بررسی رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

زلقی, حسن; آماره, روح اله

doi:10.22108/amf.2019.113193.1309

تعداد نشریات	43
تعداد شماره‌ها	1,652
تعداد مقالات	13,415
تعداد مشاهده مقاله	30,349,559
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	12,096,110

بررسی رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران

مدیریت دارایی و تامین مالی

مقاله 6، دوره 7، شماره 3 - شماره پیاپی 26، مهر 1398، صفحه 71-84 اصل مقاله (663.85 K)

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/amf.2019.113193.1309

نویسندگان

حسن زلقی^* ¹؛ روح اله آماره²

¹استادیار، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان، ایران

²دانشجوی کارشناسی‌ارشد، گروه حسابداری، دانشکدۀ اقتصاد و علوم اجتماعی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان، ایران

چکیده

اهداف: واحدهای تجاری، راهکارهای جدیدی برای رشد و بهبود عملکرد مالی و کاهش ریسک در تأمین منابع مالی جستجو می‌کنند. با توجه به نقش کارآیی سرمایه در گردش در نحوۀ تأمین مالی شرکت‌ها، هدف، بررسی رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه است. نوآوری این پژوهش استفاده از الگوی باتاچاریا برای اندازه‌‌گیری کارآیی سرمایه در گردش است.
روش: دورۀ مدنظر برای آزمون فرضیه‌ها، سال‌‌های 1385 تا 1396 بوده و از داده‌‌های 172 شرکت پذیرفته‌‌شده در بورس اوراق بهادار تهران استفاده شده است.
نتایج: نتایج حاصل از تخمین الگوی‌‌ پژوهش نشان می‌‌دهد با افزایش کارآیی سرمایه در گردش می‌توان میزان انحراف ساختار سرمایه از سطح بهینه را کاهش داد. افزون بر این، رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه در شرکت‌های بیش‌اهرمی به‌‎صورت معناداری از شرکت‌های کم‌اهرمی، قوی‌تر است.

کلیدواژه‌ها

کارآیی سرمایه در گردش؛ ساختار سرمایۀ بهینه؛ بیش‌اهرمی؛ کم‌اهرمی

اصل مقاله

مقدمه.

مدیریت سرمایه در گردش، از حیاتی‌‌ترین تصمیم‌‌های تأمین مالی شرکت است و به‌منزلۀ محرکی مهم برای عملکرد شرکت به‌ویژه سودآوری معنا پیدا می‌کند (آکتاس^{^[1]}، کراسی^{^[2]} و پتمزاس[3]، 2015). مهم‌‌تر از همه اینکه مدیریت کارآمد سرمایه درگردش، بخش مهمی از راهبرد کلی شرکت دربارۀ نحوۀ تأمین مالی محسوب می‌شود (پاداچی[4]، 2006) و انتظار می‌‌رود به ایجاد ارزش شرکت کمک کند (نظیر^{^[5]} و افزا[6]، 2009). بر این اساس، کارآیی سرمایه در گردش نیز به نظارت بر دارایی‌‌های فعلی و بدهی‌‌های موجود اشاره دارد که برای به حداقل رساندن بدهی‌‌های بالقوه و حفظ شرکت‌ها از هزینه‌‌های بیش از حد در دارایی، ابزاری مفید برای مدیران مالی به شمار می‌آید (الجلی[7]، 2004).

به بیان گیل^{^[8]}، بیگر^{^[9]} و مدر[10] (2010)، مدیریت سرمایه در گردش از مهم‌ترین مباحث مطرح در زمینۀ مالی شرکتی است که در رشد و بقای شرکت در بازار جهانی، نقش مهمی ایفا می‌‌کند و علاوه بر آن یکی از مسائل مرتبط با ساختار سرمایه و نحوۀ تأمین مالی واحد تجاری به شمار می‌آید. به ساختار سرمایه‌‌ای که بتواند ارزش شرکت را به حداکثر ممکن یا هزینۀ کل سرمایه را به حداقل ممکن برساند، ساختار سرمایۀ بهینه می‌‌گویند؛ به عبارت دیگر، ساختار سرمایۀ بهینه ترکیبی از منابع داخلی و خارجی تأمین مالی است؛ به‌گونه‌‌ای که بتواند ارزش شرکت را حداکثر کند (فرانک^{^[11]} و گویال[12]، 2003).

