مقدمه

نظریه حاکمیت شرکت بر اساس نظریه نمایندگی شکل گرفته است. بر اساس نظریه نمایندگی، بین منافع مدیران و ذی‌نفعان می‌تواند تضاد وجود داشته باشد. در شرکت‌های با سطح پایین نظارت و فاقد ابزارهای نظام‌مند بر تصمیم‌گیری‌های مدیران، مدیران ممکن است در پروژه‌های با خالص ارزش فعلی مثبت سرمایه‌گذاری کنند که در جهت منافع آنها باشد. مالکان به منظور کاهش دادن این تضاد منافع می‌توانند از مکانیسم‌های نظارتی، محرک‌های انگیزشی و ابزارهایی استفاده کنند تا اطمینان یابند که مدیران در جهت منافع مالکان در حرکت هستند. بنابراین، واحدهای تجاری باید سیستم‌های کنترل تصمیم­گیری، سیستم نظارت مشارکتی، هیات مدیره فعال و وجود اعضای غیر موظف در هیات مدیره را به منظور هم جهت شدن منافع مورد توجه قرار دهند. در صورتی که واحد تجاری دارای سیستم نظارتی ضعیفی باشد، تصمیم‌های مدیریت می‌تواند در جهت منافع ذینفعان نباشد و در این صورت مدیران می‌توانند اعمالی از جمله نگهداری بیش از حد موجودی کالا، پرداخت زودتر بدهی‌ها و دریافت دیرتر طلب‌ها و غیره را انجام دهند که به تصعیف شدن مدیریت سرمایه در گردش و افزایش هزینه‌های نمایندگی منجر شود ]35[.

هدف اصلی این پژوهش بررسی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر میزان هزینه‌های نمایندگی شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. مدیریت سرمایه در گردش یکی از وظایف مهم مدیر مالی شرکت، که نقش مهمی در دستیابی به اهداف، سیاست‌ها و موفقیت‌های شرکت دارد. وقتی تصمیم‌هایی در زمینه مدیریت مالی و به خصوص مدیریت سرمایه در گردش اتخاذ می‌شود، سطح آن در شرکت تعیین می‌شود و بررسی نظری مدیر مالی در رابطه با افزایش ارزش کلی شرکت انجام می‌گیرد. برای مدیریت سرمایه در گردش کارا و موثر در یک شرکت، پیش‌بینی و تأمین وجه نقد مورد نیاز شرکت به عنوان یک هدف است. به طور کلی، مدیریت سرمایه در گردش بدین معنی است که موجودی کالا، حساب‌های دریافتنی و موجودی نقد در سطحی حفظ شوند که بتوانند برای پرداخت صورت حساب‌های کوتاه مدت و تعهدات جاری مناسب و کافی باشند. با استفاده از سرمایه در گردش خالص می‌توان توانایی مالی شرکت را در مقابل باز پرداخت بدهی‌های کوتاه مدت پیش‌بینی نمود.

هزینه‌های نمایندگی از ناهمسویی منافع مالکان و مدیران شرکت‌ها و در نتیجه تفکیک مالکیت و کنترل ایجاد می‌شوند. مشکل نمایندگی عبارت است از ترغیب نماینده به اتخاذ تصمیم‌هایی که موجب کاهش منافع مالک (مالکان) می‌گردد. با شکل‌گیری رابطه نمایندگی، هزینه نمایندگی به واسطه تضاد منافع بین طرفین ایجاد می‌شود. هزینه‌های نمایندگی اثر معکوسی بر ارزش شرکت دارد، از این رو شرکت‌ها به دنبال کنترل و کاهش چنین هزینه‌هایی هستند ]6[.

