین به سبب اینکه بخش سرمایه در گردش مخصوصاً در شرکت‌های دارای سرمایه در گردش منفی، اهمیت زیادی دارد، پیشنهاد می‌شود شرکت‌ها، کمیته‌ای را برای بررسی این موضوع و اتخاذ تصمیمات اقتصادی به‌منظور رعایت حد مطلوب میزان سرمایه در گردش تشکیل دهند. به سایر پژوهشگران پیشنهاد می‌شود ارتباط بین نقطۀ بحرانی تورم و عملکرد مالی را با در نظر گرفتن بحران و محدودیت‌های مالی بررسی کنند. همچنین پیشنهاد می‌شود بررسی تأثیر میزان ریسک‌پذیری مدیران بر رابطۀ بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد مالی بررسی شود. در ارتباط با محدودیت‌های پژوهش، مؤسسه‌های مالی، سرمایه‌گذاری و بانک‌ها به‌دلیل ماهیت متفاوت فعالیت جزء نمونۀ آماری پژوهش نیستند؛ بنابراین در تعمیم نتایج حاصل از پژوهش به کل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران باید با احتیاط عمل شود. در این پژوهش اثرات ناشی از نوع صنعت در نظر گرفته نشده‌اند. با توجه به شدت و ضعف روابط در صنایع مختلف باید به تأثیر صنایع مختلف در تفسیر نتایج توجه شود. همچنین عوامل کلان دیگری به جزء تورم بر عملکرد مالی شرکت‌ها مؤثرند که می‌تواند بر نتایج اثرگذار باشد؛ اما اثرات ناشی از این عوامل در پژوهش در نظر گرفته نشده‌اند.

مراجع

1- امامی، مریم و داریوش فرید. (1395). سرمایه در گردش، عملکرد شرکت و محدودیت مالی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره 8(4)، صص 16-1.

2- انواری رستمی، علی‌اصغر، سجادپور، رحمان و مالک یبلویی. (1393). بررسی عوامل مؤثر بر مدیریت سرمایه در گردش شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره 6(1)، صص 26-15.

3- خواجوی، شکرالله، بهپور، منصور، ممتازیان، علیرضا و محسن صالحی‌نیا. (1393). بررسی رابطة متقابل رشد و سودآوری شرکت‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از سیستم معادلات هم‌زمان. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 21(1)، صص88-73.

4- رضایی، نسرین و زهرا امیرحسینی. (۱۳۹۶). ارزیابی عملکرد با استفاده از نسبت‌های مالی به شیوه الگوریتم درخت تصمیم‌گیری. راهبرد مدیریت مالی، شماره ۵(۴)، صص 205-185.

5- ستایش، محمدحسین، ممتازیان، علیرضا و سجاد بهپور. (1394). بررسی رابطۀ غیرخطی بین رشد و سودآوری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، شماره 3(4)، صص 66-51.

6- ستایش، محمدحسین و امید منصوری. (1388). بررسی ارتباط بین سرمایه در گردش و اجزای مختلف سود حسابداری شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره 2(8)، صص 24-1.

7- سپاسی، سحر، اسمعیلی کجانی، محمد و رضا صفی‌خانی. (1394). تورم، چرخۀ عملیاتی و نگه‌داشت وجه نقد. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، شماره 22(4)، صص460-441.

8- سپاسی، سحر، حسنی، حسن و لیدا سلمانیان. (۱۳۹۶). مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد مالی و محدودیت‌های تأمین مالی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، شماره 5(4)، صص 116-99.

9- عباس‌زاده، محمدرضا، پایدارمنش، نوید و مینا خرمی. (1395). بررسی تأثیر تورم و چرخۀ عملیاتی شرکت‌ها بر نگهداشت وجه نقد. دانش حسابداری مالی، شماره 3(2)، صص 68-53.

10- نصیرزاده، فرزانه، جواد، اورادی و جواد رجبعلی. (1396). تأثیر ویژگی‌های کمیتۀ حسابرسی بر محافظه‌کاری شرطی. دانش حسابرسی، شماره 17(68)، صص 105-83.

11- نمازی، محمد و حمیدرضا رضایی. (۱۳۹۱). تأثیر نرخ تورم بر کیفیت سود شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های تجربی حسابداری، شماره 2(1)، صص 91-67.

12- یوسف‌زاده، نسرین و زینب اعظمی. (۱۳۹۴). بررسی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت در چرخه‌های مختلف تجاری. دانش حسابداری، شماره 6(23)، صص 171-147.

13-Aghaee, M., & Kazempour, M. (2013). A study on relationship between inflation rate and changes in profitability ratios in Tehran stock exchange. Management Science Letters, 3(11), 2787-2794.

14-Angus, M. (2006). Economic pprogress and policy in developing countries. London, Routledge Publishing Company.

15-Azariadas, C., & Smith, B. (1996). Private information, money and growth: Indeterminacies, fluctuations, and the Mundell-Tobin effect. Journal of Economic Growth, 1(3), 309–332.

16-Ball, R., Jayaraman, S., & Shivakumar, L. (2012). Audited financial reporting and voluntary disclosure as complements: A test of the Confirmation Hypothesis. Journal of Accounting and Economics, 53, 136-166.

17-Banos, C. S., García-Teruel, P. J., &Martínez-Solano, P. (2014). Working capital management, corporate performance, and financial constraints. Journal of Business Research, 67(3), 332–338.

18-Bhattacharya, S., & Nicodano, G. (2001). Insider trading, investment and liquidity: Awelfare analysis. Journal of Financ, 56(3), 1141–1156.

19-Bodie, Z., Alex, K., & Alan J. M. (2004). Essentials of investments, 5th Edition. McGraw-Hill Irwin, 458–459.

