بررسی تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری بر پایداری ساختار سرمایه

مقدمه.

انتخاب ساختار سرمایه تصمیمی مهم و راهبردی^[1] است؛ زیرا بر هزینۀ سرمایه، سودآوری، ارزش‌گذاری و پرداخت بدهی شرکت تأثیر می‌گذارد ( شارما[2]، 2017). تا قبل از سال 1950 میلادی، در حوزۀ مالی بیشتر پژوهش‌ها به تصمیم‌های تقسیم سود و سرمایه‌گذاری مربوط بود. مودیگلیانی^[3] و میلر^[4]،‏ مقولۀ تصمیم‌‌های تأمین مالی را به مجموعۀ پژوهش‌‌های حوزۀ مالی وارد کردند. در برخی از پژوهش‌ها بر این موضوع تأکید شده است که واحدهای تجاری چه میزان از سرمایۀ خود را از محل بدهی و چه میزان را از طریق انتشار اوراق مالکانه، تأمین می‌کنند؛ به عبارت دیگر تصمیم‌های تأمین مالی، ساختار سرمایۀ شرکت‌ها را مشخص می‌کند (افلاطونی و نیکبخت، 1396). بخش عمده‌‌ای از مطالعات مربوط به ساختار سرمایه در ایران، درجۀ انطباق ساختار سرمایه با نظریه‌های موجود در این حوزه یا تأثیر عوامل اقتصاد کلان یا ویژگی‌های خاص شرکت بر سیاست‌های تأمین مالی را بررسی کرده‌‌‌‌اند.

ساختار سرمایۀ نامناسب برای هر شرکتی به‌ویژه شرکت‌های کوچک بر همۀ زمینه‌های فعالیت تأثیر می‌گذارد و موجب بروز مسائلی از قبیل ناکارایی در بازاریابی محصولات، کارآمدنبودن، ناتوانی در به‌کارگیری مناسب نیروی انسانی و موارد مشابه می‌شود (اوتامی[5] و اینانگا[6]، 2012). برخی معتقدند که نظریه‌‌های ساختار سرمایه برای رسیدن به نظریه‌‌ای واحد باید متوقف شود؛ زیرا هریک از آنها حقایقی را بیان می‌کنند که در تبیین جنبه‌های مختلف تصمیم‌‌های تأمین مالی شرکت‌ها به ما کمک می‌کنند (رامشه و همکاران، 1396). یکی از جنبه‌هایی که در مطالعات ساختار سرمایه در ایران به آن توجه کمتری شده، پایداری ساختار سرمایه^[7] است. پایداری ساختار سرمایه به این معنی است که شرکت‌ها موقعیت فعلی اهرم خود را حفظ می‌کنند.

در برخی پژوهش‌های خارجی مانند لمون،^[8] رابرتس^[9] و ژندر^[10] (2008)، گراهام^[11] و لری^[12] (2011)، دی‌آنجلو^[13] و رل^[14] (2015) و توماس^[15] و ژانگ^[16] (2002) و نیز پژوهش‌های داخلی مانند رامشه و همکاران (1396)، پایداری ساختار سرمایه بررسی شده است. در این پژوهش‌ها اثر برخی از متغیرهای مؤثر یا درواقع، عوامل متغیر زمانی مانند اندازه، رشد، سودآوری و ... بررسی شده است.