پیشینه پژوهش

اولینکا[1] (2012) در مطالعه‌ای رابطه بین مدیریت سرمایه در گردش شرکت‌ها را با وضعیت شرکت‌های خصوصی و دولتی را بررسی می‌نماید. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که شرکت‌های خصوصی دارای مدیریت سرمایه در گردش ضعیف‌تری نسبت به شرکت‌های دولتی هستند. همچنین نتایج نشان می‌دهد که چرخه تبدیل وجه نقد تأثیر نسبتاً قوی در سودآوری شرکت‌های خصوصی نسبت به شرکت‌های دولتی دارد. که نشان از کارآمدی مدیریت سرمایه در گردش برای شرکت‌های با هزینه نمایندگی بیشتر است ]29[.

ابوزید[2] (2014)، به بررسی مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد شرکت‌ها در بازارهای در حال ظهور، در کشور اردن پرداخت. در این پژوهش داده‌های سال‌های 2000 تا 2008 تجزیه و تحلیل شد. چرخه تبدیل نقدی و همچنین اجزای آن به عنوان مهارت‌های مدیریت سرمایه استفاده به حساب می‌آید. این مطالعه نشان داد که سودآوری مثبت بعد از چرخه تبدیل وجه نقد قرارداشته و شرکت‌های سود آور کمتر انگیزه برای مدیریت سرمایه در گردش دارند ]10[.

اپوهامی[3] (2008) در مطالعه‌ای به تأثیر مخارج سرمایه‌ای بر مدیریت سرمایه در گردش در تایلند پرداختند. نتایج نشان داد که نسبت بدهی، عملکرد و رشد شرکت رابطه مثبت با سرمایه در گردش دارند ]8[.

اوگاندیب[4] و همکاران (2012) در مطالعه‌ای به بررسی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر عملکرد و ارزش شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار نیجریه طی سال‌های 1995 تا 2009 پرداختند. در این پژوهش برای متغیر مدیریت سرمایه در گردش از چرخه تبدیل وجه نقد استفاده شده است نتایج مطالعه آنان نشان داد که ارتباط منفی و معناداری بین چرخه تبدیل وجه نقد و ارزش بازار و عملکرد شرکت وجود دارد ]28[.

توشیر و ناکامرا و ویسنت ناکامرا[5] (2010) به بررسی عوامل اثر گذار بر مدیریت سرمایه در گردش در کشور برزیل پرداختند. دوره پژوهش آنها 2001 تا 2008 است. متغیر وابسته پژوهش مدیریت سرمایه در گردش و متغیرهای مستقل شامل جریان نقد آزاد، نسبت تعداد مدیران غیر موظف در هیات مدیره، اندازه شرکت، رشد شرکت (نسبت کیو توبین) است. نتایج پژوهش نشان داد که متغیرهای اندازه شرکت، رشد شرکت و جریان نفد آزاد می‌تواند بر مدیریت سرمایه در گردش تأثیر بگذارد] 35[.

تروئل و سولانو[6] (2006) در سال‌های 2000 تا 2005 به بررسی مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری در شرکت‌های اسپانیایی پرداختند. در این پژوهش آنها دریافتند که سیاست‌های مدیریت سرمایه در گردش هر شرکتی بستگی به مدیر آن شرکت دارد. مدیران با اتخاذ سیاست‌های مختلف می‌توانند میزان سرمایه در گردش، نقدینگی و سودآوری را تحت تأثیر قرار داده و در نهایت ارزش شرکت را تعیین نمایند ]33[.

چیو و چنگ[7] (2006) به بررسی فاکتورهای تأثیرگذار یر مدیریت سرمایه در گردش در دوره زمانی 1996 تا 2004 در بورس اوراق بهادار تایوان پرداختند. نتایج پژوهش آنها اشاره دارد که نسبت بدهی و جریان نقدی عملیاتی بر مدیریت سرمایه در گردش تأثیر دارد. همچنین، به این نتیجه رسیدند که متغیرهای نوع صنعت، چرخه تجاری، رشد شرکت، عملکرد شرکت و اندازه شرکت بر سرمایه در گردش شرکت تأثیری ندارد] 14[.

