نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار مالی دانشگاه پیام نور رشت
2 کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی - گرایش مالی دانشگاه آزاد اسلامی رشت
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The main purpose of this study is to investigate the effect of accounting conservatism on the value of cash holdings in firms listed in Tehran Stock Exchange. The statistical sample of the study includes 94 the firms listed in Tehran Stock Exchange (TSE) over the period from 2006 to 2012.We use Pooled Panel-Data Regression and EGLS method to estimate the model parameters. The results show that a change of a Rial in cash holdings is associated with less than a Rial change in market value. Furthermore, the results indicate that accounting conservatism increases market value of an additional Rial in cash holdings.
کلیدواژه‌ها [English]
بررسی اثر محافظه کاری بر ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده
مهدی مشکی میاوقی *، سمانه الهی رودپشتی **
|
93 |
/ |
05 |
/ |
03 |
تاریخ دریافت:
|
|
93 |
/ |
08 |
/ |
11 |
تاریخ پذیرش:
|
چکیده
هدف اصلی این پژوهش، بررسی اثر محافظهکاری بر ارزش بازار موجودی نقد نگهداری شده می‌باشد. نمونه آماری پژوهش شامل 94 شرکت می باشد که در طی دوره زمانی 1385 لغایت 1391 از بین شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب شده است. در پژوهش حاضر با استفاده از داده‌های ترکیبی و روش حداقل مربعات تعمیم یافته به بررسی صحت یا سقم فرضیه‌های پژوهش پرداخته‌شد. یافته‌های پژوهش حاکی از آن است که تغییر یک ریال در وجه نقد نگهداری شده، منجر به ایجاد تغییرات کمتری در ارزش بازار آن میشود. همچنین نتایج نشان می‌دهد که محافظهکاری، ارزش بازار یک ریال اضافی در وجه نقد نگهداری شده را افزایش می‌دهد.
واژه‌های کلیدی: موجودی نقد نگهداری شده، محافظهکاری حسابداری، ارزش نهایی.
طبقه‌بندی موضوعی: G30, M41
مقدمه
بدون تردید موجودی نقد یکی از سیال‌ترین دارایی‌های مالی شرکت‌ها می باشد. این ویژگی موجودی نقد، اهمیت فوق العاده‌ای را به آن بخشیده است. توانایی اخذ تصمیمات مالی بهینه و به‌موقع به مقدار زیادی تحت تاثیر آن قرار دارد. درصورتی که شرکتی با کمبود نقد مواجه باشد، قادر نخواهد بود از فرصت‌های سرمایه‌گذاری خود استفاده کند و یا دیگر نیاز‌های مالی خود را تامین نماید، بنابراین این کمبود، تاثیر منفی روی ارزش شرکت خواهد داشت. هرچند وجود موجودی نقد در تراز مالی همه شرکت‌ها مهم بوده و ضروری است، اما میزان اهمیت وجود این دارایی می‌تواند برای شرکت‌های مختلف، تغییر کند.
وجود وجه نقد مازاد برای یک شرکت، می‌تواند نشانهای مبهم برای بازار تلقی شود. زیرا هم می‌تواند دارای جنبه‌های مثبت و هم جنبه‌های منفی باشد. نگهداشت وجه نقد مازاد در شرکت‌ها می‌تواند از سوی بازار نشانهای باشد مبنی بر اینکه اینگونه شرکت‌ها از ریسک کمتری برخوردار هستند زیرا توانایی بیشتری در مواجهه با مشکلات مالی احتمالی آتی دارند. از طرف دیگر، وجود وجه نقد مازاد در شرکت‌ها می‌تواند تاثیر منفی بر عملکرد شرکت‌ها بواسطه بروز مشکلات نمایندگی برای آن‌ها داشته باشد) جنسن، 1986). میکلسون و پارچ (2003) در تحقیق خود نشان دادند که شرکت‌هایی که سطح بیشتری از وجه نقد را نگهداری می‌نمایند، عملکرد بهتری نیز از خود نشان می‌دهند. آنان بر این باورند که سطح بهینه وجه نقد برای شرکت‌ها وجود ندارد و عملکرد شرکت‌ها با افزایش در سطح نگهداشت وجه نقد، افزایش می‌یابد.
مهمترین عامل نگهداری وجه نقد مازاد، عدم تقارن اطلاعاتی1 و مشکلات ناشی از آن است. وجود عامل مزبور منجر به تحصیل وجه نقد پر هزینه میشود؛ در چنین شرایطی، شرکت ممکن است دارایی‌های جاری خود را به قصد کاهش هزینه‌های تامین مالی برون سازمانی، افزایش دهد. مزیت عمده نگهداری وجه نقد در بازارهای سرمایه ناکارا افزایش توانایی شرکت برای استفاده از فرصت‌های سرمایه‌گذاری ارزشمند و پرهیز از تامین مالی خارجی گران قیمت است، با این وجود، نگهداری وجه نقد هزینه‌هایی نیز در بردارد، برای مثال مدیران و سهامداران کنترلیممکن است با انگیزه‌های فرصت‌طلبانه و سودجویانه و در راستای دستیابی به اهداف شخصی خود، اقدام به نگهداری وجه نقد نمایند؛ اهدافی که لزوماً منطبق با اهداف شرکت نمی باشد (جنی و همکاران، 2009). بر این اساس، نگهداری بیش از اندازه وجوه نقد می‌تواند نشانهای از عدم تخصیص کارای منابع بوده و هزینه‌هایی را بر شرکت تحمیل نماید (ازکان و همکاران، 2004). نتایج پژوهش‌های باتاچاریا و همکاران (2003)، فرانسیس و همکاران (2004و 2005) و اوزکان و اوزکان (2004) نشان می‌دهد افزایش عدم تقارن اطلاعاتی، انگیزه نگهداری دارایی‌های نقدی بالایی را برای شرکت‌ها ایجاد می‌کند. به عبارت دیگر، وجود عدم تقارن اطلاعاتی باعث افزایش هزینه سرمایه شرکت شده و تأمین وجوه از بازارهای مالی به نفع شرکت نخواهد بود، بنابراین شرکت‌ها ترجیح می‌دهند دارایی‌های نقدی زیادی نگهداری کنند تا در مواقع لازم وجوه مورد نیاز خود را از منابع داخلی تأمین کنند (اوزکان و اوزکان، 2004).