کارآیی سرمایه در گردش جزء مهمی از ادبیات مالی شرکتی است که تأثیر آن بر ادبیات مالی مانند بودجه‌‌بندی، ساختار سرمایه و سیاست‌‌های تقسیم سود به‌خوبی شناخته نشده است (ماریه^{^[13]} و آژاگایا[14]، 2017). اگر شرکت تصمیم به تأمین مالی بگیرد، هیچ تضمینی وجود ندارد که سرمایه‌‌گذاری صحیحی انجام شود؛ برای مثال، مدیران ممکن است با انتخاب پروژه‌‌های نامناسب، به شکل ناکارآمدی سرمایه‌گذاری کنند؛ درنتیجه، انتخاب پروژه‌‌های ضعیف موجب سرمایه‌‌گذاری بیشتر از حد می‌‌شود (وردی[15]، 2006). ساختار سرمایۀ‌‌ بهینه برای اجرای پروژه‌‌های سودآور در فرصت‌‌های رشد شرکت، نقش بسیار مهمی ایفا می‌‌کند. شرکت‌‌ها برای تأمین منابع موردنیاز برای سرمایه‌گذاری‌ها از شیوه‌‌‌های مختلف مالی استفاده می‌‌کنند که موجب بر هم زدن نسبت بدهی‌‌های شرکت می‌‌شود (راس[16]، 1977).

پاندا^{^[17]} و ناندا[18] (2018) سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش و سودآوری شرکت‌های تولیدی در هند را بررسی کردند. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد شرکت‌هایی که در بخش تولیدی فعالیت دارند، می‌توانند بخش بزرگی از نیازهای تأمین مالی خود را با بدهی کوتاه‌مدت بدون تأثیر بر سودآوری تأمین کنند؛ با این حال، با افزایش بدهی‌های کوتاه‌‌مدت برای تأمین مالی سرمایه‌‌گذاری در سرمایه در گردش، این امر می‌تواند برای شرکت‌هایی که بدهی آنها سهم کمی از سرمایه‌شان به حساب می‌آید، بر سودآوری به‌سمت مثبت تأثیر بگذارد؛ اما وقتی سهم بدهی‌‌های کوتاه‌‌مدت از نیازهای سرمایه در گردش مالی بالاتر است، افزایش بیشتر در تأمین مالی بدهی‌‌ها ممکن است از سودآوری شرکت بکاهد.

اسمیت[19] (2018) راهبرد منابع سرمایه در گردش را به‌منزلۀ راهبردی برای بقای کسب و کار واحد‌های کوچک بررسی کرد. نتایج این پژوهش نشان می‌‌دهد مدیران شرکت‌های تضامنی کوچک در یافتن منابع سرمایه در گردش برای کسب و کار خود با مشکل روبه‌رو می‌شوند؛ بنابراین، برای شروع و در ابتدای کسب و کار خود، بیشتر به منابع داخلی شخصی روی می‌آورند. آنها سعی می‌کنند با توجه بیشتر به مشتریان، درآمد حاصل از فروش خود را افزایش دهند تا از این طریق منبعی مهم برای سرمایه در گردش ایجاد کنند. کابالرو^{^[20]}، ترول^{^[21]} و سولانو[22] (2014)، مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد شرکت‌ها و محدودیت‌‌های مالی را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان می‌دهد راهبرد تأمین مالی سرمایه در گردش می‌تواند به بهبود عملکرد شرکت کمک کند. همچنین نتایج بیان‌کنندۀ این است که شرکت‌‌های دارای درصد پایین سرمایه در گردش همراه با بدهی کوتاه‌‌مدت، عملکرد و سودآوری بالاتری دارند.

ولی‌‎پور و جمشیدی (2012) دریافتند بین شاخص عملکرد، شاخص کارآیی و شاخص بهره‌‌وری با کارآیی دارایی ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. آنها نتیجه گرفتند که شاخص توسعه‌یافتۀ باتاچاریا، شاخصی مناسب در مقایسه با دیگر روش‌‌ها، برای اندازه‌‌گیری کارآیی سرمایه در گردش است. افزا و نظیر (2011) بر اهمیت مدیریت سرمایه در گردش با بررسی کارآیی مدیریت سرمایه در گردش در بخش سیمان در پاکستان طی سال‌‌های 1988 تا 2008 تأکیدکردند. آنها برای بررسی کارآیی سرمایه در گردش شرکت‌ها، از الگوی باتاچاریا[23] (1997) استفاده کردند که شامل سه بخش است: شاخص عملکرد مدیریت سرمایه در گردش، شاخص بهره‌‌وری مدیریت سرمایه در گردش و شاخص کارآیی مدیریت سرمایه در گردش. نتایج پژوهش نشان می‌دهد با استفاده از الگوی بالا، عملکرد صنعت مدنظر به‌روشنی و دقت بالا نشان داده می‌‌شود.

سپاسی، حسنی و سلمانیان (2016) تأثیر محدودیت‏های تأمین مالی بر رابطۀ مدیریت سرمایه در گردش با عملکرد شرکت‏ها را بررسی کردند. نتایج بیان‌کنندۀ این است که شرکت‌هایی که با محدودیت مالی روبه‌رو هستند، به سرمایه‌گذاری در سرمایه در گردش کمتری نسبت به شرکت‌هایی که بدون محدودیت مالی‌اند، نیاز دارند؛ درنتیجه، محدودیت مالی شرکت‌ها عامل مهمی در سطح سرمایه‌گذاری سرمایه در گردش آنها محسوب می‌شود. پورنجار، آذر، شایسته و روغنیان (2015) به رابطۀ بین عناصر مدیریت سرمایه در گردش و ساختار سرمایۀ شرکت‌‌های بورسی توجه کردند. نتایج نشان می‌دهد بین اجزای سرمایه در گردش و ساختار سرمایه رابطۀ مستقیم و معناداری وجود دارد.