کیسچینگ[8] و همکاران (2006) در دوره 1990 تا 2004 به بررسی عوامل اثرگذار بر مدیریت سرمایه در گردش در شرکت‌های آمریکا پرداختند. نتایج پژوهش آنها نشان داد که متغیرهای نوع صنعت، اندازه شرکت، رشد فروش آتی شرکت، نسبت اعضای هیأت مدیره غیر موظف و پاداش هیأت مدیره تأثیر معناداری روی مدیریت سرمایه در گردش دارند ]24[.

لی[9] (2003) در مطالعه‌ای به بررسی رابطه بین مدیریت سرمایه در گردش در شرکت‌های دولتی و هزینه نمایندگی که ازجانب مدیریت و سهامداران پرداخت می‌شود، می‌پردازد. نتایج حاصل از یافته‌های پژوهش نشان می­دهد که رابطه مثبت بین مدیریت سرمایه در گردش در شرکت‌های دولتی و نقدینگی زمانی که به هزینه نمایندگی منجر می‌شود، وجود دارد. در این راستا دولت پاداش، کنترل، نظارت سهامداران بر هیأت مدیره را برای مهار هزینه­های نمایندگی به کار می‌رود.

نظیر و آزف[10] (2008) به بررسی عوامل تأثیرگذار بر مدیریت سرمایه در گردش پرداختند. پژوهش آنها در پاکستان در دوره زمانی 1998 تا 2006 انجام شده است. نتایج نشان داد که متغیرهای چرخه عملیاتی، اهرم، نرخ بازده دارایی و کیوتوبین بر روی مدیریت سرمایه در گردش تأثیر معناداری دارد ]26[.

 مراوفی و دیما[11] (2008) نشان دادند که مدیران شرکت‌ها یک رویکرد محافظه کارانه و غیر ایستا در سیاست‌های سرمایه در گردش اتخاذ می‌کنند؛ به نحوی که با تغییر در اقتصاد کشور تغییر می‌کنند. مدیران شرکت‌ها تمایل دارند در زمانی که نوسان‌ها بالاست، از رویکرد محافظه‌کارانه و زمانی که نوسان‌ها کم است، از رویکرد تهاجمی استفاده نمایند ]32[.

عبدالرحمان و محمد ناصر[12] (2007) در پژوهش خود رابطه بین مدیریت سرمایه در گردش و نقدینگی شرکت‌ها را با سودآوری مورد بررسی قرار دادند. در این پژوهش از چرخه تبدیل وجه نقد، دوره گردش موجودی‌ها، دوره واریز بستانکاران، دوره وصول مطالبات، نسبت جاری، سود‌خالص عملیاتی، اندازه شرکت، نسبت بدهی و نسبت دارایی‌های مالی، استفاده شده بود ]9[.

ایزدی نیا و تاکی (1389) بیان می‌کنند که طرح و توسعه کامل مدیریت سرمایه در گردش، می‌تواند سهم مؤثری در به وجود آمدن ارزش شرکت‌ها داشته باشد. نتایج رگرسیون نشان می‌دهد چرخه تبدیل وجه نقد با بازده دارایی‌ها یک رابطه معکوس و معنی داری را به وجود آورده است و همچنین سرمایه گذاری بالا در موجودی کالا و حساب‌های دریافتنی به پایین آمدن سوددهی منجر می‌شود ]1[.

بهارمقدم و همکاران (1391)، به بررسی"اثرات مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران" پرداختند. بدین منظور مدیریت سرمایه در گردش را به چهار جزو (متوسط دوره وصول مطالبات، دوره گردش موجودی، متوسط دوره پرداخت بدهی و چرخه تبدیل وجه نقد) تفکیک کردند و سپس اثر هر یک از این اجزا را بر سودآوری در حضور دو متغیر کنترل نقدینگی و اندازه شرکت بررسی کردند. یافته‌های پژوهش مبین این امر است که در نمونه مورد بررسی؛ بین کارایی عملیاتی در مدیریت سرمایه درگردش و سودآوری رابطه مثبت و معنی‌داری وجود دارد. در مورد متغیرهای کنترل، نقدینگی و اندازه شرکت، رابطه مثبت و معنی‌داری بین این دو متغیر با سودآوری یافت شد ]2[.