توماس و ژانگ (2002) اعتقاد دارند موجودی کالا، عامل تعیین‌کنندۀ بسیار مهمی برای عملکرد و ارزش شرکت به ‌حساب می‌آید؛ همچنین تصمیم‌‌های مربوط به ساختار سرمایه، نقش مؤثری در اعتبار شرکت‌ها نزد مؤسسات تأمین سرمایه دارد (پورزمانی و همکاران، 1389). هدف مدیریت موجودی کالا به حداکثر رساندن ثروت سهامداران از طریق طراحی و اجرای سیاست‌‌ها و استراتژی‌‌هایی است که به کاهش هزینه‌‌های خرید و نگهداری کالا منجر می‌‌شود. موجودی‌‌ها به‌‌تنهایی دارای سودآوری نیستند و فقط در صورت فروخته‌‌شدن ایجاد درآمد می‌‌کنند؛ اما با اعمال مدیریت موجودی‌‌ها که درحقیقت، حفظ تداوم منظم در هماهنگی فعالیت‌‌های تولیدی و جلوگیری از توقف عملیات به کمک کمبود موجودی‌‌هاست، به نوعی روند سودآوری محقق و باعث افزایش عملکرد شرکت می‌‌شود (استینکر [17]و پچ [18]و هوبرگ[19]، 2016). موجودی کالا همواره بخش عمده‌‌ای از دارایی‌‌های بسیاری از واحدهای تجاری را تشکیل می‌‌دهد و با توجه به اینکه عملکرد یک سیستم عملیاتی با سطح موجودی ارتباط مستقیم دارد و از آن تأثیر می‌‌پذیرد، بدون در نظر گرفتن مسائل راهبردی، هر تغییری در موجودی کالا و فرآیندهای مرتبط با آن، ممکن است بسیار خطرناک باشد و ریسک بسیاری را به شرکت تحمیل کند. نگه‌‌داشتن موجودی کالا بیشتر یا کمتر از حد مورد نیاز هزینه‌‌های زیادی به سازمان تحمیل می‌‌کند؛ بنابراین مدیریت موجودی کالا یکی از سیاست‌‌ها و رویه‌‌هایی است که شرکت‌‌ها از آن پیروی می‌‌کنند تا تضمین شود که موجودی کالای آنها در سطحی قرار دارد که نقدینگی (بودجه) کافی را برای سرمایه در گردش آزاد می‌‌کند (رضایی، 1397). در صورتی که شرکت دچار مشکلات مالی یا بقای شرکت تهدید شود، برنامه‌‌های مدیریت همراه با دید کوتاه‌‌مدت خواهد بود و مدیریت در مواجهه با مشکلات مالی، سود حسابداری را در جایگاه یکی از اقلام ارزیابی عملکرد دستکاری می‌‌کند. از آنجا که موجودی کالا قسمت بزرگی از سرمایه‌‌گذاری‌‌ها و مصارف منابع شرکت‌‌ها را تشکیل داده و ازنظر مبلغ بسیار بااهمیت است، بر فعالیت‌‌های سودآوری شرکت‌‌ها نیز به میزان شایان توجهی تأثیر‏ می‌‌گذارد؛ زیرا شرکت‌‌ها با فروش موجودی کالا، ایجاد درآمد می‌‌کنند و با مدیریت و کنترل موجودی‌‌‌‌ها سبب سودآوری شرکت می‌‌شوند (حیدری و همکاران، 1396)؛ بنابراین پرسشی که باید به آن پاسخ داده شود این است که از آنجا که موجودی کالا در جایگاه یک دارایی جاری مهم و یکی از مؤلفه‌های مهم سرمایه در گردش و مؤثر بر ارزش شرکت و توان سودآوری آن است و همچنین، اعتبار تجاری در جایگاه یک منبع تأمین مالی کوتاه‌مدت است که منجر به کاهش هزینۀ سرمایه و افزایش اعتماد تأمین‌‌کنندگان منابع مالی می‌‌شود و شرکت را به سمت تأمین مالی بهینه سوق می‌‌دهد، چه رابطه‌ای با پایداری ساختار سرمایۀ شرکت‌ها دارد؟ بنابراین، هدف پژوهش حاضر، بررسی تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا^[20] و اعتبار تجاری^[21] بر پایداری ساختار سرمایه است. در ادامه، مبانی نظری، ادبیات و فرضیه‌های پژوهش بیان می‌شود؛ سپس روش‌شناسی، مدل‌ها و متغیرهای پژوهش، جامعه و نمونۀ آماری و یافته‌های پژوهش ارائه و درپایان، بحث و نتیجه‌گیری از پژوهش مطرح می‌‌شود.

مبانی نظری.

در بین تمام نظریه‌‌های مطرح‌‌شده در حوزۀ ساختار سرمایه، سه نظریۀ توازن، سلسله‌‌مراتبی و حرکت همگام با بازار، بیشترین توجه را به خود جلب کرده‌‌اند. نظریۀ اینرسی نیز جدیدترین نظریۀ ساختار سرمایه است و علاوه‌‌بر بیان نتایجی جدید، نتایج نظریۀ حرکت همگام با بازار را تأیید می‌‌کند. نظریه‌‌های سلسله‌‌مراتبی، حرکت همگام با بازار و اینرسی به وجود یک ساختار سرمایۀ هدف اعتقادی ندارند؛ بنابراین از دید این نظریه‌‌ها مدیران برای تغییر اهرم، در مسیری مشخص تلاش نخواهند کرد (رامشه و همکاران، 1396).