در پژوهش‌‌های پیشین داخلی، تأثیر عوامل مختلفی مانند مؤلفه‌‌های حاکمیت شرکتی (کریمی واشرفی، 2011؛ مقدم و مؤمنی‌‎یانسری، 2012 و ستایش، منفردمهارلویی و ابراهیمی، 2011)، انعطاف‌‌پذیری مالی (حقیقت و بشیری، 2012)، عدم‌تقارن اطلاعاتی (کردستانی و فدائی‌‌کلورزی، 2012) و ویژگی‌‌های شرکت (کردستانی و نجفی‌عمران، 2008؛ اعتمادی و منتظری، 2013؛ فتحی، حبیبی و ابزاری، 2014) بر ساختار سرمایه بررسی شده است یا با استفاده از روش‌‌هایی مانند تحلیل پوششی داده‌‌ها (ستایش و غیوری‌مقدم، 2009) و الگوریتم ژنتیک (ستایش، کاظم‌نژاد و شفیعی، 2009) ساختار سرمایۀ بهینۀ شرکت‌‌ها تعیین شده است. با این حال، به این موضوع توجه نشده است که آیا کارآیی سرمایه در گردش به ایجاد ساختار سرمایۀ بهینه کمکی می‌کند یا خیر؛ بنابراین، بررسی اثر مستقیم کارآیی سرمایه در گردش بر بهینه‌بودن ساختار سرمایه ضروری است.

این پژوهش درصدد پاسخ‌دادن به این سؤال است که آیا بین کارآیی سرمایه در گردش با انحراف از ساختار سرمایۀ بهینه رابطه‌ای وجود دارد یا خیر. ویژگی دیگر این پژوهش که ضرورت انجام آن را دوچندان کرده است، استفاده از الگویی متفاوت با پژوهش‌های پیشین و برای اولین بار در ایران، برای اندازه‌گیری کارآیی سرمایه در گردش است. به همین دلیل هدف آن، بررسی رابطۀ کارآیی مدیریت سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه است. ابتدا به پیروی از پژوهش ساین^{^[24]}، راس و ویلیامز^{^[25]} (2015)، ساختار سرمایۀ بهینه (نسبت اهرمی بهینه) برای هر شرکت و سپس انحراف ساختار سرمایۀ شرکت‌ها از حالت بهینه محاسبه و در ادامه، برای اندازه‌گیری کارآیی سرمایه در گردش به‌منزلۀ متغیر مستقل از رویکرد باتاچاریا (1997) استفاده شده است؛ سپس مبانی نظری و نظریه‌های مرتبط با موضوع پژوهش، فرضیه‌های پژوهش، روش پژوهش (شامل نحوۀ انتخاب شرکت‌های مدنظر و الگوها و متغیرهای پژوهش)، یافته‌های پژوهش و درنهایت، نتایج و پیشنهادها ارائه شده است.

مبانی نظری

یکی از پرسش‌‌های اصلی ادبیات مالی شرکت‌‌ها این است که چه عواملی سبب انحراف ساختار سرمایه از سطح بهینه می‌‌شود. با توجه به نظریۀ سلسله‌‌مراتبی ساختار سرمایه، شرکت‌‌ها برای تأمین منابع مالی موردنیاز ابتدا به منابع داخلی روی می‌‌آورند و اگر منابع داخلی کفاف نیازهای مالی شرکت را نداد، به ترتیب به سراغ بدهی‌‌های عاری از ریسک یا با ریسک ناچیز، بدهی‌‌های ریسکی و سهام می‌روند که از بین سهام نیز سهام ممتاز را بر سهام عادی ترجیح می‌‌دهند. این سلسله‌مراتب تأمین مالی زمانی شکل می‌‌گیرد که هزینه‌‌های انتشار اوراق بهادار جدید بر سایر هزینه‌‌ها و مزایای سود تقسیمی و بدهی فزونی یابد (چن^{^[26]} و استرنج[27]، ۲۰۰۵)؛ به بیان دیگر، در الگوی سلسله‌‌مراتبی، زمانی که جریان‌‌های نقدی داخلی شرکت‌‌ها برای انجام پروژه‌‌های سرمایه‌‌گذاری و پرداخت سود نقدی کافی نباشد، شرکت‌‌ها اقدام به گرفتن تسهیلات یا انتشار اوراق بدهی می‌‌‌کنند که در این صورت انحرافی در سطح بهینۀ ساختار سرمایه دیده خواهد شد. (ساندر^{^[28]} و مایرز[29]، 1999). ازطرف دیگر، گیل و شاه[30] (2012) معتقدند مدیریت کارای دارایی‌‌ها و بدهی‌‌ها، حساسیت سرمایه‌گذاری شرکت‌ها را نسبت به تولید جریان‌‌های نقدی داخلی کاهش می‌دهد. ناکارآیی در سرمایه در گردش ناشی از عدم‌تقارن اطلاعاتی نیز ممکن است ازطریق تأمین‌کنندگان خارجی سرمایه همچون بانک‌ها کاهش یابد؛ زیرا آنها می‌‌توانند اطلاعات را ازطریق کانال‌های خصوصی کسب کنند یا بر اقدامات مدیران در راستای دسترسی به سرمایه، نظارت مستقیم داشته باشند.