با توجه به مقدمه و پیشینه پژوهش در این پژوهش رابطه بین شاخص‌های مدیریت سرمایه درگردش با هزینه‌های نمایندگی را مشخص کرده و دریابیم کدامیک از این شاخص‌ها موجب کاهش هزینه‌های نمایندگی شرکت‌ها شده که در نهایت منجر به افزایش ارزش شرکت می‌شود. بنابراین در این پژوهش به دنبال یافتن روشی هستیم که با معرفی آن به مدیران شرکت‌ها آنها را در کاهش هزینه‌های نمایندگی یاری دهیم.

فرضیه‌های پژوهش

فرضیه اصلی: بین مدیریت سرمایه در گردش و هزینه نمایندگی رابطه وجود دارد.

فرضیه‌ فرعی اول: بین متوسط دوره گردش موجودی کالا و هزینه‌های نمایندگی شرکت رابطه معناداری وجود دارد.

فرضیه فرعی دوم: بین دوره وصول مطالبات و هزینه‌های نمایندگی شرکت رابطه معناداری وجود دارد.

فرضیه‌ فرعی سوم: بین دوره پرداخت بدهی‌ها و هزینه‌های نمایندگی شرکت رابطه معناداری وجود دارد.

هزینه نمایندگی

در این پژوهش از معیارهای زیر برای اندازه گیری هزینه‌های نمایندگی استفاده شده است که این تقسیم بندی از پژوهش هنری (2010) انتخاب شده است.

نسبت Q توبین (فرصت رشد): این نسبت، عموماً به عنوان معیاری از عملکرد مدیریت به کار می‌رود. اعتقاد بر این است که عملکرد ضعیف مدیریت، احتمالاً باعث اخذ تصمیم‌هایی می‌شود که هزینه‌های نمایندگی را افزایش خواهد داد. از این رو، نسبت Q توبین پایین تر که بیانگر عملکرد ضعیف مدیران است، نشان دهنده وجود مشکلات نمایندگی است. در پژوهش حاضر، مطابق با دوکاس و همکاران (2000) و جرکوس و همکاران (2010) نسبت Q توبین از فرمول زیر محاسبه می‌شود:

Q-Tobin: عبارت است از مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری کل بدهی بر مجموع ارزش دفتری کل دارایی‌ها.

تعامل بین فرصت‌های رشد و جریان نقدی آزاد: به اعتقاد جنسن (1998) ترکیب جریان‌های نقدی آزاد با فرصت رشد پایین، باعث ایجاد هزینه­های نمایندگی می‌شود. نگهداری جریان‌های نقد آزاد موجب کاهش توانایی بازار سرمایه برای نظارت بر تصمیم‌های مدیران می‌شود. از این رو، افزایش جریان‌های نقد آزاد موجب کاهش توانایی بازار سرمایه برای نظارت بر تصمیم­های مدیران می‌شود. از این رو، افزایش جریان‌های نقدی آزاد، موجب افزایش منابع در کنترل و قدرت مدیران می‌شود که در نتیجه افزایش هزینه‌های نمایندگی را به دنبال خواهد داشت ]22[.

Q*FCF: فرصت‌های رشد توسط Q توبین قابل اندازه‌گیری است.

FCF = (QI + D – (T + I + Div))

در این مدل QI: سود عملیاتی،Div: سود سهام مورد مصوب،D: هزینه استهلاک دارایی‌های ثابت مشهود و نامشهود، T: هزینه مالیات، I: هزینه مالی، TA: مجموع دارایی‌ها، FCF: جریان‌های نقد آزاد هستند.

