کووید 19، سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن

مقدمه

نگهداشت وجه نقد نقش مهمی در مدیریت نقدینگی واحدهای تجاری ایفا می‌کند و پژوهشگران به کشف عوامل مؤثر بر آن نیز توجه کرده‌اند. به باور کینز (Keynes, 1936) و بیتس و همکاران (Bates et al., 2009) نگهداشت وجه نقد در واحدهای تجاری از سه انگیزه ناشی می‌شود: انگیزۀ معاملاتی^[1] که در آن از وجه نقد به‌عنوان ابزاری برای انجام معاملات یاد می‌شود؛ انگیزۀ احتیاطی^[2] که در آن، وجه نقد به‌منظور رویارویی با بحران‌های نامطمئن آینده نگهداری می‌شود و انگیزۀ سفته‌بازی^[3] که در آن، وجه نقد برای استفاده از فرصت‌های سرمایه‌گذاری آتی ذخیره می‌شود. به عقیدۀ بیتس و همکاران (Bates et al., 2009) انگیزۀ احتیاطی مهم‌ترین انگیزه برای نگهداشت وجه نقد محسوب می‌شود و توجه پژوهشگران را بیشتر به خود جلب کرده است. انگیزۀ احتیاطی زمانی اهمیت بیشتری می‌یابد که جریان وجوه نقد واحدهای تجاری در معرض خطر بیشتری باشد (Opler et al.; 1999) یا به‌دلیل بحران‌ها دسترسی به منابع مالی برون‌سازمانی با محدودیت مواجه شود (Almeida et al. 2004). بحران اقتصادی ناشی از همه‌گیری کووید 19^[4] در بیشتر کشورها چالش‌های بسیاری را برای شرکت‌ها به همراه داشت (Barai & Dhar, 2021; Aljughaiman et al., 2023): تأثیر منفی چشمگیری بر سطح اشتغال نیروی کار گذاشت، کاهش فعالیت‌های اقتصادی را به‌ دنبال داشت، در بسیاری از بازارهای مالی درجات زیادی از نااطمینانی^[5] را ایجاد کرد (Zhang et al., 2020) و انگیزۀ احتیاطی برای نگهداشت وجه نقد را در واحدهای تجاری تقویت کرد (Honda & Uesugi, 2022). همچنین، به باور مارتینزسولا و همکاران (Martínez-Sola et al., 2013) سطحی بهینه‌ برای نگهداری وجه نقد وجود دارد که موجب حداکثرسازی ارزش شرکت می‌شود؛ بنابراین، مدیران هرگونه انحراف از آن سطح بهینه (هدف)^[6] را به‌سرعت تصحیح می‌کنند. درواقع، تعدیل میزان نگهداشت وجه نقد و سرعت این تعدیل، راهبرد رایج واحدهای تجاری در پاسخ به تغییر در محیط تجاری و اقتصادی است و اصطکاک‌های تأمین مالی^[7] و شوک‌های اقتصادی^[8] می‌تواند بر سرعت تعدیل نسبت وجه نقد اثرگذار باشد (Dittmar & Duchin, 2010 Gao et al., 2013; Bates et al., 2018;). به باور ملگارجو و استفان (Melgarejo & Stephen, 2023) بحران مالی ناشی از شیوع کووید 19 از عوامل مؤثر بر سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد است.

کشور ما نیز از تبعات مختلف همه‌گیری کووید19 بی‌نصیب نبوده است و نتایج برخی پژوهش‌ها (Osoolian & Koushki, 2021; Mirhoseyni et al., 2021; Roudari & Homayounifar, 2021; Safarzadeh & Amini, 2022; Monemizadeh & Bazrafshan, 2023; Dehbashi, 2024) مؤید آثار مالی و اقتصادی این بحران بر شرکت‌های ایرانی است؛ بااین‌حال، باوجود تأکید بر نقش پررنگ بحران کووید 19 در تحریک انگیزه‌های احتیاطی برای افزایش سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن در پژوهش‌ها (Honda & Uesugi, 2022; Chung et al., 2023; Bae & Kang, 2023; Melgarejo & Stephen, 2023)، بیشتر شواهد تجربی دراین‌خصوص مربوط به کشورهای توسعه‌یافته است و در رابطه با شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران، شواهدی در دسترس نیست. به‌منظور پوشش این خلاء، در پژوهش حاضر روی موضوع ذکرشده تمرکز شده و با به‌کارگیری رگرسیون حداقل مربعات تعمیم‌یافته و رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی، تأثیر همه‌گیری کووید19 بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی شده است. در ادامه، به ترتیب مبانی نظری، روش پژوهش، یافته‌های پژوهش و نتایج و پیشنهادها ارائه شده است.