برای بقا در جهان رقابتی امروزی، شرکت‌ها باید از تکنیک‌های نوین تولیدی استفاده کنند. درگذشته، سیستم تولید به امید تقاضا، رایج بود و در این سیستم شرکت بدون توجه به تقاضای فعلی کالا، محصول تولید می‌کرد و به این امید که مشتریان در آینده محصول او را خریداری می‌کنند، انبارهای خود را از کالا پر می‌کرد. این سیستم سنتی به دلایلی از قبیل بهای نگهداری موجودی کالا، بهای فرصت ازدست‌‌رفتۀ سرمایۀ به‌‌کارگرفته‌‌شده برای تولید موجودی کالا، آسیب‌‌دیدن، از مد افتادن و غیره، دیگر سیستم مناسبی در فضای رقابتی امروز نیست. رویکردهای نوین مدیریت تولید، برای شرکت‌ها این امکان را فراهم می‌کند تا با کاهش سطح موجودی کالا، افزایش کیفیت و حذف اتلاف، بهای تولید را کاهش دهند. یکی از مواردی که از بهبود فناوری و رویه‌ها تأثیر پذیرفته و در واکنش به این تغییرات ایجاد شده، مدیریت موجودی کالا است که با کاهش سطح موجودی‌ها و هزینه‌ها، بهای محصول را کاهش و از این طریق سودآوری را افزایش می‌دهد (مهرانی و همکاران، 1392). براساس نظریۀ سلسله‌‌مراتبی^[22]، شرکت‌های سودآور ترجیح می‌دهند سود خود را مجدد در شرکت سرمایه‌‌گذاری کنند؛ به عبارت دیگر نیازهای مالی خود را از محل سود انباشته تأمین می‌کنند و در صورت داشتن نیاز مازاد، به استقراض رو می‌آورند (دستگیر و شهپری، 1396)؛ بنابراین مدیریت موجودی کالا، سودآوری را دستخوش تغییر می‌کند و این باعث تأثیر بر ساختار سرمایه (نسبت بدهی) و پایداری آن می‌شود. در سال‏های اخیر شرکت‌‌ها برای بهبود شیوه‌‌های مدیریت موجودی خود و کاهش موجودی بسیار تلاش کرده‌‌‌‌اند.