مدیریت سرمایه در گردش

در این پژوهش مدیریت سرمایه در گردش متغیر مستقل است. همانند طالب و همکاران (2010) و اوگاندیپ و همکاران (2012) برای اندازه گیری مدیریت سرمایه در گردش از معیار چرخه تبدیل وجه نقد استفاده می‌شود. چرخه تبدیل وجه نقد، مدت زمان بین پرداخت‌های نقدی برای خرید مواد خام و وصول مربوط به فروش کالا است که به عنوان معیار جامعی از مدیریت سرمایه در گردش در نظر گرفته می‌شود. چرخه تبدیل وجه نقد بزرگ تر نشان دهنده زمان بیشتر بین خروج وجه نقد از شرکت و بازیافت آن است. در پژوهش حاضر این متغیر از تفاضل مجموع متوسط دوره گردش موجودی کالا و دوره وصول مطالبات با دوره پرداخت حساب‌های پرداختنی بدست می‌آید ]34[.

متوسط دوره گردش موجودی کالا: از تقسیم موجودی کالا بر بهای تمام شده کالای فروش رفته ضربدر 365 بدست می‌آید.

دوره وصول مطالبات: میانگین روزهایی است که شرکت طلب خود را از مشتریان وصول می‌کند.

AR = (365*) متوسط حساب‌های دریافتنی/فروش

* بدلیل تفکیک نبودن این اطلاعات در بورس از فروش کل استفاده شد.

دوره پرداخت بدهی‌ها: میانگین روزهایی است که شرکت بدهی خود را پرداخت می‌کند.

AP = (365*) متوسط حساب‌های پرداختی/خرید

* بدلیل تفکیک نبودن این اطلاعات در بورس از خرید کل استفاده شد.

رشد شرکت

طبق پژوهش‌های ریمو و پانبنین (2010) و دی لوف (2003) رشد شرکت از طریق شاخص نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام محاسبه می‌شود (Grow) [15].

بازده شرکت

بازده شرکت از تفاوت قیمت‌های ابتدا و انتهای دوره به اضافه دریافتی‌های طول دوره سهام به دست می‌آید (Return).

اندازه شرکت

اندازه شرکت عبارت است از لگاریتم دارایی‌های شرکت(Size) .

جامعه آماری و نمونه آماری

شرکت‌هایی که اطلاعات مورد نیاز برای محاسبه متغیر‌های پژوهش را ارایه ننموده‌اند، از جامعه پژوهش‌هایی حذف و در نهایت 127 شرکت به عنوان نمونه مطالعاتی پژوهش به روش هدفمند و حذفی برای یک دوره 6 ساله از سال 1392-1387 انتخاب شدند. بنابراین حجم نهایی نمونه 762 سال-شرکت است که به عنوان داده‌های تلفیقی در آزمون فرضیه‌ها استفاده شده‌اند.

مدل آماری پژوهش

متغیرهای معرفی شده در این مطالعه از دو جنبه متفاوت بررسی می‌شوند. این متغیرها از یک سو در میان شرکت‌های مختلف و از سوی دیگر در دوره زمانی سال‌های 1387 تا 1392 انتخاب شده‌اند. در چنین مواردی، از تلفیق داده‌های میان گروهی و سری زمانی با یکدیگر و برآورد الگوی مورد نظر بر اساس مجموعه جدید تشکیل شده است. چنین داده‌هایی دارای دو بعد هستند که یک بعد آن مربوط به واحدهای مختلف در هر مقطع زمانی خاص است و بعد دیگر آن مربوط به زمان است بنابراین، با توجه به نوع داده‌ها (داده‌های ترکیبی) به منظور تعیین مدل تخمین مناسب از آزمون F لیمر استفاده شد. احتمال آماره F بیشتر از 5% است که حاکی از ارجح بودن مدل رگرسیون ترکیبی بر رگرسیون پانل به روش تأثیرات ثابت است. بنابراین، روش آماری به کار رفته در پژوهش حاضر روش رگرسیون با استفاده از داده‌های ترکیبی است. فرضیه‌ها از طریق نتایج آماری به رگرسیون چندگانه آزمون مربوط می‌گردند که در این راستا از آزمون F به منظور تعیین معناداری کلی مدل رگرسیون و از آزمون t استودنت برای بررسی معناداری ضرایب رگرسیونی در سطح اطمینان 95% استفاده گردید.