مبانی نظری

ادبیات مربوط به نگهداشت وجه نقد و تعدیل آن بسیار گسترده است و برای تبیین رفتار واحدهای تجاری در مدیریت وجوه نقد، به‌طور معمول از نظریه‌های نمایندگی^[9] (Jensen & Meckling, 1976)، توازن^[10] (Miller, 1977)، سلسله‌مراتبی^[11] (Myers & Majluf, 1984) و زمان‌بندی بازار^[12] (Baker & Wurgler, 2002) استفاده می‌شود. نظریۀ نمایندگی با عناوین نظریۀ جریان وجوه نقد آزاد^[13] و نظریۀ محدودیت‌های مالی^[14] نیز شناخته می‌شود (Harbula, 2001). دراین‌بین، نظریۀ توازن (شامل نسخه‌های ایستا و پویای^[15] این نظریه) بیشتر توجه پژوهشگران را به خود جلب کرده است. براساس نظریۀ توازن، بین مزایا و مخاطرات نگهداشت وجه نقد بِده‌بِستان وجود دارد و در نقطۀ تعادل آنها، واحد تجاری به حداکثر ارزش خود می‌رسد؛ بنابراین، مدیران هرگونه انحراف از آن نقطۀ تعادلی را تصحیح می‌کنند (Dittmar & Duchin, 2010). مطابق با نظریۀ سلسله‌مراتبی، چون استفاده از منابع مالی برون‌سازمانی، ناقرینگی اطلاعاتی^[16] زیادی را بر شرکت تحمیل می‌کند، واحدهای تجاری به‌کارگیری منابع مالی درون‌سازمانی را به استفاده از منابع برون‌سازمانی ترجیح می‌دهند (Myers & Majluf, 1984). در نظریۀ نمایندگی، از وجه نقد به‌عنوان ابزاری برای تقویت جایگاه تصمیم‌گیری مدیران یاد شده است (Gao et al., 2013) و چون استفاده از منابع مالی برون‌سازمانی باعث جلب توجه رقبا و نهادهای ناظر می‌شود، منابع درون‌سازمانی به منابع برون‌سازمانی ارجحیت داده می‌شود (Orlova & Rao, 2018). مطابق با نظریۀ زمان‌بندی بازار، واحدهای تجاری به این دلیل به نگهداری وجه نقد اقدام می‌کنند که برخی ابزارهای تأمین مالی شرکت، تنها به علت ارزش‌گذاری نادرست بازار^[17] از وضعیت شرکت انتشار یافته‌اند (Baker & Wurgler, 2002). برخلاف نظریۀ توازن، در سه نظریۀ نمایندگی، سلسله‌مراتبی و زمان‌بندی بازار، اعتقادی به وجود سطح بهینه برای نگهداشت وجه نقد وجود ندارد (Dittmar & Duchin, 2010). بسیاری از پژوهش‌های پیشین تنها روی عوامل سطح شرکت و صنعت تمرکز داشته‌اند و بحران‌های مالی جهانی و عوامل کلان اقتصادی را کنکاش نکرده‌اند؛ درحالی‌که به باور هوندا و یوسوگی (Honda & Uesugi, 2022) و چانگ و همکاران (Chung et al., 2023) این عوامل کلان با ایجاد نااطمینانی‌های آتی، انگیزۀ احتیاطی واحدهای تجاری را برای نگهداشت وجه نقد بیشتر، تقویت می‌کنند.

برای تبیین تقاضای احتیاطی وجه نقد، آلمیدا و همکاران (Almeida et al., 2004) در مدل نظری خود بیان می‌کنند که با افزایش در محدودیت‌های مالی، شرکت‌ها از محل جریان وجوه نقد، سطح نگهداشت وجه نقد خود را افزایش می‌دهند. باتوجه‌به آنکه بحران‌های جهانی (مانند بحران مالی سال 2008 و شیوع کووید19) فرصت‌های رشد کمتر و محدودیت‌های تأمین مالی بیشتر به دنبال دارند (Zubair et al., 2020)، براساس نظریۀ سلسله‌مراتبی انتظار می‌رود واحدهای تجاری به‌منظور حفظ فرصت‌های سرمایه‌گذاری خود، سطح نگهداشت وجه نقد را افزایش دهند. درخصوص تأثیر بحران‌های جهانی بر سطح نگهداشت وجه نقد، سونگ و لی (Song & Lee, 2012) دریافتند که در طول بحران مالی آسیای شرقی، شرکت‌ها با کاهش سرمایه‌گذاری، دارایی‌های نقدی خود را افزایش داده‌اند و تشدید حساسیت شرکت‌ها به نوسان‌ در جریان‌های نقد، عامل اصلی در افزایش سطح نگهداشت وجه نقد بوده است. با تمرکز بر بحران مالی جهانی در سال 2008، سان و وانگ (Sun & Wang, 2015) و لوزانو و یامان (Lozano & Yaman, 2020) دریافتند که در طول دورۀ بحران، ماندۀ وجه نقد واحدهای تجاری حساسیت بیشتری به جریان‌های نقدی آنها داشته است و شرکت‌ها وجه نقد بیشتری نگهداری کرده‌اند. یافته‌های هی و همکاران (He et al., 2022)، هوندا و یوسوگی (Honda & Uesugi, 2022) و چانگ و همکاران (Chung et al., 2023) نشان می‌دهد که همه‌گیری کووید 19 اثر چشمگیری بر راهبرد مدیریت وجه نقد شرکت‌ها داشته است و در طول این همه‌گیری، شرکت‌ها با انگیزه‌های احتیاطی، وجه نقد بیشتری نگهداری کرده‌اند. بائه و کانگ (Bae & Kang, 2023) دریافتند که در طول همه‌گیری کووید 19 شرکت‌هایی که امکان دورکاری^[18] در آنها کمتر بوده است، انگیزۀ احتیاطی بیشتری برای افزایش نگهداشت وجه نقد داشته‌اند و این تأثیر برای شرکت‌هایی با کارکنان بیشتر قوی‌تر بوده است.