از سوی دیگر، استفاده از اصل محافظهکاری در گزارشگری مالی در صورتی که موجب کاهش عدم تقارن اطلاعاتی گردد، تأمین مالی را برای شرکت‌ها تسهیل نموده و میزان نگهداری وجه نقد توسط شرکت‌ها را کاهش می‌دهد. برخی از مطالعات انجام شده (فالکندر و ونگ، 2006) نشان می‌دهد که ارزش بازار یک ریال سرمایه‌گذاری در وجه نقد، کمتر از ارزش اسمی یک ریال است؛ یعنی به ازای هر واحد افزایش در وجه نقد، ارزش نهایی2 به مبلغ کمتری افزایش می‌یابد. این یافته منطبق با فرضیه جریان نقد آزاد جنسن است که عنوان می‌کند جریان‌های نقدی آزاد، دارای اثر معکوسی بر کارایی تصمیمات سرمایه‌گذاری است. مطالعات لویس و ارکان (2012) نشان می‌دهد که محافظهکاری3 می‌تواند باعث تعدیل در میزان کاهش ارزش نهایی وجه نقدی شود که به ازای افزایش در موجود نقد اتفاق می افتاد.
بر اساس مباحث فوق هدف اصلی پژوهش، پاسخ به این سئوال است که «آیا محافظهکاری، ارزش نهایی یک ریال اضافی در وجه نقد نگهداری شده4 را افزایش می‌دهد؟».
در این مقاله ابتدا به تشریح مفاهیم نظری و نیز پیشینه پژوهش پرداخته شده و سپس به منظور پاسخ به سؤال‌های پژوهش، فرضیه‌های تدوین شده، مورد آزمون قرار گرفته است. در نهایت در بخش پایانی، خلاصه نتایج حاصل از پژوهش و آزمون فرضیه‌ها و نیز پیشنهادهای لازم ارائه گردیده است.
مبانی نظری و پیشینه پژوهش
سرمایه‌گذاران و سایر فعالان بازار ممکن است درک درست و یکسانی از نوسان‌های رخ داده در سطح بهینه نگهداشت وجه نقد و تاثیر آن بر عملکرد شرکت‌ها نداشته باشند. در صورتیکه همین انحرافات تا حدود زیادی می‌تواند نشانه‌هایی از نوسانات موجود در عملکرد جاری و آتی شرکت‌ها را نشان دهد. طبق نظریه موازنه ایستا5، شرکت‌ها میزان بهینه وجه نقد خود را با برقراری یک موازنه میان منافع و هزینه نگهداری وجه نقد تعیین می‌کنند. در حقیقت، شرکت‌ها سطح بهینه وجه نقد خود را با تعیین میزان اهمیت هزینه‌های نهایی و منافع نهایی ناشی از نگهداری وجه نقد تنظیم می‌کنند. نکته مهم این است که سطح مطلوبی از وجه نقد برای شرکت‌ها وجود دارد که در آن مدیریت براساس تحلیل هزینه منفعت و افزایش ارزش شرکت نسبت به نگهداری آن تصمیم‌گیری می‌کند (جانی و همکاران، 2004). نگهداری وجه نقد از احتمال بحران مالی می‌کاهد و به عنوان ذخیره امن برای مواجه با زیان‌های غیر منتظره به شمار می‌رود. مدیریت برای حداکثر‌سازی ثروت سهامداران، باید مانده وجه نقد شرکت را به نحوی تنظیم نماید که منافع نهایی ناشی از نگهداری وجه نقد با هزینه نهایی آن برابر شود (آپلر و همکاران، 1999).
ارزش نهایی وجه نقد، ارزش بازار یک ریال وجوه نقد تحصیل شده می‌باشد. در بازارهای بدون اصطکاک6 ارزش نهایی یک ریال وجه نقد برای سهامداران باید دقیقاً برابر یک ریال باشد (پینکویتز و ویلیام، 2004). دلیل برابری ارزش نهایی و ارزش اسمی در بازارهای مزبور، این است که بازارهای بدون اصطکاک، بازارهای کامل و کارایی هستند که علاوه بر وجود اطلاعات متقارن و نبود هزینه‌های نمایندگی، هزینه معاملات در آن صفر و یا اندک می‌باشد. در این گونه بازارها منافع حاصل از تحصیل یک ریال وجه نقد برابر هزینه حاصل از تحصیل آن یک ریال وجه نقد می‌باشد (باتز و همکاران، 2011).
نگهداری دارایی‌های نقدی هزینه‌های خاص خود دارد، به نحوی که نگهداری زیاد وجه نقد منجر به تضاد نمایندگی بین مدیران و سهامداران می‌گردد. این امر به نوبه خود منجر به افزایش اختیارات مدیریت شده و در نهایت ممکن است به منافع سهامداران آسیب وارد کند. به عبارت دیگر، از آنجا که وجوه نقد دارای نرخ بازده پایینی بوده و به طور آشکاری بر بازده بازار و همچنین بر عملکرد مالیاتی شرکت‌ها اثرگذار است، لذا نگهداری وجه نقد بالا، می‌تواند منجر به ایجاد هزینه فرصت برای شرکت شود. از طرف دیگر عدم نگهداری وجه نقد برای شرکت‌هایی که با محدودیت تامین مالی روبرو هستند ممکن است باعث از دست رفتن فرصت‌های سرمایه‌گذاری آنان شده و بر بازده شرکت تاثیر منفی داشته باشد (بولو و همکاران، 1391).