در این پژوهش، برای تجزیه و تحلیل داده‌های خام و تبدیل آن‌ها به اطلاعات موردنیاز برای آزمون فرضیه‌ها از آزمون‌های رگرسیون جزیی به روش حداقل مربعات استفاده شده است. این آزمون‌ها از طریق نرم‌افزار آماری SPSS16 و داده‌های تابلویی اجرا شده‌اند.

نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی اول

در فرضیه اول پژوهش بیان شده است که بین متوسط دوره گردش موجودی کالا و هزینه‌های نمایندگی رابطه وجود دارد. نتایج حاصل از برازش مدل رگرسیونی مذکور در جدول (1) آمده است.

جدول (1) نتایج تجزیه و تحلیل آماری برای آزمون فرضیه اول

نتایج نشان می‌دهد که آماره دوربین واتسون بین 5/1 تا 5/2 بوده و بنابراین، بین خطاهای الگوی رگرسیونی خود همبستگی شدیدی وجود ندارد و عدم وجود خود همبستگی بین خطاها، به‌عنوان یکی از فرض‌های اساسی رگرسیون در خصوص مدل برازش شده، پذیرفته می‌شود. سطح معنی داری آماره F برای مدل کمتر از سطح خطای آزمون(05/0=α) است و در نتیجه رگرسیون برآورد شده به‌لحاظ آماری معنی دار و روابط بین متغیرهای پژوهش، خطی است.

ضریب برآورد شده برای متغیر ITDI که ارتباط دوره متوسط گردش موجودی کالا با هزینه‌های نمایندگی را نشان می‌دهد، به میزان 08/0 و با سطح معناداری 011/0 است که کمتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از ارتباط مستقیم و معنادار بین متغیرهای متوسط دوره گردش موجودی کالا با هزینه‌های نمایندگی است. به عبارت دیگر، شرکت‌هایی که متوسط دوره گردش موجودی کالای آنها بیشتر است، هزینه‌های نمایندگی بیشتری را تحمل می‌کنند. می‌توان نتیجه را بدین صورت تحلیل نمود در صورتی که واحد تجاری دارای سیستم نظارتی ضعیفی باشد، تصمیم‌های مدیریت می‌تواند در جهت منافع ذینفعان نباشد و در این صورت مدیران می‌توانند اعمالی از جمله نگهداری بیش از حد موجودی کالا را انجام دهند. در خصوص متغیرهای کنترلی، نتایج حاکی از آن است که بین متغیرهای نقدینگی و نرخ رشد فروش با هزینه‌های نمایندگی، ارتباط مستقیم و معنادار برقرار است. وجود منابع مالی مازاد در شرکت ارزشمند تلقی می‌شود، زیرا در این حالت این اطمینان وجود دارد که برای سرمایه گذاری در فرصت‌های سرمایه­گذاری که ممکن است شرکت با آن روبرو شود، منابع مالی قابل دسترسی در اختیار داشته باشد]13[. این امر خصوصاً در مورد شرکت‌هایی که فرصت‌های رشد زیادی دارند، بسیار با اهمیت است. از طرفی در این شرکت‌ها کاهش هزینه نمایندگی نیازمند حفظ سطح نقدینگی است. برای دستیابی به منابع مالی قابل دسترس برای حفظ سطح نقدینگی، شرکت‌ها باید دوره چرخه تبدیل وجه نقد کوتاه­تری داشته باشند. با این وجود، در صورتی که شرکت مقدار زیادی از منابع خود را به صورت وجوه نقد و شبه نقد نگهداری کند، این امکان وجود دارد که مدیریت وجوه نقد اضافی را در کارهای غیر مولد به کار گیرد و باعث افزایش هزینه نماینگی شود. بر اساس یافته‌های ارایه شده، مدل رگرسیونی حاصله ذیل را می‌توان موردنظر قرار داد.