نتایج پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد عواملی بر سطح نگهداشت وجه نقد تأثیر دارد؛ عواملی همچون: فرصت‌های سرمایه‌گذاری (Ferreira & Vilela, 2004)، بیش‌اعتمادی مدیران (Sarlak et al., 2008)، احتمال رخداد بحران‌های مالی و نا‌اطمینانی درخصوص شرایط آتی بازار (Garcia-Teruel et al., 2009)، کیفیت گزارشگری مالی، سررسید بدهی‌ها و جریان‌های نقدی شرکت (Fakhari & Taghavi, 2009)، مخارج تحقیق و توسعه، روابط شرکت با مشتریان، نوسان بازده سهام، چرخۀ عمر و مخاطرۀ ورشکستگی (Pinkowitz et al., 2012)، استقلال هیئت‌مدیره (Rasaiian et al., 2011)، شاخصه‌های فرهنگی (Jabbarzadeh & Bayazidi, 2011)، بحران‌های مالی، فرصت‌های رشد، ساختار بدهی‌ها و توزیع سود (Hasasyeganeh, 2011)، ناقرینگی اطلاعاتی (Ghorbani & Adili, 2012)، تغییر در برخی قوانین مالیاتی که باعث افزایش نااطمینانی‌های آتی می‌شود (Acharya, 2013)، اندازۀ واحد تجاری و فرصت‌های رشد آن (Mehrani et al., 2013)، جریان‌های نقدی مثبت و منفی واحد تجاری (Sepasi & Yabloui, 2014)، ریسک‌های سیستماتیک (Gao et al., 2014)، محدودیت‌های تأمین مالی (Foroghi & Farzadi, 2014)، بیش‌اطمینانی مدیران (Mashayekh & Behzadpur, 2014)، کیفیت حاکمیت شرکتی (Joudi et al., 2019)، قابلیت مقایسۀ صورت‎های مالی (Mehrabanpour, 2020)، نااطمینانی سیاسی حاصل از انتخابات ریاست‌جمهوری (Matinfard et al., 2020)، نرخ تورم (Azizi & Jokar, 2021)، بین عملکرد کارکنان (Gholamrezapoor et al., 2022) و نااطمینانی بازار (Karami et al., 2023). در پژوهش‌های داخلی نیز اثرات شیوع همه‌گیری کووید19 بر برخی مؤلفه‌ها بررسی شده است؛ ازجمله: بازدۀ سهام (Gorjipour et al., 2021; Mirhoseyni et al., 2021; Safarzadeh & Amini, 2022; Bagheri et al., 2023; Monemizadeh & Bazrafshan, 2023)، شاخص کل بورس اوراق بهادار تهران (Mirhoseyni et al., 2021; Roudari & Homayounifar, 2021; Dehbashi, 2024)، عملکرد آتی شرکت‌ها (Bazrafshan, 2022)، ریسک بازارهای مالی (Osoolian & Koushki, 2021)، ارزش سهام شرکت‌های صنعت مواد غذایی (Mojaverian et al., 2023)، رابطۀ کیفیت اطلاعات حسابداری و هزینۀ بدهی (Aflatooni et al., 2024b)، بودجه‌ریزی و استرس کارکنان (Rezaei et al., 2023)، رابطۀ عملکرد اجتماعی شرکت‌ها و واکنش بازار سرمایه (Bashirimanesh & Amiri, 2022)، رابطۀ عوامل کلان اقتصادی بر احساس سرمایه‌گذار (Ramsheh et al., 2023)، مخارج سرمایه‌گذاری شرکت‌ها (Rostamijaz et al., 2022) و سرعت تعدیل ساختار سرمایه (Aflatooni et al., 2024a)؛ بااین‌حال، درخصوص اثر کووید19 بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن، پژوهشی صورت نگرفته است. باتوجه‌به مطالب فوق، فرضیۀ نخست پژوهش به‌صورت زیر مطرح می‌شود:

فرضیۀ اول: در قیاس با سایر سال‌ها در دورۀ همه‌گیری کووید 19 شرکت‌ها وجه نقد بیشتری نگهداری کرده‌اند.

در ادبیات سنتی، به موضوع نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن به‌عنوان مفهومی ایستا توجه شده است که اصطکاک‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی را درنظر نمی‌گیرد (Kim et al., 1998 Opler et al., 1999;). در پژوهش‌های اخیر با تأکید بر پویایی نسبت وجه نقد، از مدل تعدیل جزئی^[19] برای مطالعۀ فرایند تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد و سرعت آن استفاده شده است. در این رویکرد که با نظریۀ توازن سازگار است، فرض می‌شود شرکت‌ها دارای نسبت وجه نقد هدف هستند، همواره نسبت وجه نقد واقعی را به سمت آن تعدیل می‌کنند و هزینه‌های تعدیل موجب کاهش سرعت تعدیل می‌شود (Ozkan & Ozkan, 2004 Flannery & Rangan, 2006; Jiang & Lie, 2016;)؛ به بیان دیگر، شرکت‌ها تنها وقتی نسبت وجه نقد خود را به سمت نسبت هدف سوق می‌دهند که مزایای این کار بیش از هزینه‌های آن باشد (Orlova, 2020). ازجمله عواملی که با فعال‌سازی انگیزۀ احتیاطی برای نگهداشت وجه نقد، مزایای تعدیل را نسبت‌به هزینه‌های آن ارتقا می‌دهد، ایجاد بحران‌های مالی (مانند بحران مالی جهانی در سال 2008 و بحران مالی آسیای شرقی) و شوک‌های سیستمی جهانی (مانند شیوع همه‌گیری کووید 19 در سال‌های 2020 و 2021) است که می‌تواند موجب افزایش سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد شود. از دیدگاه نظریۀ توازن، با آنکه انتظار می‌رود نااطمینانی ناشی از بحران‌های جهانی (مانند شیوع کووید 19)، افزایش در هزینه‌های تعدیل و به‌تبع آن کاهش در سرعت تعدیل نسبت تگهداشت وجه نقد را به‌ دنبال داشته باشد، درعین‌حال ممکن است منجر به ایجاد شرایطی ‌شود که در آن، مزایای حرکت سریع‌تر به سمت نسبت تگهداشت وجه نقد هدف، حتی بیش از افزایش در هزینه‌های تعدیل (ناشی از بحران) باشد و این موضوع، سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد را افزایش خواهد داد (Batuman et al., 2022 Melgarejo & Stephen, 2023;).