محافظهکاری، در رایج ترین تعریف خود، برخورد متمایز با شناسایی سودها و زیان‌ها است. این برخورد نامتقارن، ناشی از قابلیت رسیدگی نامتقارنی است که برای سودها و زیان‌ها در نظر گرفته میشود (واتز، 2003). محافظهکاری حسابداری با تسهیل نظارت سرمایه‌گذاران و اداره بهتر امور، خوشبینی مدیران را نسبت به عملکرد مالی شرکت محدود می‌کند) جیمی، 2010). اگر محافظهکاری حسابداری موجب افزایش نظارت سرمایه‌گذاران شود، در این صورت آن‌ها باید تمایل بیشتری به سرمایه‌گذاری داشته باشند، در این شرایط انتظار بر این است که ارزش نهایی موجودی نقد افزایش یابد (ثقفی و نادری کروندان، 1390). از سوی دیگر، محافظهکاری حسابداری با انتخاب و به کارگیری مستمر رویه‌های حسابداری منجر به گزارش خالص دارایی‌ها به ارزشی کمتر از ارزش اقتصادی خود خواهد شد و با ایجاد ذخایر پنهان، موجب ارائة کمتر سود در سال‌های اولیة عمر دارایی و ارائة بیشتر سود در سال‌های آتی میشود.
نتایج مطالعه رضازاده و آزاد (1387) حاکی از وجود رابطه ی مثبت و معنی دار میان عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران و سطح محافظهکاری اعمال شده در صورت‌های مالی است. علاوه بر این، نتایج نشان می‌دهد که طبق پیش‌بینی آن‌ها، تغییر عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران موجب تغییر در سطح محافظهکاری می شود. نتایج مزبور بیانگر این است که به دنبال افزایش عدم تقارن اطلاعاتی بین سرمایه‌گذاران، تقاضا به اعمال محافظهکاری درگزارشگری مالی افزایش می‌یابد و بدین ترتیب، سودمندی محافظهکاری به عنوان یکی از خصوصیات کیفی صورت‌های مالی مورد تائید قرار می‌گیرد.
حسنی و همکاران (1390) به بررسی نقش حسابداری محافظه‌کارانه در تصمیم‌گیری نسبت به سطح نگه داشت وجه نقد پرداختند. تصمیم‌گیری نسبت به سطح نگه داشت وجه نقد، یکی از دسته تصمیمات مالی شرکت‌ها و مرتبط با تصمیمات سرمایه‌گذاری به شمار می‌رود. نتایج نشان دهندة رابطة معکوس بین محافظهکاری حسابداری با وجه نقد نگهداری شدة پایان دوره و تغییرات وجه نقد طی دوره دارد.
نتایج مطالعه رحیمیان و همکاران (1391) نشان داد که نقدینگی زیاد، موجب افزایش توان رقابتی شرکت در به دست آوردن پروژه‌های سرمایه‌گذاری با بازده بالاتر و جلب توجه سرمایه‌گذاران بالقوه و در نهایت کسب بازده بیشتر سهام میشود. به عبارت دیگر، شرکت‌هایی که وجه نقد بیشتری نگهداری می‌کنند، نسبت به سایر شرکت‌ها بازده سهام بیشتری نیز دارند.
مهرانی و همکاران (1392) به بررسی رابطه محافظهکاری درگزارشگری مالی و میزان نگهداشت موجودی نقد پرداختند. نتایج پژوهش که در طی دوره زمانی 1384 تا 1389 انجام گرفت، نشان می‌دهد که محافظهکاری بر میزان نگهداشت وجه نقد تاثیر نداشته است.
همتی و یوسفی راد (1392) با انتخاب نمونه‌ای مشتمل بر 120 شرکت، اقدام به بررسی اثر سطح نگهداشت وجه نقد بر بازده غیرعادی در طی سال‌های 1385 تا 1389 کردند. یافته‌های پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد که بین سطح وجه نقد نگهداری شده شرکت و بازده غیر عادی آن ارتباط معناداری وجود ندارد.
نتایج مطالعه پنمن و ژانگ (2002) حاکی از آن است که محافظهکاری موجب کاهش سود شده و در نتیجه سودهای محافظه‌کارانه، دارای کیفیت بالاتری هستند. محافظهکاری حسابداری با رشد سرمایه‌گذاری، سود و نرخ بازده حسابداری را کاهش می‌دهد و اندوخته پنهانی را خلق می‌کند.
میکلسون و پارچ (2003) در تحقیق خود نشان دادند که شرکت‌هایی که سطح بیشتری از وجه نقد را نگهداری می‌نمایند، عملکرد بهتری نیز از خود نشان می‌دهند. آنان بر این باورند که سطح بهینه وجه نقد برای شرکت‌ها وجود ندارد و عملکرد شرکت‌ها با افزایش در سطح نگهداشت وجه نقد، افزایش می‌یابد.
لوئیس و همکاران (2009) در مطالعه روی 1068 شرکت آمریکایی طی سال‌های 1998 تا 2006 رابطه محافظهکاری حسابداری را با دارایی‌های نقدی مورد بررسی قرار دادند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان داد که شرکت‌های محافظه کارتر دارای وجه نقد بیشتری هستند.
نتایج مطالعه سی موتین (2010) حاکی از آن است که یک ارتباط مثبت ما بین وجه نقد اضافی شرکت و بازده آینده سهام وجود دارد. شرکت‌های با وجه نقد اضافی بیشتر، ضریب بتای بازار بیشتر دارند و بازده کمتری در خلال دوره رکود اقتصادی بازار به دست می‌آورند. او دریافت که فعالیت‌های سرمایه‌گذاری آینده به طور قوی و مثبتی در ارتباط با وجه نقد اضافی است اما ارتباط مهمی مابین وجه نقد اضافی و سود دهی آینده مشاهده نکرد.
نتایج مطالعه پالازو (2011) حاکی از آن است یک ارتباط مثبت بین موجودی نقد و بازده سهام مورد انتظار وجود دارد. همچنین او بیان کرد که شرکت‌های پر ریسک بیشتر محتمل است تا از وجوه اضافی برای تامین مالی استفاده کنند.