برای این کار شرکت‌‌ها موجودی مواد خام خود را به حداقل رساندند، فرآیندهای آغاز تولید را بهبود بخشیدند و از ابزارهای پیش‌‌بینی تقاضا استفاده کردند تا الزامات و نیاز به موجودی برای کالای نهایی را کاهش دهند؛ به‌‌علاوه تغییرات ساختاری مؤثر بر استراتژی زنجیرۀ تأمین و پیشرفت‌‌های فناورانه نیز به کاهش موجودی کمک می‌‌کند. شواهدی مبنی‌‌بر توجه‌‌نداشتن شرکت‌‌ها به هزینه‌‌های نگهداری موجودی در حین تعیین موجودی وجود دارد. شرکا و طرفین مشغول در زنجیرۀ تأمین باید هزینه‌‌های واقعی فردی سرمایۀ خود را افشا کنند و عضوی که هزینۀ سرمایۀ کمتری دارد مسئولیت مالکیت موجودی را در ترازنامۀ خود به عهده بگیرد (راندال[23]، لمون وسولهیم[24]، 2006)؛ به این صورت مزایا و سودها به‌‌صورت هزینه‌‌های کمتر تأمین مالی بین تمامی اعضا و شرکت تقسیم می‌‌شود. گاهی مکان فیزیکی کالاها لازم به تغییر نیست؛ بنابراین به جریان مواد خام دست زده نمی‌‌شود، زمان‏ها تغییر نمی‌‌کند و چرخه‌‌های برنامه‌‌ریزی نیز نیاز به تغییر ندارند (هوبرگ، پروتوپاپا [25]و استینکر، 2017). از اهداف بررسی موجودی مواد و کالا به این موارد اشاره می‌‌شود: آیا سیستم داخلی کنترل داخلی موجودی کفایت لازم را دارد؟ آیا موجودی‌‌ها مربوط به مؤسسه یا سازمان است؟ آیا کلیۀ موجودی‌‌ها در دفاتر به ثبت رسیده است؟ آیا محاسبات و انطباق مدارک با حساب‌‌های دفتر کل به‌‌درستی صورت پذیرفته است؟ آیا ارزشیابی موجودی‌‌های مواد و کالا با نتایج حاصل از قاعدۀ اقل بهای تمام‌‌شده یا بازار، برابری تقریبی دارد؟ آیا ارزیابی، از کفایت افشا و چگونگی ارائۀ موجودی‌‌های مواد و کالا برخوردار است؟ (رضایی، 1397). اعتبار تجاری در نقش یکی از منابع تأمین‌ مالی کوتاه‌مدت، حاصل خرید نسیۀ کالا و خدمات از فروشندگان است. با در نظر گرفتن این موضوع که میان دریافت‌ها و پرداخت‌های شرکت‌ها فاصلۀ زمانی ایجاد می‌شود، این نوع از تأمین مالی که از مبادلات جاری شرکت‌ها نشئت می‌گیرد، در فرآیند تأمین مالی به آنها یاری می‌رساند. ویژگی جالب توجه اعتبار تجاری این است که با افزایش خریدهای شرکت، افزایش پیدا می‌کند و با توجه به اینکه جزئی از عملیات تجاری به حساب می‌آید، نوعی تأمین مالی خودکار است. اعتبار تجاری یکی از کم‌هزینه‌ترین روش‌های تأمین مالی به‌منظور دستیابی به موجودی مواد و کالا است و ازجمله مزایای آن به دسترسی آسان، نیازنداشتن به وثیقه، نداشتن هزینه و سخت‌گیری‌‌نکردن طلبکاران اشاره می‌شود؛ با این ‌وجود اشکال عمدۀ این روش آن است که اگر مشکلات مربوط به نقدینگی پیش آید، حساب‌های پرداختنی شرکت متورم می‌شود و تخفیف‌‌های نقدی از بین می‌‌رود و به‌دنبال آن درجۀ اعتبار تجاری کاهش می‌یابد (شایگان‌‌فرد، 1391). اعتبار تجاری بخشی از نسبت بدهی به حساب می‌آید؛ از این رو اعتبار تجاری در نقش یک منبع تأمین‎‌مالی کوتاه‌مدت، با نسبت بدهی شرکت در ارتباط است. اعتبار تجاری با توجه به شرایط، بر نسبت بدهی تأثیرگذار است؛ برای مثال اگر شرکت از بدهی‌های بلندمدت خود کم کرده باشد، درجۀ اعتبار تجاری بالا تا حدودی نسبت بدهی را به سمت نسبت بدهی هدف (بهینه) سوق می‌‌دهد؛ همچنین اعتبار تجاری باعث افزایش حساب‌های پرداختنی می‌‌شود و درنتیجه، نسبت بدهی افزایش می‌‌یابد و اعتماد اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران کم می‏شود؛ پس در تصمیم‌گیری‌‌های خود برای دادن اعتبار و سرمایه‌گذاری دچار تردید می‏شود. سهرابی و موقری^[26] (2019) در مطالعۀ خود عوامل مطمئن ساختار سرمایه با استفاده از رویکرد پایداری را بررسی کردند. یافته‌‌ها نشان می‌‌دهد اهرم صنعت و سودآوری دو عامل پایدار در افزایش اهرم بازار و اهرم دفتری شرکت‌‌های ایرانی با احتمال انتخاب زیاد هستند. در مقایسه با شواهد موجود در بازارهای توسعه‌‌یافته، نقدینگی را در جایگاه عامل پایدار جدیدی از اهرم‏های مبتنی‌‌بر بازاری و دفتری در دیدگاه احتمالی شناسایی کردند. آنها هیچ مدرکی برای اثبات ثبات اندازۀ شرکت برای اهرم‌‌های دفتری و بازار پیدا نکردند؛ همچنین برپایۀ نتایج یافته‌‌های آنها وقتی ساختار سرمایه براساس نسبت بدهی بلندمدت اندازه می‌‌شود، ملموس‌‌بودن دارایی‌‌ها، یکی از پایدارترین عوامل ساختار سرمایه مشاهده می‌‌شود. دی‌آنجلو و رل (2015) در پژوهشی میزان ثبات ساختار سرمایه را بررسی کردند و نتایج نشان‌دهندۀ بی‌ثباتی ساختار سرمایه بود؛ همچنین دریافتند مجموعه‌ای از الگوهایی که به اهرم هدف قائل هستند اما بر وجود اهرم هدف خاصی تأکید ندارند، مجموعه‌ای معتبر برای تبیین رفتار اهرم معرفی می‌شوند. زلقی و آماره (1398) رابطۀ بین کارایی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه را بررسی کردند و دریافتند که افزایش کارایی سرمایه در گردش میزان انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه را کاهش می‌‌دهد و شدت این رابطه در شرکت‌‌های بیش‌‌اهرمی به‌‌صورت معناداری قوی‌‌تر از شرکت‌‌های کم‌‌اهرمی است. رامشه و همکاران (1396) در پژوهشی ثبات ساختار سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران با استفاده از اطلاعات 113 شرکت برای دورۀ زمانی 1379 تا 1392 را بررسی کردند و نتایج نشان‌دهندۀ بی‌ثباتی ساختار سرمایه در طول دورۀ مد‌نظر بود. مرور منابع داخلی و خارجی نشان می‌‌دهد که در وهلۀ اول ساختار سرمایه ازنظر پایداری کمتر بحث شده است و در وهلۀ دوم در منابع داخلی جای خالی مطالعاتی درزمینۀ اثرگذاری مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری و نحوۀ اثرگذاری آنها بر پایداری ساختار سرمایه دیده می‌‌‌‌شود.

با توجه به مبانی نظری و پژوهش‌های پیشین، فرضیه‌های پژوهش به‌صورت زیر ارائه می‌شوند:

فرضیۀ اول: کارایی مدیریت موجودی کالا اثری منفی بر پایداری ساختار سرمایه دارد.

فرضیۀ دوم: اعتبار تجاری اثری منفی بر پایداری ساختار سرمایه دارد.

روش‌‌ پژوهش.

داده‌های پژوهش از نوع داده‌های ترکیبی^[27] است و از رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته^[28] استفاده شده است. به‌‌منظور انجام محاسبات مربوط به مدل رگرسیون چندگانه و اطلاعات مورد نیاز در این پژوهش و همچنین، تجزیه و تحلیل آنها، از نرم‌افزارهای اکسل^[29]و ایویوز^[30] استفاده شده است.