 (4) AGENCY_i,t=0/76 +0/08 ITDI+0/64 Cash_i,t+ 0/45GROW_i,t+€ _i,t

شیوه آزمون فرضیه فرعی دوم

در فرضیه دوم پژوهش پیش‌بینی شده است که بین دوره وصول مطالبات و هزینه‌های نمایندگی رابطه وجود دارد.

(5) AGENCY _i,t=β₀+β₁AR_i,t+β₂Ret_i,t-1+ β₃Cash_i,t+β₄Size_i,t+β₅GROW_i,t+€ _i,t

در این مدل AGENCY _i,t:هزینه نمایندگی،AR_i,t: دوره وصول مطالبات،: Ret_i,t-1 بازدهی کل سهام،: Cash_i,t نقدینگی،: Size_i,t اندازه شرکت،: GROW_i,t نرخ رشد فروش هستند. برای آزمون این فرضیه از یک مدل رگرسیونی که در آن هزینه‌های نمایندگی تابعی از دوره وصول مطالبات و متغیرهای کنترلی است، استفاده شده است. نتایج حاصل از برازش مدل رگرسیونی مذکور در جدول (2)آمده است.

جدول (2) نتایج تجزیه و تحلیل آماری برای آزمون فرضیه دوم

نتایج تحلیل آماری در خصوص اعتبار الگوی رگرسیونی در بخش اول جدول (2) آمده است. ضریب تعیین مدل رگرسیونی 292/0 است و حاکی از این که این مدل توانسته است 2/29 درصد از تغییرات هزینه‌های نمایندگی شرکت‌های نمونه آماری را از طریق متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین نماید. همچنین، نتایج نشان میدهد که آماره دوربین واتسون بین 5/1 تا 5/2 بوده و بنابراین، بین خطاهای الگوی رگرسیونی خود همبستگی شدیدی وجود ندارد و عدم وجود خود همبستگی بین خطاها، به‌عنوان یکی از فرض‌های اساسی رگرسیون در خصوص مدل برازش شده، پذیرفته می‌شود.

ضریب برآورد شده برای متغیر AR که ارتباط دوره وصول مطالبات با هزینه‌های نمایندگی را نشان می‌دهد، به میزان 002/0- و با سطح معناداری 946/0 است که بالاتر از 05/0 (سطح خطای آزمون) است. این یافته حاکی از این است که بر خلاف ادعای مطرح شده در فرضیه، بین متغیرهای مذکور ارتباط معناداری وجود ندارد. در خصوص متغیرهای کنترلی، نتایج حاکی از آن است که بین متغیرهای نقدینگی و نرخ رشد فروش با هزینه‌های نمایندگی، ارتباط مستقیم و معنادار برقرار است. به عبارت دیگر، هزینه‌های نمایندگی در شرکت‌های با میزان نقدینگی و نرخ رشد فروش بالاتر بیشتراز سایر شرکت‌هاست. نتایج پژوهش‌های گذشته نشان می‌دهد که واحدهای تجاری که دارای سیستم نظارتی ضعیفی هستند، مدیران می‌توانند اعمالی از جمله دریافت دیرتر طلب‌ها انجام دهند ]32[، اما این نتایج در نمونه‌های مورد بررسی این پژوهش تأیید نشد.

بر اساس یافته‌های ارایه شده، مدل رگرسیونی حاصله ذیل را می‌توان موردنظر قرار داد.

(6) AGENCY_i,t=-0.046+0.188 Cash_i,t+0.223 GROW_i,t+€ _i,t

نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی سوم

در فرضیه سوم پژوهش پیش‌بینی شده است که بین دوره پرداخت بدهی و هزینه‌های نمایندگی رابطه وجود دارد. برای آزمون این فرضیه از یک مدل رگرسیونی که در آن هزینه‌های نمایندگی تابعی از دوره پرداخت بدهی و متغیرهای کنترلی بوده، استفاده شده است. نتایج حاصل از برازش مدل رگرسیونی مذکور در جدول (3) آمده است.

جدول (3) نتایج تجزیه و تحلیل آماری برای آزمون فرضیه سوم