نتایج مطالعه لوئیس و همکاران (2012) حاکی از آن است که ارزش بازار یک دلار اضافی در موجودی نقد کمتر از یک دلار است. مطالعات همچنین نشان می دهد که محافظه کاری حسابداری می تواند مشکلات نمایندگی را کم کرده و انگیزه لازم را برای مدیران جهت تصمیمات سرمایه‌گذاری موثر فراهم کند. آن‌ها همچنین دریافتند که محافظهکاری می تواند ارزش بازار یک دلار اضافی در موجودی نقد را افزایش دهد.
با توجه به پیشینه پژوهش، انتظار است که ارزش بازار یک ریال اضافی در وجه نقد کمتر از ارزش اسمی یک ریال بوده و محافظه کاری موجب افزایش ارزش بازار یک ریال وجه نقد شود. همچنین پیش‌بینی می شود که رابطه مثبتی بین وجه نقد نگهداری شده با بازده غیرعادی سهام وجود داشته باشد.
روش پژوهش
این پژوهش براساس هدف از نوع کاربردی و از لحاظ روش گردآوری اطلاعات از نوع تحقیقات توصیفی بوده و هدف اصلی آن تعیین وجود، میزان و نوع رابطه بین متغیرهای مورد آزمون است که جهت انجام آن از رگرسیون چند متغیره و نرم افزار Eviews استفاده شده است. داده‌های استفاده شده در این پژوهش از نوع داده‌های تلفیقی (Panel Data) بوده و برای تخمین ضرایب متغیرهای پژوهش، روش حداقل مربعات تعمیم یافته برآوردی (EGLS) به کار گرفته شده است.
فرضیه‌های پژوهش
هدف اصلی این پژوهش محاسبه ارزش نهایی یک ریال وجه نقد اضافی و نیز بررسی اثر محافظهکاری بر ارزش نهایی یک ریال اضافی در وجه نقد نگهداری شده می‌باشد. براین اساس فرضیه‌های پژوهش حاضر به شرح زیر در نظر گرفته شده است:
فرضیه اول: ارزش بازار یک ریال وجه نقد کمتر از ارزش اسمی آن است.
فرضیه دوم: محافظهکاری، ارزش بازار یک ریال اضافی در وجه نقد نگهداری شده را افزایش می‌دهد.
جامعه و نمونه آماری پژوهش
جامعه آماری پژوهش، کلیه شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از سال 1385 تا پایان سال 1391 بوده و انتخاب نمونه از جامعه مزبور با توجه به معیارهای زیر انجام گرفته است:
1. اطلاعات کامل هر یک از شرکت‌های مورد مطالعه موجود باشد.
2. پایان سال مالی شرکت‌های مورد مطالعه 29 اسفند ماه بوده و در طول دوره تحقیق تغییر سال مالی داده نشده باشد.
3. شرکت‌ها جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، بیمه‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشند. (علت مستثنی کردن شرکت‌های مزبور از لیست شرکت‌های نمونه، تفاوت در ساختار سرمایه، اهرم مالی و نوع فعالیت این دسته از شرکت‌ها با سایر شرکت‌های نمونه می‌باشد. این موضوع می‌تواند به بهبود قابلیت مقایسه نتایج و تعمیم‌پذیری آن کمک نماید).
4. شرکت در طول دوره تحقیق وقفه عملیاتی بیش از 6 ماه نداشته باشد. از این معیار به جهت دستیابی به اطلاعات به روزتر در محاسبه بازدهی سهام و نیز بهبود کیفیت قابلیت مقایسه بازده‌های غیر عادی شرکت‌ها در طول دوره پژوهش استفاده شده است.
در نهایت، تعداد 94 شرکت انتخاب شد که با توجه به دوره 7 ساله درنظرگرفته شده، مجموعاً داده‌های مربوط به 658 مشاهده سال- شرکت گردآوری و تجزیه و تحلیل شده است.
مدل پژوهش و متغیرهای مورد بررسی
در این پژوهش برای آزمون فرضیه‌ها، از شکل بسط داده شده مدل فالکندر و ونگ (2006) به شرح زیر استفاده شده است:
رابطه (1):
در رابطه فوق:
:ABRETi,t نشان دهنده بازده غیر عادی سهام می‌باشد که از تفاضل بازده کل سهام با بازده بازار در طی یک دوره مشخص بدست می‌آید. بازده کل هر سهم عادی با توجه به نوسان قیمت سهام، سود نقدی، سود سهمی و افزایش سرمایه محاسبه میشود. بازدهی سهام بر حسب اینکه افزایش سرمایه قبل از تاریخ تشکیل مجمع عادی یا بعد از آن باشد، به ترتیب با توجه به روابط زیر قابل محاسبه است:
رابطه (2)
رابطه (3)
در رابطه فوق α نشان دهنده درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آورده نقدی، β به معنای درصد افزایش سرمایه از محل اندوخته‌ها و سود انباشته و C مبین مبلغ اسمی پرداخت شده توسط سهامدار از محل آورده نقدی یا مطالبات، Pt مبین قیمت سهم در پایان دوره، Pt-1 نشانگر قیمت سهم در ابتدای دوره و Dt به معنای سود نقدی تقسیم شده در طی دوره می‌باشد. در نهایت بازده غیرعادی از رابطه زیر بدست آمده است:
رابطه (4)
در رابطه فوق، ABRET i,t، بازده غیرعادی سهام شرکت I در دوره t، R I,t، بازده کل سهام شرکت I در دوره tوRM t، بازده شاخص کل بازار سهام در دوره tمی باشد.
ΔCi,t: نشان دهنده تغییر در موجودی نقد در طول سال مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام درابتدای سال (t-1) است.
CONi͵t:شاخصی برای اندازه‌گیری محافظهکاری حسابداری است. گیولی وهین درسال2000 میلادی روشی برای اندازه‌گیری محافظهکاری با استفاده ازاقلام تعهدی ارائه نمودند. طبق این روش سطح محافظهکاری براساس این شاخص از طریق فرمول ذیل محاسبه میشود:
رابطه (5)
در رابطه فوق CONit، نشان دهنده درجه محافظهکاری شرکت i در دوره t، ACCit، مبین اقلام تعهدی عملیاتی (تفاوت سود خالص عملیاتی و جریان نقدی عملیاتی بعلاوه هزینه استهلاک) و TAit، نماینده ارزش دفتری دارایی‌ها می‌باشد.