در پژوهش‌های مرتبط به سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد، اوپلرو همکاران (Opler et al., 1999) دریافتند که سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد به 26درصد در سال می‌رسد و با افزایش کسری مالی در واحدهای تجاری، سرعت تعدیل نیز افزایش می‌یابد. یافته‌های آنان مؤید نقش مکمل نظریه‌های توازن و سلسله‌مراتبی در تبیین رفتار شرکت‌ها در نگهداشت وجه نقد است. افزون بر آن، نتایج پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد که عواملی بر سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد، مؤثر هستند؛ ازجمله: کسری مالی (Dittmar & Duchin, 2010)، اندازۀ شرکت (Venkiteshwaran, 2011; Kamyabi, et al., 2020)، مالکیت دولتی و خصوصی (Alles et al., 2012)، هزینه‌های تأمین مالی درون‌سازمانی و برون‌سازمانی (Faulkender et al., 2012)، عدم تعادل مالی و جریان وجه نقد آزاد (Dastgir et al., 2013)، وجوه نقد مازاد و محدودیت‌های تأمین مالی (Orlova & Rao, 2018)، حاکمیت شرکتی (Orlova & Sun, 2018)، نسبت اهرمی (Fakhari & Asadzadeh, 2018)، مالکیت خانوادگی (Matoufi & Golchoubi, 2018)، شرایط نهادی و اقتصادی (Orlova, 2020)، برخورداری از مشتریان عمده (Sabermahani et al., 2021)، پیروی از قوانین شریعت اسلام (Bugshan et al., 2021)، بیش‌اطمینانی مدیران (Aflatooni et al., 2021; Deshmukh et al., 2021)، رونق و رکود اقتصادی (Aflatooni et al., 2022a) و نوع راهبرد تجاری (Aflatooni et al., 2022b). همچنین، ادبیات مربوط به تأثیر بحران‌های جهانی بر سرعت تعدیل نگهداشت وجه نقد، محدود و درحال‌رشد است؛ در این راستا، بتیومن و همکاران (Batuman et al., 2022) با بررسی تأثیر بحران مالی جهانی بر شرکت‌های فعال در کشورهای اروپای شرقی دریافتند که در سال‌های بحران، سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد سریع‌تر از سال‌های پس از بحران بوده است. یافته‌های ملگارجو و استفان (Melgarejo & Stephen, 2023) نشان می‌دهد که سرعت تعدیل نسبت وجه نقد در دورۀ همه‌گیری کووید 19 بسیار بیشتر از سایر سال‌ها بوده است. باتوجه‌به مطالب فوق، فرضیۀ دوم پژوهش به‌صورت زیر مطرح می‌شود:

فرضیۀ دوم: در قیاس با سایر سال‌ها، در دورۀ همه‌گیری کووید 19 سرعت تعدیل نسبت وجه نقد شرکت‌ها بیشتر بوده است.