برای سنجش پایداری ساختار سرمایه، از مدل لمون و همکاران (2008) استفاده شده است. لمون و همکاران (2008) معتقدند تغییر در نسبت بدهی (cs) موجب بر هم زدن پایداری ساختار سرمایه می‌‌شود و هرگونه نسبت اهرمی در سال‌‌های آینده (it+1) به‌‌طور دقیق با نسبت‌‌های اهرمی در سال‌‌های گذشته (it) مرتبط است:

در این مدل CS بیانگر نسبت بدهی سال جاری (t) و نسبت بدهی سال آتی (t+1) و شیب خط رگرسیون (β₁)، میزان پایداری ساختار سرمایه را نشان می‌دهد و X نیز مجموعۀ متغیرهای کنترلی است. هرچه میزان شیب به یک نزدیک‌تر باشد، نشان‌دهندۀ پایداری بیشتر ساختار سرمایه است. در مدل اصلی لمون و همکاران (2008)، نسبت بدهی سال آتی، متغیر وابسته و نسبت بدهی اولیه، متغیر مستقل است؛ اما پژوهش حاضر به‌‌دنبال بررسی تأثیر کارایی مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری بر پایداری ساختار سرمایه (نسبت بدهی) است و موجودی کالا در جایگاه یک دارایی جاری مهم و اعتبار تجاری در جایگاه یک منبع تأمین مالی خارجی کوتاه‌مدت بر نسبت بدهی سال‌های آینده تأثیر‌گذار خواهد بود. در این مدل چون وقفۀ اول متغیر وابسته (CS)، در کنار متغیرهای توضیحی حضور دارد، از روش داده‌های ترکیبی پویا با رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته استفاده شده است.

برای آزمون فرضیه‌های اول و دوم پژوهش، به ترتیب از مدل‌های 1 و 2 استفاده می‌‌شود. در این مدل‌‌ها از دو مؤلفۀ اهرم بازاری و دفتری در نقش ابزار اندازه‌‌گیری پایداری ساختار سرمایه استفاده شده است:

مدل (1)

مدل (2)

در مدل‌های 1 و 2، به BL و ML تفکیک می‌شود و BL نسبت بدهی‌ها به مجموع دارایی‌‌ها و ML نسبت بدهی به بدهی به‌علاوۀ ارزش بازار سهام شرکت است که بیانگرساختار سرمایۀ سال آتی است.  به BL و ML تفکیک می‌شود و BL نسبت بدهی‌ها به مجموع دارایی‌‌ها و ML نسبت بدهی به بدهی به‌علاوۀ ارزش بازار سهام شرکت است که بیانگر ساختار سرمایۀ سال جاری است.  مدیریت موجودی کالا (نسبت کل موجودی کالا به کل فروش) است. هرچه این نسبت کمتر باشد، نشان‌دهندۀ کارایی بیشتر مدیریت موجودی کالا است.  اعتبار تجاری (نسبت حساب‌های پرداختنی تجاری به کل دارایی‌ها) و  نشان‌دهندۀ پایداری است.  اگر معنادار شود، فرضیه تأیید می‌شود، اگر مثبت و معنادار شود، پایداری را افزایش می‌دهد و اگر منفی و معنادار شود، پایداری را کاهش می‌دهد. نماد ، متغیرهای کنترلی است که برای انتخاب آنها از مدل‌‌های مطالعاتی همچون زروکی و طاهریان (1394)، نعمتی و همکاران (1398)، آرلووا^[31] و همکاران (2020) و ژو^[32] و ژانگ^[33] (2019) استفاده شده است. میانگین نسبت ساختار سرمایۀ شرکت‌های فعال در یک صنعت است و برای اهرم دفتری^[34]، IndBL و برای اهرم بازاری^[35]، IndML است.  اندازۀ شرکت (لگاریتم کل دارایی‌ها)،  سودآوری شرکت (نسبت سود عملیاتی به کل دارایی‌ها)،  فشردگی دارایی‌ها (نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌ها)،  ‏نرخ مؤثر مالیات (نسبت مالیات بر سود، قبل از کسر مالیات) و  نقدشوندگی دارایی‌ها (نسبت دارایی‌های جاری به بدهی‌های جاری) است. این متغیرها به پیروی از فلانری ^[36]و رانگان^[37] (2006)، متغیرهای تبیین‌کنندۀ ساختار سرمایۀ بهینه هستند که در مدل‌های 1 و 2 لحاظ شده‌اند. برای برآورد مدل‌های 1 و 2، چون وقفۀ اول متغیر وابسته در کنار متغیرهای توضیحی حضور دارد، از روش داده‌های ترکیبی پویا با رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته استفاده شده است و آثار سال‌ها و شرکت‌ها نیز کنترل شده‌اند؛ همچنین به‌منظور بررسی قابلیت اتکای نتایج، از آزمون سارگان^[38] و آزمون خودهمبستگی سریالی آرلانو - بوند^[39] (1991) استفاده شده است.