Ei,tΔ: نشان دهنده تغییر در سود و زیان ویژه قبل از کسر مالیات در طول سال مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام درابتدای سال مالی است.
NCAi,tΔ: تغییر در دارایی غیر نقد (کل دارایی‌ها منهای وجه نقد) در طول سال مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی می باشد.
Ii,tΔ: تغییر در هزینه مالی در طول سال مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی.
Di,tΔ: تغییر در سود تقسیم شده نقدی سهام تقسیم بر کل ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی.
NFi. t: خالص جریان‌های نقدی حاصل از فعالیت تامین مالی تقسیم بر کل ارزش بازار سهام در ابتدای سال مالی.
LAGE: متغیر وقفه‌ای نسبت سود و زیان ویژه قبل از کسر مالیات به ارزش بازار سهام در پایان سال گذشته.
LAGC: متغیر وقفه‌ای موجودی وجه نقد به ارزش بازار سهام در پایان سال گذشته.
LAGL: متغیر وقفه‌ای اهرم بازار که نشان دهنده نسبت بدهی‌ها به ارزش بازار دارایی‌ها در پایان سال گذشته بوده و به صورت زیر قابل محاسبه می باشد (باتز و همکاران، 2011):
رابطه (6)
در رابطه فوق، TD، بیانگر مجموع ارزش دفتری بدهی‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت شرکت بوده و نشان دهنده ارزش بازار سهام در ابتدای دوره می‌باشد.
از آنجا که متغیر C∆، در تعامل با متغیرهای LAGL و LAGC می‌باشد، لذا بدون کنترل اثر متغیرهای مزبور، تعیین این موضوع که آیا ارزش نهایی یک ریال تغییر در وجه نقد از لحاظ آماری متفاوت با ارزش اسمی یک ریال می باشد، کار دشواری است. در این پژوهش به منظور آزمون فرضیه اول پژوهش از مدل لویس و ارکان (2012) استفاده شده است. با استفاده از مدل مزبور، ارزش نهایی یک ریال تغییر در وجه نقد نگهداری شده (MV) را می توان به شرح زیر محاسبه نمود (لویس و ارکان، 2012):
MV = –) × LAGC) - ) × LAGL) رابطه (7)
در رابطه فوقLAGC نشان دهنده میانگین متغیر وقفه‌ای نسبت وجه نقد به ارزش بازار سهام و LAGL متغیر وقفه‌ای اهرم بازار می باشد که هر دو بر مبنای نتایج ارائه شده در نگاره 1 به دست آمده است. همچنین متغیرهای ، و به ترتیب ضرایب متغیرهای ∆C، ∆C. LAGC و ∆C. LAGL (به شرح نگاره 2) می‌باشد. در صورتی که ارزش نهایی محاسبه شده طبق مدل فوق کمتر از یک ریال باشد، فرضیه پژوهشی اول قابل رد نخواهد بود. همچنین به منظور آزمون فرضیه دوم پژوهش، لازم است ارزش نهایی یک ریال وجه نقد در دو حالت قبل و بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری با هم مقایسه شود. در صورتیکه ارزش نهایی یک ریال وجه نقد بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری بیشتر محاسبه شود، فرضیه دوم را نیز نمی‌توان رد نمود.
یافته‌های پژوهش
الف. آمار توصیفی
به منظور تحلیل اطلاعات، ابتدا آمار توصیفی داده‌ها شامل شاخص‌های مرکزی، شاخص‌های پراکندگی و انحراف معیار محاسبه شده و در نگاره 1 ارائه گردیده است.
نگاره (1): آماره توصیفی داده‌های پژوهش
|
متغیرها |
میانگین |
میانه |
حداکثر |
حداقل |
انحراف معیار |
چولگی |
کشیدگی |
|
ABRET |
83/2 |
45/0 |
85/8 |
36/3- |
27/2 |
62/4 |
75/39 |
|
∆C |
013/0 |
003/0 |
704/1 |
745/0- |
114/0 |
636/4 |
463/65 |
|
CON |
053/0- |
039/0- |
156/1 |
852/0- |
174/0 |
134/1- |
736/18 |
|
∆E |
014/0 |
021/0 |
541/3 |
739/2- |
410/0 |
836/0- |
425/41 |
|
∆NCA |
264/0 |
164/0 |
026/4 |
021/5- |
972/0 |
164/0 |
653/24 |
|
∆I |
025/0 |
006/0 |
651/1 |
963/0- |
096/0 |
636/4 |
547/78 |
|
∆D |
004/0- |
000/0 |
041/0 |
052/0- |
004/0 |
947/1- |
472/39 |
|
NF |
089/0 |
042/0 |
165/4 |
924/3- |
537/0 |
945/0 |
729/41 |
|
LAGE |
189/0 |
185/0 |
546/1 |
983/1- |
412/0 |
512/3 |
536/24 |
|
LAGC |
075/0 |
045/0 |
237/1 |
0005/0 |
213/0 |
572/5 |
630/53 |
|
LAGL |
649/0 |
653/0 |
646/2 |
093/0 |
231/0 |
853/1- |
526/24 |
نگاره مزبور آمار توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد. همان‌گونه که مشاهده میشود، ضریب چولگی در رابطه با کلیه متغیرهای پژوهش بجزCON، ∆D، E∆، LAGL مثبت می‌باشد، این موضوع حاکی از وجود چوله به راست و تمایل متغیرها به مقادیر کوچکتر است. همچنین مثبت بودن ضرایب کشیدگی، حکایت از این مطلب دارد که توزیع متغیرها از توزیع نرمال بلندتر بوده و داده‌ها حول میانگین متمرکز شده است.