روش پژوهش

به‌منظور جمع‌آوری داده‌های استفاده‌شده در این پژوهش، نخست از بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین استفاده شده و درصورت نقص در داده‌ها، گزارش‌های انتشاریافته در سایت کدال به‌کار رفته است. جامعة آماری این پژوهش شامل تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1401-1387 است (5925 سال ـ شرکت) که به‌منظور کنترل اثر چرخه‌های تجاری، پایان سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند‌ماه باشد و در طول دورة بررسی، تغییر سال مالی نداشته باشند (1635 سال _ شرکت حذف شد)؛ از شرکت‌های فعال در صنایع با فعالیت‌های خاص مانند بیمه‌ها، بانک‌ها و سرمایه‌گذاری‌های مالی، لیزینگ‌ها و هلدینگ نباشند (1410 سال ـ شرکت حذف شد)؛ ارزش دفتری سهام آنها مثبت باشد (270 سال ـ شرکت حذف شد) و داده‌های آنها برای سنجش متغیرهای پژوهش، در دسترس باشد (225 سال ـ شرکت حذف شد). شایان توجه است که در سنجش وجه نقد دورۀ آتی از داده‌های سال 1401 استفاده شده است و این موضوع سبب شده است که بازۀ زمانی مؤثر داده‌ها از 1387 تا 1400 باشد (159 سال ـ شرکت حذف شد)؛ بنابراین، با اعمال شروط بالا، حجم نمونه برابر 159 شرکت (2226 سال ـ شرکت) شده که از داده‌های آنها برای آزمون فرضیه‌های پژوهش استفاده شده است. در این پژوهش، سال‌های 1397-1387 (1749 سال ـ شرکت) به‌عنوان دورۀ قبل از شیوع کووید 19 لحاظ شده است. باتوجه‌به آنکه شیوع کووید 19 از زمستان 1398 شروع شد (و روی مراحل تهیۀ گزارش‌های مالی آن سال اثرگذار بود) و تا پایان 1400 ادامه داشت، بازۀ زمانی 1400-1398 (477 سال ـ شرکت) به‌عنوان دورۀ همه‌گیری در نظر گرفته شده است. افزون بر آن، برای سنجش نوسان‌پذیری جریان وجوه نقد عملیاتی، از داده‌های 1386-1383 نیز استفاده شده است. در مرحلۀ تجزیه‌وتحلیل، نرم‌افزار استاتا و داده‌های تابلویی به ‌کار رفته‌اند. برای برازش مدل‌های ایستا و آزمون فرضیۀ نخست پژوهش از برآوردگر حداقل مربعات تعمیم‌یافته^[20] و برای برآورد مدل‌های پویا برای سنجش سرعت تعدیل و آزمون فرضیۀ دوم پژوهش از برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی^[21] بلاندل و بوند (Blundell & Bond, 1998) استفاده شده است. برای تصحیح خطای استاندارد ضرایب در مدل‌های ایستا از تصحیح خوشه‌ای در سطح شرکت استفاده شده و برای تصحیح خطای استاندارد ضرایب در مدل‌های پویا، تصحیح وایندمیجر (Windmeijer, 2005) به‌کار رفته است. افزون بر آن، نتایج آزمون‌های استحکام با لحاظ‌کردن سال‌های 1399-1400 (318 سال ـ شرکت) به‌عنوان دورۀ شیوع کووید 19 و نیز رویکرد دو‌مرحله‌ای اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) گزارش شده است. برای سنجش سطح بهینۀ نگهداشت وجه نقد شرکت، با پیروی از اوپلر و همکاران (Opler et al., 1999)، بیتس و همکاران (Bates et al., 2009)، اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) و اورلوا (Orlova, 2020)، مدل زیر با کنترل اثرات سال‌ها و صنایع برآورد شده است. مقادیر برازش‌شدۀ این مدل معادل سطح بهینۀ (هدف) نگهداشت وجه نقد تعریف می‌شود:

که در آن،  برابر با نسبت وجه نقد و سرمایه‌گذاری‌های کوتاه‌مدت به کل دارایی‌های غیرنقد است. افزون بر آن، نماد  به بُردار مؤلفه‌های تبیین‌کنندۀ نسبت نگهداشت وجه نقد شامل اندازۀ شرکت  (لگاریتم کل دارایی‌ها در مبنای ده)، فرصت‌های رشد  (مجموع ارزش دفتری بدهی‌ها و ارزش بازار سهام تقسیم بر ارزش دفتری دارایی‌ها)، جریان وجوه نقد عملیاتی  (جریان وجوه نقد عملیاتی تقسیم بر کل دارایی‌ها)، خالص سرمایه در گردش  (نسبت تفاضل دارایی‌های جاری غیرنقد و بدهی‌های جاری بر کل دارایی‌ها)، مخارج سرمایه‌ای  (مبالغ صرف‌‌شده برای خرید دارایی‌های ثابت بر کل دارایی‌ها)، نسبت اهرمی  (نسبت کل بدهی‌های بهره‌دار بر کل دارایی‌ها)، پراکنش جریان وجوه نقد عملیاتی در سطح صنعت  (معادل با میانۀ انحراف معیار پنج سال اخیر متغیر  در سطح صنعت) و متغیر مجازی توزیع سود نقدی  (با مقدار 1 برای شرکت‌هایی که سود نقدی توزیع کرده‌اند و مقدار صفر برای سایر شرکت‌ها) است. برای آزمون فرضیۀ نخست پژوهش، از مدل زیر استفاده شده است:

که در آن،  یک متغیر مجازی است که برای دورۀ شیوع کووید 19 (سال‌های 1400-1398) مقدار 1 و برای سایر سال‌ها مقدار صفر دارد. مطابق با فرضیۀ اول پژوهش، پیش‌بینی می‌شود که ضریب متغیر  مثبت و معنادار باشد. برای محاسبۀ سرعت تعدیل نسبت وجه نقد، با پیروی از اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) و اورلوا (Orlova, 2020) از رویکرد تعدیل جزئی استفاده شده است:

که در آن،  سرعت تعدیل و  نسبت وجه نقد هدف (بهینه) است که از مدل (1) حاصل می‌شود. با جایگزین‌کردن نسبت وجه نقد هدف در رابطۀ (1)، مدل (3) حاصل می‌شود که در عمل، برای سنجش سرعت تعدیل نگهداشت وجه نقد به‌کار می‌رود و در پایان برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، مدل‌ (4) برآورد شده است:

که در آن، تمام متغیرها پیش از این تعریف شده‌اند. مطابق با فرضیۀ دوم پژوهش، انتظار می‌رود که در مدل (4) ضریب متغیر تعاملی  منفی و معنادار باشد.

یافته‌ها

برای درک وضعیت شاخص‌های مرکزی و پراکندگی داده‌ها، آماره‌های توصیفی در جدول (1) گزارش شده است.