نمونۀ بررسی‌‌شده، شرکت‌‌‌‌‌‌های پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران طی سال‌‌های 1385تا 1397 است و از بین شرکت‌‌هایی انتخاب شده‌‌اند که این شرایط را در پایان اسفند 1397 داشته باشند: پایان سال مالی آنها منتهی به پایان اسفندماه باشد، شرکت‌‌‌‌ها قبل از سال 1385 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرفته شده و تا پایان سال 1397 در بورس فعال باشند، از شرکت‌‌های سرمایه‌‌گذاری، مؤسسات مالی و اعتباری، ‏هلدینگ‏ها و بیمه‌ها نباشند؛ زیرا ماهیت فعالیت‌های این شرکت‌ها با سایر شرکت‌ها متفاوت است، اطلاعات مورد نیاز در رابطه با اینگونه‌ شرکت‌ها دردسترس باشد و شرکت‌‌‌‌ها طی این بازۀ زمانی، تغییر سال مالی یا تغییر فعالیت نداده باشند.

یافته‌‌ها.

آمارۀ توصیفی، شمایی کلی از وضعیت توزیع داده‌‌های پژوهش ارائه می‌‌کند. نتایج بررسی آمارۀ توصیفی نشان می‌‌دهد میانگین (میانه) اهرم بازاری 450/0 (433/0) و برای اهرم دفتری 636/0 (596/0) است. این موضوع بیانگر این است که در بازۀ زمانی مدنظر، شرکت‌های بررسی‌‌شده در نمونه، حدود 64 درصد از منابع مالی مورد نیاز خود را از طریق بدهی و مابقی را از طریق حقوق مالکانه تأمین کرده‌اند. میانگین (میانه) متغیرهای مستقل مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری نیز به ترتیب 429/0 (264/0) و 151/0 (070/0) است. این موضوع نشان می‌دهد موجودی کالا معادل 9/42 درصد فروش و حساب‌ها و اسناد پرداختنی تجاری 15 درصد کل دارایی‌هاست؛ همچنین میانگین (میانه) متغیرهای کنترلی متوسط اهرم بازاری و دفتری صنایع به ترتیب 450/0 (429/0) و 605/0 (598/0)، اندازۀ شرکت 020/6 (953/5)، سودآوری 151/0 (147/0)، فشردگی دارایی‌ها 294/0 (224/0)، نرخ مؤثر مالیات 201/0 (167/0) و سرعت نقدشوندگی دارایی‌ها 589/1 (272/1) است. برپایۀ نتایج، به‌طور متوسط میزان سود عملیاتی 1/15 درصد کل دارایی‌ها است، دارایی‌های ثابت 4/29 درصد از کل دارایی‌ها را تشکیل می‌دهد و دارایی‌های جاری 589/1 برابر بدهی‌های جاری است؛ همچنین حداکثر (حداقل) اهرم بازاری 494/5 (004/0)، اهرم دفتری 417/55 (011/0)، مدیریت موجودی کالا 189/62 (001/0)، اعتبار تجاری 905/49 (0001/0)، متوسط اهرم بازاری صنایع 834/0 (010/0)، متوسط اهرم دفتری صنایع 957/0 (210/0)، اندازۀ شرکت 354/8 (290/4)، سودآوری 985/8 (700/57-)، فشردگی دارایی‌ها 954/30 (007/0)، نرخ مؤثر مالیات 175/18 (00006/0) و سرعت نقدشوندگی دارایی‌ها 674/88 (010/0) است.

پیش از برآورد مدل لازم است مانایی تمام متغیرهای استفاده‌‌شده در مدل پژوهش آزمون شود؛ زیرا نامانایی متغیرها باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب می‌‌شود. در این مطالعه برای بررسی مانایی متغیرها از آزمون ریشۀ واحد لوین، لین و چو (LLC) استفاده شده است. فرض اساسی آزمون LLC وجود فرآیند ریشۀ واحدی در بین مقاطع است. براساس نتایج، مقادیر آمارۀ تی متغیرهای اهرم دفتری، اهرم بازاری، مدیریت موجودی کالا، اعتبار تجاری، متوسط صنعت اهرم دفتری، متوسط اهرم بازاری، اندازۀ شرکت، سودآوری شرکت، فشردگی دارایی‌‌ها، نرخ مؤثر مالیات و سرعت نقدشوندگی به ترتیب برابر است با 427/1-، 732/6-، 613/31-، 981/16-، 268/5-، 449/8-، 829/5-، 420/9-، 367/76-، 814/36- و 986/6- و تمامی متغیرها در سطح کمتر از 5 درصد است؛ بنابراین همۀ متغیرها مانا هستند؛ به عبارت دیگر درجۀ انباشتگی متغیرهای پژوهش صفر است.