ب. نتایج حاصل از آزمون فرضیه ها
در نگاره 2، نتایج حاصل از تحلیل آماری برای آزمون دو فرضیه اول پژوهش ارائه شده است. بر مبنای نتایج بدست آمده، شاخص نیکویی برازش مدل، یعنی مقدار آماره F در سطح خطای آلفا برابر 5 درصد، معنادار بوده و فرض خطی بودن مدل و نیز معنادار بودن آن تائید می شود. آماره دوربین- واتسون عدم وجود همبستگی بین خطاها را نشان داده و عامل تورم واریانس به دلیل نزدیکی به عدد یک، حکایت از عدم وجود هم خطی بین متغیرهای مستقل مدل رگرسیونی دارد.
در مطابقت با نتایج پژوهش فالکندر و ونگ (2006)، نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش (پس از حذف متغیرهای اضافی) در هر دو حالت قبل و بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری، نشان می دهد که تغییر یک ریال در وجه نقد نگهداری شده، منجر به ایجاد تغییرات کمتری در ارزش بازار آن می شود. بر این اساس، در دو حالت 1 و 2، تغییر یک ریال در وجه نقد نگهداری شده، به ترتیب منجر به تغییر 447/0 و 668/0 ریال در ارزش بازار آن می شود. ارزش نهایی هر ریال تغییر در وجه نقد نگهداری شده می‌تواند به شرح زیر محاسبه شود:
ارزش نهایی یک ریال تغییر در جوه نقد (حالت 1) = 834/0 – 672/0 (075/0) – 518/0 (649/0) = 447/0
ارزش نهایی یک ریال تغییر در جوه نقد (حالت 2) = 985/0 – 548/0 (075/0) – 425/0 (649/0) = 668/0
محاسبات فوق موید این مطلب است که ارزش نهایی یک ریال وجه نقد کمتر از ارزش اسمی یک ریال است. به عبارت دیگر یک ریال افزایش در وجه نقد، ارزش شرکت را فقط معادل 7/44 یا 8/66 درصد ریال افزایش می‌دهد که دلیل این موضوع می‌تواند وجود بازارهای ناقص7 و عدم تقارن اطلاعاتی باشد. بر این اساس فرضیه اول پژوهش تایید میشود.
همچنین با توجه به رابطه 7 و نتایج به دست آمده، می‌توان ادعا نمود که با افزایش متغیر LAGC) میزان موجودی نقد که بر حسب نسبت وجه نقد به ارزش بازار سهام محاسبه شده) و نیز متغیر LAGL (اهرم مالی بازار)، ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده (MV) کاهش می‌یابد. با این وجود به نظر می‌رسد که عامل محافظه کاری سبب تعدیل اثرات کاهنده دو عامل فوق بر ارزش بازار وجه نقد شود (لحاظ کردن متغیر محافظه کاری باعث افزایش ارزش نهایی وجه نقد از 45 درصد ریال به 67 درصد شده است).
نگاره (2): آزمون فرضیه‌های پژوهش- بهترین برازش
|
Model:ABRETi,t=ß0+ß1 ΔCi,t +ß2ΔCi,t*CONi,t+ß3ΔEi,t+ß4ΔNCAi,t+ ß5ΔIi,t+ß6ΔDi,t+ß7NFi,t+ß8LAGEi,t +ß9LAGCi,t+ß10LAGLi,t+B11ΔACi,t*LAGCi,t+ß12ΔCi,t*LAGLi,t+ €I,t Method: Pooled EGLS (Cross-Section Effects) Linear estimation after one-step weighting matrix White cross-section standard errors & covariance (d. f corrected) |
||||||||
|
متغیر |
بدون دخالت متغیر محافظه کاری (حالت 1) |
با دخالت متغیر محافظه کاری (حالت 2) |
آزمون هم خطی |
|||||
|
ضریب متغیر |
معنی داری P-Value |
ضریب متغیر |
معنی داری P-Value |
تلورانس
|
عامل تورم واریانس |
|||
|
C |
031/0 |
000/0 |
028/0 |
000/0 |
- |
- |
||
|
∆C |
834/0 |
000/0 |
985/0 |
000/0 |
792/0 |
262/1 |
||
|
CON |
-- |
-- |
003/0- |
036/0 |
782/0 |
278/1 |
||
|
∆C*CON |
-- |
-- |
518/0 |
000/0 |
932/0 |
073/1 |
||
|
∆NCA |
165/0 |
005/0 |
176/0 |
000/0 |
893/0 |
119/1 |
||
|
∆D |
245/2 |
000/0 |
284/2 |
000/0 |
992/0 |
001/1 |
||
|
∆I |
378/1- |
000/0 |
753/1- |
000/0 |
892/0 |
121/1 |
||
|
NF |
051/0- |
000/0 |
086/0- |
004/0 |
798/0 |
253/1 |
||
|
LAGE |
149/0 |
007/0 |
165/0 |
007/0 |
883/0 |
132/1 |
||
|
LAGC |
171/0 |
000/0 |
183/0 |
000/0 |
989/0 |
011/1 |
||
|
LAGL |
065/0- |
000/0 |
378/1- |
000/0 |
942/0 |
019/1 |
||
|
C*LAGC∆ |
672/0- |
030/0 |
548/0- |
000/0 |
823/0 |
375/1 |
||
|
C*LAGL∆ |
518/0- |
000/0 |
425/0- |
000/0 |
893/0 |
119/1 |
||
|
AR (1) |
031/0- |
040/0 |
003/0- |
000/0 |
879/0 |
137/1 |
||
|
بدون دخالت متغیر محافظه کاری |
با دخالت متغیر محافظه کاری |
|||||||
|
آماره F: 32/8 احتمال آماره: 000/0 |
ضریب تعیین تعدیل شده: 38/0 آماره D. W: 27/2 |
آماره F: 78/7 احتمال آماره: 000/0 |
ضریب تعیین تعدیل شده: 46/0 آماره D. W: 95/1 |
|||||
این موضوع می‌تواند با تکیه بر تئوری نمایندگی و کاهش تضاد منافع بین سهامداران و مدیران توجیه شود. به این معنی که محافظه کاری نقش اطلاعاتی داشته و انگیزه مدیران در دستکاری اطلاعات حسابداری را تقلیل و هزینه‌های نمایندگی ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد (رضازاده و آزاد، 1387). کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و در نهایت افزایش کیفیت اطلاعات به نوبه خود می تواند زمینه ساز افزایش کارایی وجوه نقد و استفاده موثر از آن شود. همچنین محافظهکاری می‌تواند انگیزه اضافی برای اتخاذ تصمیمات کارای سرمایه‌گذاری ایجاد کرده و نظارت بر تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیریت را تسهیل نموده و در نهایت باعث بهبود ارزش نهایی وجه نقد میشود (لویس و ارکان، 2012).