جدول (1): آماره‌های توصیفی

Table (1): Descriptive statistics

نتایج نشان می‌دهد که در شرکت‌های بررسی‌شده، حدود 8درصد از کل دارایی‌ها به‌صورت نقد نگهداری می‌شود، مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری بدهی‌ها نزدیک به 5/2 برابر دارایی‌ها است، جریان وجوه نقد عملیاتی رقمی نزدیک به 11درصد دارایی‌ها است، خالص سرمایه در گردش حدود 4درصد کل دارایی‌ها است، مخارج سرمایه‌ای بالغ بر 4درصد کل دارایی‌ها را تشکیل می‌دهد و به‌طور میانگین، حدود 24درصد از منابع مالی شرکت‌ها از محل بدهی‌های بهره‌دار تأمین شده است. افزون بر آن، یافته‌ها بیانگر آن است که در 97درصد سال ـ شرکت‌ها سود نقدی توزیع شده است. همچنین، نتایج نشان می‌دهد که در سال‌های قبل از شیوع کووید 19، وجه نقد شرکت‌ها رقمی در حدود 5/6درصد دارایی‌های غیرنقد را تشکیل می‌داده و در دورۀ شیوع کووید 19 این مقدار به 12درصد (حدود دو برابر) رسیده است.

برای بررسی وابستگی خطی بین متغیرهای پژوهش، جدول (2) ضرایب همبستگی پیرسون (زیر قطر اصلی) و اسپیرمن (بالای قطر اصلی) را گزارش کرده است. نتایج آزمون همبستگی پیرسون بیانگر آن است که نسبت نگهداشت وجه نقد با فرصت‌های رشد (2470/0)، نسبت جریان وجوه نقد عملیاتی (1911/0)، خالص سرمایه در گردش (0398/0) و نسبت اهرمی (1660/0-) همبسته است. نتایج آزمون همبستگی اسپیرمن نشان می‌دهد که نسبت نگهداشت وجه نقد با فرصت‌های رشد (2246/0)، نسبت جریان وجوه نقد عملیاتی (1986/0)، خالص سرمایه در گردش (0685/0)، مخارج سرمایه‌ای (0551/0) و نسبت اهرمی (1930/0-) همبسته است. افزون بر آن، نتایج نشان می‌دهد که بین برخی متغیرهای تبیین‌کنندۀ نسبت نگهداشت وجه نقد نیز همبستگی معناداری وجود دارد که با نماد ستاره مشخص شده‌اند.

جدول (2): ماتریس همبستگی

Table (2) Correlation matrix

در جدول (3)، ستون‌های (1) و (2) نتایج برازش مدل (1) را به‌ترتیب در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 و دورۀ شیوع کووید 19 گزارش می‌کنند و ستون (3) نتایج برازش مدل (2) را برای آزمون فرضیۀ نخست پژوهش ارائه می‌دهد. در هر سه ستون، اثرات خاص سال‌ها و صنایع کنترل شده‌اند و معناداری آمارۀ فیشر بیانگر معناداری مدل است. نتایج برازش مدل (1) در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 نشان می‌دهد شرکت‌هایی با اندازۀ کوچک‌تر (0281/0-)، فرصت‌های رشد بیشتر (0256/0)، جریان وجوه نقد عملیاتی بالاتر (1275/0)، خالص سرمایه در گردش کمتر (0264/0-)، مخارج سرمایه‌ای کمتر (1998/0-) و نسبت اهرمی کوچک‌تر (0488/0-) وجه نقد بیشتری در سال آتی نگهداری کرده‌اند و متغیرهای توضیحی 33درصد از تغییرات نسبت نگهداشت وجه نقد را تبیین می‌کنند؛ بااین‌حال، نتایج بیانگر آن است که در دورۀ شیوع کووید 19 صرفاً اندازۀ شرکت (0081/0-) و جریان وجوه نقد عملیاتی (2447/0) در تبیین نسبت نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها نقش معناداری بازی کرده‌اند‌ و متغیرهای توضیحی تنها حدود 12درصد از تغییرات نسبت نگهداشت وجه نقد را تبیین نکرده‌اند. در برازش مدل (2)، مثبت و معناداربودن ضریب متغیر مجازی کووید 19 نشان می‌دهد که با کنترل اثر متغیرهای تبیین‌کنندۀ نسبت نگهداشت وجه نقد و نیز کنترل اثرات خاص سال‌ها و صنایع، در دورۀ همه‌گیری کووید 19 در مقایسه با سال‌های قبل از آن، نسبت نگهداشت وجه نقد به دارایی‌های غیرنقد شرکت‌ها به میزان 0452/0 بیشتر شده‌ است. این موضوع که با نتایج ارائه‌شده در جدول آماره‌های توصیفی همخوانی دارد، بیانگر پذیرفتن فرضیۀ نخست پژوهش است.

جدول (3): نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش

Table (3): The results of testing the first hypothesis

ستون‌های (1) و (2) در جدول (4) نتایج برآورد مدل (3) را برای محاسبۀ میزان سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد به‌ترتیب در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 و دورۀ شیوع کووید 19 گزارش می‌کنند و ستون (3) نتایج برازش مدل (4) را برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش ارائه می‌دهد. در هر سه ستون، اثرات خاص سال‌ها و صنایع کنترل شده‌اند. در برآورد هر مدل، از مقدار وقفۀ دوم متغیر وابسته و وقفۀ اول متغیرهای توضیحی به‌عنوان متغیر ابزاری^[22] استفاده شده‌است. معنادارنبودن آمارۀ هنسن^[23] بیانگر معتبربودن ابزارها است. معناداربودن آمارۀ آزمون آرلانوـ بوند در وقفۀ نخست و معنادارنبوئن این آماره در وقفۀ دوم مؤید آن است که جملات خطای مدل‌ها، خودهمبستگی سریالی ندارند. نتایج این دو آزمون نشان می‌دهد که می‌توان بر نتایج برازش مدل‌ها اتکا کرد.