مطابق با دیدگاه کوسین^{^[31]} و هریکو[32] (2004) نگهداشت وجه نقد علاوه بر کمک به زمان‌‌بندی مناسب جریان سرمایه‌گذاری، از صدور سهام به قیمت پایین جلوگیری می‌‌کند. با این حال، نگهداشت وجه نقد مازاد، لزوماً به معنای کسب و کار پررونق نیست. سرمایه‌گذاری بیش از حد در سرمایه در گردش می‌‌تواند سبب کاهش ارزش سهامداران شود و یکی از عوامل انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه است. افزایش سرمایه در گردش، نیازمند تأمین منابع مالی مناسب است که هزینۀ مالی به‌دنبال دارد (کیسچنیک^{^[33]}، لاپلانته^{^[34]} و موسوی[35]، 2011). کارآیی مدیریت سرمایه در گردش که شامل نظارت جداگانه و دقیق بر هر جزء سرمایه در گردش است و سبب کاهش انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه می‌‌شود، فرایندی پیچیده و وقت‌‌گیر است (لمبرسون[36]، 1995؛ اپوهامی[37]، 2009).

به اعتقاد افزا و عدنان[38] (2007)، نظریۀ سلسله‌مراتبی برای توضیح الگوی سطح نگهداری وجه نقد به کار می‌‌رود. مطابق با این نظریه، سطح نگهداشت مطلوب وجه نقد ازطریق میانگین موزون هزینه‌‌های نهایی و مزایای نهایی نگهداری وجه نقد حاصل می‌‌شود. سطح نگهداری وجه نقد، معیاری از کارآیی سرمایه در گردش است و به میزان وجوهی اشاره دارد که برای توزیع بین سرمایه‌‌گذاران یا سرمایه‌گذاری در دارایی‌‌ها و پروژه‌‌ها در دسترس باشد. مدیریت سرمایه در گردش عبارت است از تعیین میزان و ترکیب منابع و نحوۀ استفاده از سرمایه در گردش به‌گونه‌ای که ثروت سهامداران را افزایش دهد (نوو^{^[39]}، 2002). به‌علاوه، کارآیی مدیریت سرمایه در گردش به شرکت‌ها این اجازه را می‌‌دهد که منابع کمتر استفاده‌شدۀ خود را به منابع باارزش تبدیل کنند که این امر می‌‌تواند عملکرد شرکت را افزایش دهد (آکتاس و همکاران، 2015).

با توجه به مبانی نظری و پیشینۀ ذکرشده، فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر ارائه می‌شود:

فرضیۀ اول: بین کارآیی سرمایه‌‌گذاری با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه رابطۀ معکوس معناداری وجود دارد.

فرضیۀ دوم: رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی به‌صورت معناداری از ساختار سرمایۀ کم‌‌اهرمی قوی‌تر است.

روش‌‌ پژوهش

داده‌های پژوهش از نوع داده‌های ترکیبی است و با توجه به اینکه متغیرهای مستقل بیش از یک موردند و تنها یک متغیر وابسته وجود دارد، برای تحلیل داده‌ها و آزمون فرضیه‌ها و تدوین الگوی کلی پژوهش، از روش رگرسیون چندگانه استفاده شده‌ است. برای انجام محاسبات مربوط به الگوی رگرسیون چندگانه و اطلاعات موردنیاز در این پژوهش و تجزیه و تحلیل آنها، از نسخۀ 2010 نرم‌افزارهای Excel و نسخۀ 5/9 Eviews استفاده شده است. برای گردآوری داده‌های مدنظر از صورت‌های مالی، از اطلاعات ارائه‌‌شده به بورس اوراق بهادار و سایر منابع اطلاعاتی مرتبط مانند بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین و آرشیوهای آماری بورس اوراق بهادار استفاده شده است.

جامعۀ آماری، شامل تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران از ابتدای سال 1385 تا پایان سال 1396 یعنی 494 شرکت است. شرکت‌هایی که ویژگی‌های زیر را داشتند، از جامعۀ آماری کنار گذاشته شدند: سال مالی آنها به پایان اسفندماه منتهی نبود و تغییر سال مالی داشتند (43 شرکت)؛ تا پایان سال 1396 در بورس فعال نبودند یا اطلاعات موردنیاز دربارۀ آنها در دسترس نبود (207 شرکت)؛ جزء بانک‌ها و مؤسسات مالی (شرکت‌های سرمایه‌گذاری، واسطه‌گری مالی، شرکت‌های هلدینگ و لیزینگ‌ها) نبودند؛ زیرا افشاهای مالی و ساختارها در آنها متفاوت است (72 شرکت). درنهایت جامعۀ در دسترس و مدنظر پژوهش شامل 172 شرکت شد.