نتایج این پژوهش با نتایج مطالعات سی‌موتین (2010)، پالازو (2011) و فالکندر و وانگ (2006)، مطابقت دارد که در آن پژوهش نشان داده شد که ارزش نهایی وجه نقد می تواند کمتر از ارزش اسمی یک ریال باشد. همچنین بررسی نتایج بدست آمده به تبعیت از نتایج پژوهش میکلسون و پارچ (2003)، سی موتین (2010)، پالازو (2011) و لویس، سان و ارکان (2012) نشان دهنده وجود رابطه مثبت و معناداری بین سطح وجه نقد نگهداری شده و بازده غیرعادی سهام می‌باشد. این موضوع نشان می‌دهد که شرکت‌هایی که سطح بیشتری از وجه نقد را نگهداری می‌نمایند، عملکرد بهتری نیز از خود نشان می‌دهند.
مقایسه ضریب تعیین تعدیل شده در دو حالت قبل و بعد از دخالت دادن عامل محافظهکاری، نشان می‌دهد که با دخالت دادن عامل محافظهکاری، ضریب تعیین مدل افزایشی معادل 8 درصد داشته است. این موضوع نشان دهنده این مطلب است که محافظهکاری حسابداری دارای محتوای اطلاعاتی است. بنابراین با توجه به نتایج به دست آمده، می توان ادعا نمود که فرضیه پژوهشی دوم نیز قابل رد نمی باشد.
بررسی مفروضات کلاسیک
در این پژوهش در ارتباط با نرمال بودن متغیرهای مدل از قضیه حد مرکزی استفاده شد. بر اساس قضیه حد مرکزی، مجموع و مقادیر یک نمونه n تایی که از یک جامعه آماری انتخاب میشود، به طور تقریبی به یک توزیع نمونه گیری قرینه گرایش دارد. در قضیه حد مرکزی اگر یک نمونه n تایی از یک جامعه غیر نرمال با میانگین Xµ و انحراف معیار Xð معین انتخاب شود، وقتی nبزرگ باشد، توزیع نمونه‌گیری میانگین نمونه، تقریباً به صورت نرمال توزیع خواهد شد و همچنان‌که حجم نمونه بزرگتر میشود، تقریب بیشتر به نرمال نزدیک شده و دقیق‌تر میشود. بسیاری بر اساس یک قاعده سرانگشتی معتقدند که صرف نظر از توزیع جامعه آماری، حداقل یک نمونه 30 تایی لازم است تا بتوان گفت توزیع آماره نرمال است (عادل آذر و مومنی، 1390). بنابراین با توجه به اینکه تعداد نمونه در پژوهش حاضر شامل 94 شرکت برای 7 سال می‌باشد، متغیرهای پژوهش تقریبی از توزیع نرمال خواهند داشت.
به منظور بررسی استقلال خطاها از یکدیگر از آزمون دوربین واتسون (DW) استفاده شده که نتایج مربوط به آن در جداول مربوط به آزمون فرضیه‌ها منعکس شده است. آزمون هم خطی متغیرهای مستقل به واسطه محاسبه تولرانس و عامل تورم واریانس انجام شده که با توجه به نزدیکی عامل مزبور به عدد 1، عدم وجود هم خطی بین متغیرهای مستقل تایید میشود. همچنین در این پژوهش به منظور رفع مسئله ناهمسانی واریانس، به جای استفاده از روش حداقل مربعات معمولی (OLS) از روش حداقل مربعات تعمیم یافته (GLS) استفاده شده است.
آزمون مانایی
به منظور اطمینان از نتایج پژوهش و ساختگی نبودن روابط موجود در رگرسیون و معنی دار بودن متغیرها، اقدام به انجام آزمون مانایی و محاسبه ریشه واحد متغیرهای پژوهش گردید (نگاره 3).
آزمون مانایی با استفاده از نرم افزار Eviews6 و روش‌های آزمون لوین، لین و چو (2002)، آزمون ایم، پسران و شین (2003)، آزمون ریشه واحد فیشر – دیکی فولر تعمیم یافته و آزمون ریشه واحد فیشر- فلیپس پرون (1999) و چویی (2001) انجام گردید. نتایج حاصل از آزمون مانایی متغیره، در هر چهار روش نشان می‌دهد که متغیرهای پژوهش مانا بوده و لذا فرضیه صفر مبنی بر ریشه واحد داشتن متغیرها رد میشود.