جدول (4): نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

Table (4): The results of testing the second hypothesis

نتایج برازش مدل (3) در سال‌های قبل از همه‌گیری کووید 19 نشان می‌دهد که به غیر از متغیر مجازی توزیع سود نقدی، ضریب سایر متغیرها در سطح 10درصد و کمتر از آن معنادار است؛ بااین‌حال، نتایج برازش مدل (3) در دورۀ شیوع کووید 19 نشان می‌دهد که تنها ضرایب سه متغیر نسبت وجه نقد دورۀ جاری، جریان وجوه نقد عملیاتی و خالص سرمایه در گردش معنادارند. نتایج نشان می‌دهد که در سال‌های قبل از شیوع کووید 19 سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد حدود 50درصد (4931/0=5069/0-1) بوده است و نتایج تحلیل نیمه عمر^[24] نیز بیان می‌کند که در راستای نیل به نسبت هدف، شرکت‌ها نیمی از انحراف نسبت نگهداشت وجه نقد واقعی از نسبت وجه نقد هدف را در یک بازۀ زمانی 12ماهه حذف می‌کنند؛ بااین‌حال، یافته‌ها حاکی از آن است که در دورۀ شیوع کووید 19 سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد حدود 5/68درصد (6845/0=3155/0-1) بوده است و شرکت‌ها نیمی از انحراف نسبت نگهداشت وجه نقد واقعی از نسبت وجه نقد هدف را در یک بازۀ زمانی حدود 7ماهه حذف می‌کنند. این نتایج بیان می‌کند که در قیاس با سال‌های قبل از شیوع کووید 19، در دورۀ کووید 19 سرعت تعدیل نسبت وجه نقد حدود 40درصد افزایش داشته است. در نتایج برازش مدل (4)، منفی و معناداربودن ضریب متغیر تعاملی COVID*CASH (2184/0-) نیز نشان می‌دهد که سرعت تعدیل نسبت وجه نقد در دورۀ شیوع کووید 19 در مقایسه با سال‌های قبل آن افزایش معناداری داشته است. این نتایج با پیش‌بینی مطرح در فرضیۀ دوم پژوهش سازگار است.

آزمون استحکام

برای اطمینان از استحکام یافته‌ها، نتایج آزمون‌های استحکام در جدول (5) گزارش شده‌اند. باتوجه‌به آنکه شیوع کووید 19 در ایران از زمستان 1398 شروع شد و تنها بر بخش کوچکی از رویدادهای مالی شرکت‌ها برای آن سال تأثیر داشت، در بخش الف از جدول (5)، نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش با به‌کارگیری دورۀ زمانی 1400-1399 به‌عنوان دورۀ شیوع کووید 19 ارائه شده است و برای تلخیص، صرفاً ضریب متغیرهای تعاملی  و  گزارش شده‌اند.

جدول (5): نتایج آز‌مون‌ها‌ی استحکام

Table (5) The results of robustness tests

نتایج بخش الف از آزمون‌های استحکام، سازگار با فرضیه‌های پژوهش و بیانگر استحکام نتایج نسبت به تعریف جایگزین برای متغیر مجازی  است. در بخش ب از جدول (5)، از رویکرد دو مرحله‌ای اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018) برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش استفاده شده است. به باور اورلوا و رائو (Orlova & Rao, 2018)، تنظیم مدل تعدیل جزئی به شکل رابطۀ (1) و تخمین مدل حاصله با رویکرد گشتاورهای تعمیم‌یافته، فرض می‌کند که سرعت تعدیل در شرکت‌های مختلف به‌صورت همگن^[25] است؛ درحالی‌که در دنیای واقعی ممکن است دراین‌خصوص، درجاتی از ناهمگنی^[26] وجود داشته باشد. برای غلبه بر این مشکل، با پیروی از اورلوا (Orlova, 2020)، از یک رویکرد دو مرحله‌ای استفاده می‌شود که فرض می‌کند، سرعت تعدیل نگهداشت وجه نقد تابعی ریاضی از مؤلفه‌های گوناگون ( ) است:

با جایگذاری رابطۀ (2) در رابطۀ (1) داریم:

در مدل (5) عبارت  معادل با انحراف از سطح بهینۀ نگهداشت وجه نقد است. با این تصریح می‌توان فرض همگن‌بودن سرعت تعدیل را کنار گذاشت تا این مفهوم تابعی از عوامل سطح شرکت، اقتصاد کلان یا شوک‌های جهانی باشد. در این روش، ابتدا ضمن برازش مدل (3) با برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی، مقدار برازش‌شدۀ مدل (یعنی ) محاسبه می‌شود. سپس با جایگذاری  در مدل (5)، مدل جدیدی حاصل می‌شود که با رویکرد حداقل مربعات معمولی قابل برازش است؛ در این راستا، برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، در مدل (5) متغیر مجازی  جایگزین  می‌شود. مطابق با فرضیۀ دوم پژوهش، در این مدل انتظار می‌رود ضریب متغیر تعاملی  مثبت و معنادار باشد. همانند فوزو و همکاران (Fosu et al., 2016)، برای کاهش تأثیر منفی ناهمسانی واریانس خطاها و همبستگی احتمالی بین آنها در برازش مدل (5) از تصحیح خوشه‌ای (با خوشه‌بندی در سطح شرکت) استفاده شده است. نتایج ارائه‌شده در بخش (ب) مؤید یافته‌های پیشین و سازگار با فرضیۀ دوم پژوهش است.