در مرحلۀ بعد باید آزمون هم‌‌جمعی برای بررسی وجود رابطۀ بلندمدت در بین متغیرها انجام شود. مفهوم اقتصادی هم‌‌جمعی آن است که وقتی دو یا چند متغیر سری زمانی، براساس مبانی نظری با یکدیگر ارتباط داده می‌‌شوند تا رابطۀ تعادلی بلندمدتی را شکل دهند، هرچند ممکن است که خود این سری‌‌های زمانی دارای روندی تصادفی بوده باشند (ناپایا باشند)، در طول زمان یکدیگر را به‌‌خوبی دنبال می‌‌کنند؛ به گونه‌‌ای که تفاضل بین آنها پایا است (نوفرستی، 1391). در این مطالعه، از آزمون کائو برای بررسی وجود هم‌‌جمعی استفاده شده است. با توجه به نتایج آزمون کائو مقادیر ارزش دفتری و ارزش بازار آمارۀ تی متغیرهای مدیریت موجودی کالا و اعتبار تجاری به ترتیب برابر با 288/13-، 786/23-، 015/31- و 207/29- و همگی کوچک‌‌تر از 5 درصد است و بیانگرآن است که فرض صفر آزمون برای هر چهار مدل پژوهش رد شده است. فرض صفر این آزمون، وجودنداشتن هم‌‌جمعی میان متغیرها است؛ بنابراین رابطۀ بلندمدتی بین متغیر وابستۀ هر مدل و متغیرهای مستقل وجود دارد.

پس از انجام پیش‌‌آزمون‌‌های لازم، در این مرحله، نتایج برآورد مدل‌‌های پژوهش ارائه شده است. نتایج براساس فرضیه‌‌های پژوهش بیان شده است. برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش، مدل 1 پژوهش با استفاده از اهرم دفتری و بازاری برآورد و نتایج در جدول‌های 1 و 2 ارائه شده است. با توجه به اینکه از فرم لگاریتمی متغیرها استفاده شده است، ضرایب نشانگر کشش متغیرها است. گفتنی است که برای بررسی اثر نوع صنعت بر ساختار سرمایه، در برازش مدل‌‌ها از متغیر دامی استفاده شد و پس از آنکه نوع صنعت اثر معناداری را نشان نداد، از مدل پژوهش کنار گذاشته شد. نتایج برآورد مدل در جدول 1 نشان می‌‌دهد که همۀ متغیرهای مستقل به استثنای سودآوری شرکت و نرخ مؤثر مالیات بر اهرم مالی دفتری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند.  نتایج برآورد مدل بیانگر آن است که ضریب متغیرهای وقفۀ اهرم دفتری (197/0)، مدیریت موجودی کالا (351/0)، اثر تعاملی اهرم مالی و مدیریت موجودی کالا (382/0-) و متوسط اهرم دفتری صنعت با ضریب 283/0، در سطح 99 درصد بر اهرم دفتری اثر معنادار دارند؛ همچنین ضریب متغیرهای اندازۀ شرکت (223/0-)، فشردگی دارایی‌‌ها (050/0-) و سرعت نقدشوندگی (264/0-) به ترتیب در سطح 95، 90 و 99 درصد بر اهرم دفتری اثر معنادار دارند. منفی و معناداربودن ضریب اثر تعاملی اهرم مالی و مدیریت موجودی کالا (382/0-) بیانگر آن است که با افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد. در انتهای جدول 1 نتایج آزمون‌‌های سارگان و آرلانو و باند ارائه شده است. آزمون سارگان از محدویت‌‌های از پیش تعیین‌‌شده است و برای تعیین هر نوع همبستگی بین ابزارها و خطاها به کار برده می‌‌شود. برای اینکه ابزارها معتبر باشند، باید بین ابزارها و جملات خطا همبستگی وجود نداشته باشد. فرضیۀ صفر برای این آزمون این است که ابزارها تا آنجا معتبر هستند که با خطاها در معادلۀ تفاضلی مرتبۀ اول همبسته نباشند. ردنشدن فرضیۀ صفر شواهدی مبنی‌‌بر مناسب‌‌بودن ابزارها فراهم می‌‌آورد؛ بنابراین با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که وجود همبستگی سریالی مرتبۀ دوم در جملات خطای تفاضلی مرتبۀ اول را آزمون می‌‌کند. با توجه به نتایج مدل، خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد. وجود همبستگی سریالی در تفاضل مرتبۀ اول خطاها در مراتب بالاتر تبعیت از رفتار AR(2) بر این موضوع دلالت دارد که شرایط گشتاوری به‌‌منظور انجام آزمون خودهمبستگی معتبر نبوده است؛ زیرا روش تفاضل‌گیری مرتبۀ اول برای حذف آثار ثابت، در صورتی روش مناسبی است که مرتبۀ خودهمبستگی جملات، اختلال از مرتبۀ دوم نباشد؛ به این منظور باید ضریب رگرسیونی مرتبۀ اول AR(1) معنی‌‌دار باشد و ضریب خودرگرسیونی مرتبۀ دوم AR(2) معنی‌‌دار نباشد؛ به این ترتیب مدل برازش‌‌شده اعتبار لازم را دارد.