در ادامه پس از گردآوری مشاهدات پژوهش، برای محاسبۀ متغیر وابسته (انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه) و تعیین نسبت بهینۀ ساختار سرمایه، با پیروی از ساین و همکاران (2015) الگوی زیر برآورد شده است. در این الگو فرض شده است که ساختار سرمایه باید تابعی از متغیرهای مستقل به شرح زیر باشد:

(1)

که در این الگو، TDA نسبت بدهی‌‌ها به مجموع دارایی‌‌ها (که بیان‌کنندۀ ساختار سرمایه است)، IOB نسبت هزینه‌‌های مالی به کل دارایی‌‌ها، COL نسبت موجودی مواد، کالا و دارایی‌‌های ثابت به کل دارایی‌‌ها، LTA اندازۀ شرکت (لگاریتم مجموع دارایی‌‌ها)، MTB نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سهام، PROFIT نسبت سود عملیاتی به کل دارایی‌‌ها، INFنرخ تورم و INDLEV میانگین نسبت اهرمی (نسبت بدهی‌‌ها به دارایی‌‌ها) صنعتی است که شرکت در آن فعالیت می‌کند.

برای محاسبۀ متغیر مستقل(کارآیی سرمایه در گردش) از الگوی باتاچاریا (1997) استفاده شده است:

(2)

که در آن شاخص کارآیی مدیریت سرمایه در گردش است که از ضرب شاخص عملکرد و شاخص بهره‌وری مدیریت سرمایه در گردش به دست می‌‌آید. شاخص عملکرد مدیریت سرمایه در گردش است که به‌‎صورت زیر محاسبه می‌‌شود:

(3)

، نسبت فروش سال جاری به سال قبل، هر جزء دارایی جاری شرکت i در سال t،N تعداد اقلام دارایی دارایی‌‌های جاری و شاخص بهره‌‌وری مدیریت سرمایه در گردش است که به‌صورت زیر محاسبه می‌‌شود:

(4)

A نسبت دارایی‌‌های جاری به فروش است.

پس از برآورد الگوی (1)، باقی‌مانده‌‌های آن استخراج می‌‌شود. قدر مطلق باقی‌مانده‌‌ها بیان‌کنندۀ میزان انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه است. با توجه به روش‌‌های ذکرشده، برای آزمون فرضیۀ اول از الگوی برآوردی زیر استفاده شد:

برای آزمون فرضیۀ‌‌ دوم پژوهش، انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه به دو بخش تقسیم می‌‌شود. باقی‌مانده‌‌های مثبت بیان‌کنندۀ آن است که شرکت برای تأمین مالی بیشتر از میزان بهینۀ بدهی استفاده کرده است و ساختار سرمایۀ آن از نوع بیش‌‌اهرمی است. به‌علاوه، باقی‎‌مانده‌‌های منفی نشان می‌‌دهد در ساختار سرمایۀ شرکت، مبلغ بدهی‌‌ها کمتر از سطح بهینۀ خود است و ساختار سرمایه از نوع کم‌‌اهرمی است؛ پس ابتدا الگو‌‌های زیر برآورد می‌شوند:

برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی در مقایسه با ساختار سرمایۀ کم‌‌اهرمی، مقایسه می‌‌شود. ابتدا آمارۀ تی‌استیودنت به شکل زیر ساخته می‌‌شود:

که در آن، و ضریب متغیر کارآیی سرمایه در گردش در دو الگوی بالا و و به ترتیب خطای استاندارد ضرایب و هستند. اگر آمارۀ مذکور که به آمارۀ پترنوستر^{^[40]}، بریم^{^[41]}، مازرل^{^[42]} و پیگورو^{^[43]} (1998) نیز معروف است، مثبت و معنادار باشد، فرضیۀ دوم پژوهش رد نخواهد شد.

یافته‌‌ها.