20-Boyd, J., Levine, R., & Smith, M. (2000). The impact of inflation on financial sector performance. Working Paper.

21-Boyd, J., & Smith, B. D. (1998). Capital market imperfections in a monetary growth model. Economic Theory, 11(2), 241-273.

22-Boyd, J., & Smith, B. D. (1999). The co-evolution of the real and financial sectors in the growth process. World Bank Economic Review, 10(2), 371-396.

23-Celic, R., & Bilen, B. (2016). The impacts of changes in macroeconomic data on net working capital: The case of Turkey’s industrial sector. Procedi Economics and Finance, 38: 122–134.

24-Chioma, D., Adanma, S., & Ebue, M. (2015). Relationship between Inflation and Firms’ Performance: Evidence from Nigeria. World Applied Sciences Journal, 35 (9), 814–882.

25-Chioma, D., Adanma, S., & Clementina, N. (2014). Empirical study of the impact of inflation on bank performance: Implication for investment decision making in banking industry in Nigeria. Humanity & Social Sciences Journal, 9(2), 61–71.

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

27-Drukker, D., Gomis, P. P., & Hernandez, V. P. (2005). Threshold Effects in the Relationship between Inﬂation and Growth: A New Panel Data Approach, Working Paper.

28-Enqvist, J., Graham, M., & Nikkinen, J. (2014). The impact of working capital management on firm profitability in fifferent business cycles: Evidence from Finland. Research in International Business and Finance, 36: 39-49.

29-Garcia, P.J., & Martinez, P. (2007). Effects of working capital management on SME profitability. International Journal of Managerial Finance, 3(2), 164–177.

30-Gokal, V., & Hanif, S., (2004). Relationship between inflation and economic growth. Working Paper.

31-Horne, J. C., & Wachowicz, J. (2000). Fundamentals of financial management. New York, Prentice Hall Publishers.

32-Huybens, E., & Smith, B. (1999). Inflation, financial markets and long-run real activity. Journal of Monetary Economics, 43(2), 283-315.

33-Jakpar, S., Tinggi, M., Johari, A., & Myint, K. (2017). Working capital management and profitability: Evidence from manufacturing sector in Malaysia. Journal of Business & Financial Affairs, 6(2), 1-9.

34-Jose, M. L., Lancaster, C., & Stevens, J. L., (1996). Corporate returns and cash conversion cycles. Journal of Economics and Finance, 20(1), 33–46.

35-Kargar, J., & Blumenthal, R. A. (1994). Leverage impact of working capital in small businesses. TMA Journal, 14(6), 46-53.

36-Khan M., & Senhadji, A. (2001). Threshold Effects in the Relationship between Inﬂation and Growth. International Monetary Fund, 1(48), 1 -21.

37-Kieschnick, R., M. LaPlante, & R. Moussawi. (2009). Working capital management, access to financing, and firm value. Working Paper.

38-Kremer, S., Bick, A., & Nautz, D. (2009). Ination and Growth: New Evidence from a Dynamic Panel Threshold Analysis. SFB 649 Discussion Paper, Humboldt University, Berlin, Germany.

39-Lazaridis, I., & Tryfonidis, D. (2006). Relationship between working capital management and profitability of listed companies in the Athens stock exchange. Journal of Financial Management and Analysis, 19(1), 26-35.

40-Lee, S., & Xiao, Q. (2011). An examination of the curvilinear relationship between capital intensity and firm performance for publicly traded US hotels and restaurants. International Journal of Contemporary Hospitality Management, 23: 862 – 880.

41-Mehmet, E., & Ulucak, P. (2016), Is there a non-linear relationship between net trade cycle andcorporate performances in Turkey? International Business Research, 9(6), 95-102.

42-Miller, R. L., & Benjamin, D. K. (2004). The economics of macro issues. 5th Edition. Boston, Pearson Addison Wesley.

43-Mun, S. G., & Jang, S. (2015). Working capital, cash holding and profitability of restaurant firms.International Journal of Hospitality Management, 48, 1–11.

44-Nufazil, A., & Farooq, A. Sh. (2018). How does working capital management affect the profitability of Indian companies? Journal of Advances in Management Research, Forthcoming, Available at https://doi.org/10.1108/JAMR-06-2017-0076.

45-Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., & Williamson, R. (1999). The determinants and impli-cations of corporate cash holdings. Journal of Financ Economics, 52(1), 3–46.

46-Raheman, A., & Nasr, M. (2013). Working capital management and profitability case of Pakistan firms. International Review of Business Research Papers, 3(1), 279-300.

47-Shin, H., & Soenen, L. (1998). Efficiency of working capital and corporate profitability. Financial Practice and Education, 8, 37–45.

48-Singhania, M., & Mehta, P. (2017). Working capital management and firms’ profitability: evidence from emerging Asian countries. South Asian Journal of Business Studies, 6(1), 80-97.

49-Tran, H., Abbott, M., & Yap, C. J. (2017). How does working capital management affect the profitability of Vietnamese small- and medium-sized enterprises? Journal of Small Business and Enterprise Development, (24)1, 2-11.

50-Wang, Y., Ji, Y., Chen, X., & Song, C. (2014). Inflation, operating cycle and cash holdings. China Journal of Accounting Research, 7(2), 263-276.

51-Wasiuzzaman, S. (2015). Working capital and firm value in an emerging market. International Journal of Managerial Finance, 11(1), 60-79.

آمار

تعداد مشاهده مقاله: 1,476

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 535

سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب

پیوندهای مفید

اخبار و اعلانات

آمار

بررسی وجود نقطۀ بحرانی تورم و سطح بهینۀ مدیریت سرمایه در گردش و تأثیر آن بر عملکرد مالی بنگاههای اقتصادی