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

ادبیات مربوط به عوامل مؤثر بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن، رشد خوبی را در سال‌های اخیر تجربه کرده است. نگهداشت وجه نقد با انگیزه‌های مختلفی صورت می‌گیرد که از این بین، انگیزۀ احتیاطی از جایگاه خاصی برخوردار است. برای تشریح رفتار واحدهای تجاری در نگهداشت وجه نقد و تعدیل آن، پژوهشگران نظریه‌های متعددی را مطرح کرده‌اند که در بین آنها، نظریۀ توازن بیشتر توجه متخصصین امر را به خود جلب کرده است. در پژوهش‌های پیشین، تأثیر عوامل مختلفی در سطح شرکت، صنعت و اقتصاد کلان روی سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی شده است. در سال‌های اخیر، رده‌ای از پژوهش‌ها تأثیر شوک‌های سیستمی جهانی (مانند شیوع همه‌گیری کووید 19) را بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی کرده‌اند؛ بااین‌حال، د خصوص شرکت‌های فعال در بورس اوراق بهادار تهران شواهدی در این رابطه ارائه نشده است. برای پوشش این خلاء، پژوهش حاضر با به‌کارگیری رویکرد حداقل مربعات تعمیم‌یافته و مدل تعدیل جزئی با رویکرد پویا تأثیر همه‌گیری کووید 19 را بر سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن بررسی کرده است. یافته‌های پژوهش بیان می‌کند که در دورۀ همه‌گیری کووید 19 در مقایسه با سال‌های قبل از آن، نسبت نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها حدود دو برابر شده و سرعت تعدیل آن نیز نزدیک به 40درصد افزایش داشته است. این نتایج که با یافته‌های هوندا و یوسوگی (2022)، چانگ و همکاران (2023) و ملگارجو و استفان (2023) همخوانی دارد، با انگیزۀ احتیاطی برای نگهداشت وجه نقد و مفاهیم مطرح در نظریه‌های سلسله‌مراتبی و توازن سازگار است.

این پژوهش از دو زاویه در توسعۀ ادبیات جاری مشارکت دارد. از زاویۀ نخست، پژوهش حاضر ادبیات موجود درخصوص تقویت انگیزه‌های احتیاطی ناشی از شیوع کووید19 بر نگهداشت وجه نقد را غنا می‌بخشد. از منظر دوم، نتایج این پژوهش با پررنگ‌کردن نقش همه‌گیری کووید19 و تأکید بر اهمیت آن در تشدید فشارهای مالی روی واحدهای تجاری، مؤید اقدام این واحدها برای افزایش سرعت تعدیل نسبت نگهداشت وجه نقد به‌عنوان راهکاری برای گریز از تبعات مالی این همه‌گیری است و ازاین‌رو، برای سیاست‌گذاران در سطوح خرد و کلان، رهنمودهایی برای رویارویی با بحران‌های مشابه در بر دارد؛ به بیان دیگر، نتایج این پژوهش افزایش در سطح نگهداشت وجه نقد و سرعت تعدیل آن را به‌عنوان راهکاری برای در امان‌ ماندن از عواقب بحران کووید 19 و رویدادهای مشابه توصیه می‌کند. مطابق با رویکرد رایج در ادبیات، در این پژوهش رویکرد تعدیل جزئی یک مرحله‌ای و دو مرحله‌ای به همراه مدل‌های پویا به‌کار رفته است تا نواقص رویکرد ایستا، روی یافته‌ها اثرگذار نباشند و بتوان ناهمگنی در سرعت تعدیل در شرکت‌های مختلف را لحاظ کرد. افزون بر آن، نتایج پژوهش در مقابل استفاده از تعاریف عملیاتی متفاوت درخصوص دورۀ شیوع کووید 19 مقاوم است. همچنین، با لحاظ‌کردن تعداد زیادی از عوامل مخدوش‌کننده^[27] با عنوان متغیرهای کنترلی و اثرات ثابت سال‌ها و صنایع سعی شده است تا از ایجاد تورش متغیرهای محذوف^[28] اجتناب شود؛ بااین‌وجود، به‌دلیل برخی محدودیت‌ها، در تعمیم نتایج پژوهش باید احتیاط کرد؛ برای نمونه، در این پژوهش فرض شده که همه‌گیری کووید 19 به‌صورت همگن بر صنایع مختلف تأثیر گذاشته است، درحالی‌که برخی صنایع مانند حمل‌ونقل، هتل‌داری، رستوران‌ها و... متحمل خسارات هنگفتی شده و برای برخی دیگر مانند مخابرات، ساخت‌وساز و... خسارت چندان زیاد نبوده است. نکتۀ اخیر می‌تواند توجه پژوهشگران آتی را به خود جلب کند.

[1]. Transaction motive

[2]. Precautionary motive

[3]. Speculative motive

[4]. COVID-19 Pandemic

[5]. Uncertainty

[6]. Optimal (target)

[7]. Financing frictions

[8]. Economic shocks

[9]. Agency

[10]. Trade-off

[11]. Pecking order

[12]. Market timing

[13]. Free cash-flow

[14]. Financial constraint

[15]. Static and dynamic

[16]. Information asymmetry

[17]. Market mis-valuation

[18]. Remote working

[19]. Partial adjustment model

[20]. Generalised least squares (GLS)

[21]. System generalized method of moments (System GMM)

[22]. Instrumental variable

[23]. Hansen

[24]. Half-life=12*Ln(0.5)/Ln(1-λ)

[25]. Homogenous

[26]. Heterogeneity

[27]. Confounding factors

[28]. Omitted variable bias