آمار توصیفی، شمایی کلی از وضعیت توزیع داده‌های پژوهش ارائه می‌کند. نتایج بررسی آمار توصیفی نشان می‌‌دهد میانگین (میانه) متغیرهای ساختار سرمایۀ غیربهینه، 0401/0 (324/0) است و این به این معناست که به‌طور میانگین ساختار سرمایۀ شرکت‌‌های بررسی‌شده 4 درصد از سطح بهینه انحراف دارند. ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی 041/0 (036/0)، ساختار سرمایۀ کم‌اهرمی 402/0- (031/0-)،کارآیی سرمایه در گردش 000/1 (882/0) و نسبت کل بدهی‌‌ها به دارایی‌‌ها 617/0 (631/0) است که نشان می‌‌دهد شرکت‌‌های حاضر در نمونۀ بررسی‌شده 61 درصد از منابع مالی موردنیاز خود را ازطریق بدهی و بقیه را ازطریق حقوق مالکانه تأمین کرده‌اند و شاخص عملکرد سرمایه در گردش 972/0 (879/0) و شاخص بهره‌‌وری سرمایه در گردش 997/0 (973/0) است. به‌علاوه حداکثر (حداقل) ساختار سرمایۀ غیربهینه 267/0 (000/0)، ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی 267/0 (000/0)، ساختار سرمایۀ کم‌‌اهرمی 000/0 (261/0-)، کارآیی سرمایه در گردش 42/3 (267/0)، کل بدهی‌‌ها به کل دارایی‌‌ها 917/0 (150/0)، شاخص عملکرد سرمایه در گردش 13/3 (301/0) و شاخص بهره‌‌وری سرمایه در گردش 82/1 (545/0) است.

قبل از برآورد الگوها، ابتدا با استفاده از آزمون‌های چاو، بروش - پاگان و هاسمن، الگوی مناسب برآورد هر الگو مشخص می‌شود. با توجه به معناداربودن آماره‌های چاو (078/10) و بروش‌ - پاگان (279/28)، مشخص می‌شود در برآورد الگوی (1) به ترتیب رویکردهای اثرهای ثابت و تصادفی بر رویکرد ترکیبی برتری دارند و آمارۀ آزمون هاسمن (114/38)، نشان می‌دهد رویکرد اثرهای ثابت بر رویکرد اثرهای تصادفی برتری دارد. نتایج برآورد الگوی (1)، با رویکرد اثرهای ثابت در جدول (1) ارائه شده است.

نتایج جدول (1) نشان می‌‌دهد به‌جز اندازۀ شرکت (014/0-)، همۀ ضرایب در سطح معناداری کمتر از
5 درصد معنادارند. مقادیر آمارۀ عامل تورم واریانس نیز نشان می‌‌دهد متغیرهای مستقل با هم مشکل هم‌خطی ندارند. معناداری آمارۀ فیشر (614/19) در سطح یک درصد بیان‌کنندۀ معناداری کل الگوی (1) است. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل‌‌شده نشان می‌‌دهد متغیرهای مستقل حدود 80 درصد از تغیرات متغیر وابسته را تبیین می‌‌کنند. مقدار آمارۀ دوربین واتسون (81/1) نشان می‌‌دهد باقی‌ماندۀ الگوی (1) خودهمبستگی سریالی ندارد. معناداری آمارۀ F (228/1) در آزمون وایت نشان می‌‌دهد فرض صفر آزمون (مبتنی برهمسانی واریانس‌‌ها) رد نمی‌‌شود و به رفع ناهمسانی واریانس در الگو نیازی نیست.

جدول (1) نتایج برآورد الگوی (1)

متغیرها	ضریب	تی استیودنت	معناداری	VIF
عرض از مبدأ	337/0	683/1	093/0	---
IOB	469/0	332/2	020/0	139/1
COL	168/0-	790/3-	000/0	157/1
LTA	014/0-	460/0-	645/0	105/1
MTB	016/0-	82/3	000/0	216/1
PROFIT	209/0-	84/4-	000/0	225/1
INF	081/0	997/1	046/0	077/1
INDLEV	666/0	389/7	000/0	104/1
ضریب تعیین	5/85 درصد	ضریب تعیین تعدیل‌‌شده		1/81 درصد
دوربین - واتسون	81/1	آمارۀ فیشر (معناداری)		614/19 (000/0)
آمارۀ چاو (معناداری)	078/10 (00/0)	آمارۀ بروش - پاگان (معناداری)		279/28 (000/0)
آمارۀ هاسمن (معناداری)	114/38 (00/0)	آمارۀ وایت (معناداری)		228/1 (195/0)

بنابراین، نتایج به‌دست‌آمده کاذب نیست و برای محاسبۀ میزان انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه، می‌توان به آنها اتکا کرد. پس از برآورد الگوی (1)، باقی‌مانده‌‌های آن استخراج و در آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است.

در جدول(2)، معنادارشدن آماره‌‌های چاو (388/2) و بروش - پاگان (695/3) نشان می‌‌دهد برای برآورد الگوی (2)، رویکردهای اثرهای ثابت و اثرهای تصادفی بر رویکرد ترکیبی برتری دارند. نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش نشان می‌‌دهد عرض از مبدأ (043/0) و ضریب متغیر کارآیی سرمایه در گردش (004/0-) در سطح 10 درصد معنادارند. مقدار شاخص عامل تورم واریانس نشان می‌‌دهد متغیرها با هم مشکل هم‌خطی ندارند. معناداری آمارۀ فیشر (163/4) در سطح یک درصد نشان‌دهندۀ معناداری کل الگوست. مقدار آمارۀ دوربین - واتسون (62/1) نشان می‌‌دهد مشکل خودهمبستگی سریالی در اجزای اخلال الگو وجود ندارد. معناداری آمارۀ F (897/0) در آزمون وایت نشان می‌دهد فرض صفر آزمون (مبتنی بر همسانی واریانس‌‌ها) رد می‌‌شود؛ بنابراین، لازم بود در روش محاسبۀ ماتریس کوواریانس در الگو، تغییراتی ایجاد شود.

جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ اول

متغیرها	ضریب	تی‌استیودنت	معناداری	VIF
عرض از مبدأ	043/0	107/15	000/0	---
EI	004/0-	040/2-	041/0	000/1
ضریب تعیین	7 درصد	ضریب تعیین تعدیل‌شده		6 درصد
دوربین - واتسون	62/1	آمارۀ فیشر (معناداری)		163/4 (041/0)
آمارۀ چاو (معناداری)	388/2 (027/0)	آمارۀ بروش - پاگان (معناداری)		695/3 (054/0)
هاسمن (معناداری)	52/3 (060/0)	آمارۀ وایت (معناداری)		897/0 (417/0)

ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای مستقل حدود 7 درصد و 6 درصد از تغییرات متغیر وابسته را تبیین می‌‌کنند. منفی و معناداربودن ضریب متغیر کارآیی سرمایه در گردش (004/0-) در سطح معناداری 5 درصد، بیان‌‎کنندۀ آن است که بین کارآیی سرمایه در گردش و میزان انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه رابطۀ معناداری وجود دارد و با افزایش کارآیی سرمایه در گردش، انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایۀ شرکت‌‌‌‌ها کاهش می‌‌یابد. این موضوع ردنشدن فرضیۀ اول پژوهش را نشان می‌دهد. پس از تفکیک متغیر ساختار سرمایۀ غیربهینه به متغیرهای ساختار سرمایۀ بیش‌‌اهرمی و ساختار سرمایۀ کم‌‌اهرمی برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، الگو‌‌های (3) و (4) برآورد شدند؛ سپس آزمون والد با استفاده از آمارۀ تی استیودنت برای متغیر کارآیی سرمایه در گردش محاسبه و نتایج به‌‎دست آمده در جدول (3) ارائه شده است.

به‌دلیل بی‌‌معنابودن آماره‌‌های چاو و بروش - پاگان، هر دو الگو با رویکرد ترکیبی برآورد شد. نتایج برآورد الگوی (3) که بر ساختار سرمایۀ بیش‌اهرمی مبتنی است، نشان می‌‌دهد ضریب عرض از مبدأ (023/0) و متغیر کارآیی سرمایه_‌‌‌‌ در گردش (009/0) در سطح 10 درصد معنادارند. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای مستقل حدود 21/95 درصد و 09/95 درصد از تغیرات متغیر وابسته را تبیین می‌‌کنند. مقدار شاخص عامل تورم واریانس نشان می‌دهد متغیرهای مستقل الگوی (3) با هم مشکل هم‎‌خطی شدید ندارند. معناداری آمارۀ فیشر (759/805) در سطح یک درصد نشان‌دهندۀ معناداری کلی الگوی برآوردشده است. مقدار آمارۀ دوربین - واتسون (154/2) نشان‌ می‌دهد خودهمبستگی سریالی در اجزای اخلال الگوی برآوردشده وجود ندارد. آمارۀ وایت نشان می‌دهد الگو، ناهمسانی واریانس دارد که در بخش محاسبۀ ماتریس کواریانس ناهمسانی برطرف شده است؛ بنابراین، نتایج به‌دست‎آمده کاذب نیست و برای آزمون فرضیۀ دوم می‌توان به آنها اتکا کرد.

نتایج برآورد الگوی (4) که بر ساختار سرمایۀ کم‌اهرمی مبتنی است، نشان می‌‌دهد عرض از مبدأ (038/0-) و متغیر کارآیی سرمایه در گردش (005/0) همگی در سطح یک درصد معنادارند. ضریب تعیین و ضریب تعیین تعدیل‌شده نشان می‌دهد متغیرهای مستقل حدود 05/74 درصد و 97/72 درصد از تغیرات متغیر وابسته را تبیین می‌‌کنند. مقدار شاخص عامل تورم واریانس نشان می‌‌دهد متغیرهای مستقل الگوی (4) با هم مشکل هم‌خطی شدید ندارند. معناداری آمارۀ فیشر (519/68) در سطح یک درصد نشان‌دهندۀ معناداری کلی الگوی برآوردشده است. مقدار آمارۀ دوربین - واتسون (646/1) نشان‌ می‌دهد خودهمبستگی سریالی در اجزای اخلال الگوی برآوردشده وجود ندارد. آمارۀ وایت نشان می‌‌دهد فرض صفر مبتنی بر وجود همسانی واریانس رد می‌شود و از این نظر الگو، ناهمسانی واریانس دارد که در بخش محاسبۀ ماتریس کواریانس ناهمسانی برطرف شده است؛ بنابراین، نتایج به‌دست‌آمده کاذب نیست و برای آزمون فرضیۀ‌‌ دوم می‌توان به آنها اتکا کرد. مثبت و معناداربودن آمارۀ پترنوستر برای متغیر کارآیی سرمایه‌‌ در گردش (329/2) نشان می‌‌دهد ضرایب کارآیی سرمایه‌‌ درگردش در الگو‌‌های (3) و (4) در سطح یک درصد به‌طور معناداری متفاوت از یکدیگرند؛ بنابراین، با توجه به بزرگ‌بودن ضریب متغیر کارآیی سرمایه‌‌ در گردش در الگوی (3) (009/0) نسبت به ضریب این متغیر در الگوی (4) (005/0)، رابطۀ کارآیی سرمایه‌‌ در گردش بر ساختار بیش‌اهرمی به‌صورت معناداری از ساختار سرمایۀ ‌‌کم‌‌اهرمی قوی‌تر است که این موضوع نشان می‌‌دهد فرضیۀ دوم پژوهش رد نمی‌‌شود.