نگاره )3(: آزمون مانایی متغیرهای پژوهش
|
متغیر |
روش آزمون |
|||||||
|
لوین، لین و چو** |
ایم، پسران و شین |
فیشر-دیکی فولر |
فیشر-فیلیپس –پرون |
|||||
|
آماره |
احتمال |
آماره |
احتمال |
آماره |
احتمال |
آماره |
احتمال |
|
|
ABRET |
60/31- |
000/0 |
85/7- |
000/0 |
92/375 |
000/0 |
96/353 |
000/0 |
|
∆C |
88/48- |
000/0 |
42/15- |
000/0 |
58/564 |
016/0 |
94/711 |
000/0 |
|
CON |
33/34- |
000/0 |
91/9- |
002/0 |
58/435 |
000/0 |
41/485 |
000/0 |
|
∆E |
24/81- |
000/0 |
84/12- |
000/0 |
14/383 |
000/0 |
65/499 |
000/0 |
|
∆NCA |
09/28- |
000/0 |
79/8- |
000/0 |
62/424 |
000/0 |
00/456 |
001/0 |
|
∆D |
32/44- |
000/0 |
32/16- |
004/0 |
31/599 |
000/0 |
67/661 |
000/0 |
|
∆I |
02/19- |
000/0 |
41/5- |
000/0 |
93/331 |
000/0 |
97/322 |
000/0 |
|
NF |
27/24- |
000/0 |
29/8- |
000/0 |
12/401 |
000/0 |
49/424 |
000/0 |
|
LAGE |
10/19- |
000/0 |
91/4- |
000/0 |
97/327 |
000/0 |
82/270 |
000/0 |
|
LAGC |
57/19- |
000/0 |
08/5- |
000/0 |
07/336 |
000/0 |
81/354 |
000/0 |
|
LAGL |
24/26- |
000/0 |
031/6- |
000/0 |
48/349 |
000/0 |
41/225 |
000/0 |
نتیجه گیری و پیشنهادها
هدف این پژوهش بررسی میزان ارزش نهایی وجه نقد و نیز مطالعه نقش محافظهکاری و اثر آن بر رابطه ارزش نهایی یک ریال اضافی در وجه نقد نگهداری شده با بازدهی غیرعادی سهام بوده است. بنابراین با جمع آوری اطلاعات مالی 94 شرکت در طی دوره زمانی 1385 لغایت 1391 و با استفاده از داده‌های ترکیبی و روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته به بررسی صحت یا سقم فرضیات پژوهش پرداخته شد. نتایج حاصل از آزمون فرضیه اول نشان می‌دهد که ارزش نهایی یک ریال وجه نقد کمتر از ارزش اسمی یک ریال است که دلیل این موضوع می‌تواند وجود بازارهای ناقص و عدم تقارن اطلاعاتی باشد.
همچنین طبق نتایج به دست آمده، می توان ادعا نمود که افزایش میزان وجوه نقد و نیز اهرم مالی، باعث کاهش ارزش بازار وجه نقد نگهداری شده میشود. با این وجود به نظر می‌رسد که عامل محافظهکاری سبب تعدیل اثرات کاهنده دو عامل فوق بر ارزش بازار وجه نقد شود. این موضوع می تواند با تکیه بر تئوری نمایندگی و کاهش تضاد منافع بین سهامداران و مدیران توجیه شود. به این معنی که محافظهکاری نقش اطلاعاتی داشته و انگیزه مدیران در دستکاری اطلاعات حسابداری را تقلیل و هزینه‌های نمایندگی ناشی از عدم تقارن اطلاعاتی را کاهش می‌دهد. کاهش عدم تقارن اطلاعاتی و در نهایت افزایش کیفیت اطلاعات به نوبه خود می تواند زمینه ساز افزایش کارایی وجوه نقد و استفاده موثر از آن شود. همچنین محافظهکاری می تواند انگیزه اضافی برای اتخاذ تصمیمات کارای سرمایه‌گذاری ایجاد کرده و نظارت بر تصمیمات سرمایه‌گذاری مدیریت را تسهیل نموده و در نهایت باعث بهبود ارزش نهایی وجه نقد میشود.
با توجه به نتایج پژوهش حاضر مشخص گردید که ارزشی که سهامداران به یک ریال وجوه نقد تحصیل شده شرکت قائل هستند کمتر از ارزش اسمی آن است؛ به همین دلیل مدیران شرکت‌ها باید با توجه به این مهم در تحصیل وجوه نقد در راستای افزایش ارزش شرکت برنامه ریزی نمایند. همچنین با توجه به کارکرد مهم محافظه کاری که منجر به کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، سهولت دسترسی به منابع خارجی و عدم انباشت بیش از اندازه وجه نقد در شرکت‌ها شده (رضا زاده و آزاد، 1387)، و در نهایت به بهبود ارزش نهایی وجه نقد و تقویت رابطه بین وجوه نقد نگهداری شده و بازده غیرعادی سهام می انجامد، به شرکت‌ها و نیز نهادهای تدوین‌کننده استانداردهای حسابداری توصیه میشود که به مفاهیم محافظهکاری اهمیت بیشتری داده و نهادهای ناظر نیز بر استفاده از مفاهیم مزبور در گزارش‌های مالی توجه بیشتری اعمال نمایند.
به پژوهشگران پیشنهاد می شود که جهت محاسبه محافظه کاری از معیارهای دیگری نظیر معیار استوبر، فلتهام و اولسون، باسو، بال و شیواکومار و نظایر آن نیز استفاده نمایند. همچنین به منظور آزمون فرضیه‌های تحقیق می توان از روش‌های دیگری نظیر داده‌های تابلویی پویا وگشتاورهای تعمیم یافته (GMM) نیز استفاده کرد.
محدودیت‌های پژوهش
در فرآیند پژوهش علمی، مجموعه شرایط و مواردی وجود دارد که خارج از کنترل محقق می‌باشد، ولی به طور بالقوه می تواند نتایج پژوهش را تحت تاثیر قرار دهد. برخی از این محدودیت‌ها ذاتی و برخی ناشی از شرایط محیطی و محدودیت‌های زمانی پژوهش می‌باشد. ضرورت دارد نتایج پژوهش علمی، با مدنظر قرار دادن محدودیت‌های موجود مورد تحلیل و بررسی قرار گیرد:
1- نبود یک پایگاه اطلاعاتی منظم و سازمان یافته و با اطلاعات قابل اتکا جهت دستیابی محقق به اطلاعات مورد نیاز شرکت‌ها در یک حیطه زمانی مناسب.
2- متغیرهای محاسبه شده صرف نظر از آثار تورمی محاسبه گردیده‌اند و از آنجا که کشور ایران جزء کشورهای با تورم بالا به شمار می‌رود و این می‌تواند بر نتایج پژوهش اثر بگذارد و تعمیم نتایج را با محدودیت‌هایی همراه سازد.
پی نوشت ها
|
Marginal Value |
2 |
Asymmetry Information |
1 |
|
Cash holdings |
4 |
Conservatism |
3 |
|
Frictionless Market |
6 |
Static Trade-off Theory |
5 |
|
|
|
Imperfect Market |
7 |
)