جدول (1) برآورد مدل BL-INV

نتایج برآورد مدل در جدول 2 نشان می‌‌دهد که همۀ متغیرهای مستقل به استثنای وقفۀ اول متغیر وابسته و فشردگی دارایی‌‌ها، بر اهرم مالی بازاری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند. وقفۀ اهرم بازاری با ضریب 020/0-، اثر معناداری را بر اهرم بازاری سال جاری نشان نمی‌‌دهد. این ضریب بیانگر میزان پایداری است. میزان پایداری ساختار سرمایه در حضور متغیر مدیریت موجودی کالا برابر با 020/0 است. مدیریت موجودی کالا (301/0-)، اثر تعاملی اهرم مالی و مدیریت موجودی کالا (176/0-)، متوسط اهرم بازاری صنعت (392/0)، متغیرهای اندازۀ شرکت (290/1-)، سودآوری (547/0-)، سرعت نقدشوندگی (521/0-) و نرخ مؤثر مالیات (040/0) در سطح 99 درصد بر اهرم بازاری اثر معنادار دارند. با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که نشان می‌‌دهد خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد؛ بنابراین مدل برازش‌‌شده از اعتبار لازم برخوردار است. با توجه به نتایج به‌‌دست‌‌آمده از برازش مدل 1 و با توجه به منفی و معناداربودن ضریب اثر تعاملی کارایی مدیریت موجودی کالا و اهرم مالی بازاری و دفتری نتیجه گرفته می‌‌شود که با افزایش کارایی مدیریت موجودی کالا، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد؛ پس فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‌‌شود.

جدول (2) برآورد مدل ML-INV

برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، مدل 2 نیز با استفاده از اهرم دفتری و بازاری برآورد و نتایج در جدول‌‌های 3 و 4 ارائه شده است. نتایج برآورد مدل در جدول 3 نشان می‌‌دهد همۀ متغیرهای مستقل به استثنای نرخ مؤثر مالیات، بر اهرم مالی دفتری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند. وقفۀ اهرم دفتری (368/0)، اعتبار تجاری (0111/0-)، اثر تعاملی اهرم مالی و اعتبار تجاری با ضریب 140/0-، در سطح 99 درصد اثر معناداری بر اهرم دفتری دارند و متوسط اهرم دفتری صنعت ( 104/0) در سطح 95 درصد اثر معناداری بر اهرم دفتری دارد؛ همچنین اندازۀ شرکت (337/0-)، سودآوری (247/1-)، فشردگی دارایی‌‌‌‌ها (132/0) و سرعت نقدشوندگی (282/0-) در سطح 99 درصد بر اهرم دفتری اثر معنادار و منفی دارند. منفی و معناداربودن ضریب اهرم مالی و اعتبار تجاری (140/0-) بیانگر آن است که با افزایش اعتبار تجاری، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد. با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که نشان می‌‌دهد خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد؛ پس مدل برازش‌‌شده از اعتبار لازم برخوردار است.

جدول (3) برآورد مدل BL-TC

نتایج برآورد مدل در جدول 4 نشان می‌‌دهد همۀ متغیرهای مستقل به استثنای سودآوری شرکت، بر اهرم مالی بازاری (پایداری ساختار سرمایه) اثر معناداری دارند. وقفۀ اهرم بازاری با ضریب 037/0، اثر معناداری را در سطح 99 درصد بر اهرم بازاری سال جاری نشان می‌‌دهد. این ضریب بیانگر میزان پایداری است. میزان پایداری ساختار سرمایه در حضور متغیر اعتبار تجاری برابر با 037/0 است. اعتبار تجاری با ضریب 307/0-، اثر تعاملی اهرم مالی و اعتبار تجاری (191/0)، متوسط اهرم بازاری صنعت (163/0)، متغیرهای اندازۀ شرکت (905/0)، فشردگی دارایی‌‌ها (182/0) و نرخ مؤثر مالیات (044/0) در سطح 99 درصد و 95 درصد بر اهرم بازاری اثر معنادار دارند. در طرف دیگر، سرعت نقدشوندگی با ضریب 327/0-، در سطح 99 درصد اثر معناداری بر اهرم بازاری دارد. با توجه به نتیجۀ به‌‌دست‌‌آمده از آزمون سارگان، ابزارهای استفاده‌‌شده (وقفۀ متغیر وابسته) در مدل، اعتبار کافی دارند. در طرف دیگر، آزمون آرلانو و باند است که نشان می‌‌دهد خودهمبستگی از درجۀ اول وجود دارد؛ اما از درجۀ دوم وجود ندارد؛ پس مدل برازش‌‌شده از اعتبار لازم برخوردار است.

با توجه به نتایج به‌‌دست‌‌آمده از برازش مدل 2 پژوهش، منفی‌‌بودن ضریب اثر تعاملی کارایی اعتبار تجاری و اهرم مالی بازاری و دفتری بیانگر آن است که اعتبار تجاری رابطۀ معکوس و معناداری با پایداری ساختار سرمایه دارد و با افزایش اعتبار تجاری، پایداری ساختار سرمایه کاهش می‌‌یابد؛ پس فرضیۀ دوم پژوهش تأیید می‌‌شود.

جدول (4) برآورد مدل ML-TC