جدول (3) نتایج آزمون فرضیۀ دوم

متغیرها / الگو‌‌ها	الگوی (3)		الگوی (4)
	ضریب (معناداری)	VIF	ضریب (معناداری)	VIF
عرض از مبدأ EI	027/0 (000/0) 009/0 (000/0)	--- 267/1	038/0- (000/0) 005/0 (000/0)	--- 392/1
ضریب تعیین ضریب تعیین تعدیل‌شده آمارۀ فیشر (معناداری) آمارۀ دوربین - واتسون آمارۀ چاو (معناداری) آمارۀ بروش - پاگان(معناداری) آمارۀ هاسمن (معناداری) آمارۀ وایت (معناداری)	21/95 درصد 09/95 درصد 759/805(000/0) 154/2 223/0(952/0) 966/1 (16/0) 96/0 (327/0) 149 (000/0)		05/74 درصد 97/72درصد 519/68 (000/0) 646/1 558/1 (173/0) 508/0 (476/0) 63/0 (427/0) 699/22 (000/0)
آمارۀ پترنوستر EI (معناداری)	329/2 (01/0)

نتایج و پیشنهاد‌ها

براساس فرضیۀ اول پژوهش، پیش‌‌بینی شد که کارآیی سرمایه‌‌ در گردش رابطۀ معکوس معناداری با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه دارد. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده‌‌ها در آزمون فرضیۀ اول پژوهش نشان داد کارآیی سرمایه‌ در گردش بر انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه، تأثیر منفی و معنادار دارد؛ بنابراین، فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‌‌شود. نسبت بدهی بالا در شرکت‌ها بدان معناست که منابع مالی داخلی شرکت کم است و شرکت به منابع مالی خارجی برای تأمین مالی نیاز دارد.ازطرف دیگر، هرچه میزان نسبت بدهی بالاتر باشد میزان سرمایه در گردش لازم برای عملیات روزمرۀ سازمان کاهش می‌‌یابد؛ زیرا میزان وجوه دردسترس شرکت یا باید صرف هزینه‌‌های مالی یا منابع موردنیاز پروژه‌‌های در حال انجام شرکت‌‌ها شود. این موضوع به این نکته اشاره دارد که کارآیی سرمایه در گردش با ساختار سرمایه رابطۀ منفی دارد. نتایج حاصل از این فرضیه با نتایج پژوهش‌های فرمان‌‌آرا، عارف‌نژاد و جعفری (2015) و دیانگ^{^[44]}، گواریارلا^{^[45]} و نایت^{^[46]} (2013) سازگاری دارد.

براساس فرضیۀ دوم پژوهش، پیش‌‌بینی شد که کارآیی سرمایه در گردش بر ساختار سرمایۀ بیش‌‌اهرمی، رابطۀ معنادار و قوی‌‌تری نسبت به ساختار سرمایۀ کم‌اهرمی دارد. نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل داده‌‌ها در آزمون فرضیه نشان می‌دهد رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش بر ساختار سرمایۀ بیش‌‌اهرمی نسبت به ساختار سرمایۀ کم‌‌اهرمی تفاوت معناداری دارد؛ بنابراین، فرضیۀ دوم پژوهش نیز تأیید می‌‌شود. بر این اساس به نظر می‌‌رسد اگر کارآیی سرمایه در گردش شرکت‌‌ها پایین باشد، مشکلات آنها برای تأمین مالی در بازار حقوق مالکانه و بازار بدهی متفاوت از یکدیگر است که احتمالاً شرکت‌‌ها با ارائۀ اطلاعات اختصاصی بیشتر به اعتباردهندگان می‌‌توانند عدم‌تقارن اطلاعاتی ناشی از عدم کارآیی سرمایه در گردش را پوشش دهند؛ بنابراین، آزادی عمل بیشتری در انتخاب نوع تأمین مالی ازطریق بدهی نسبت به سهام خواهند داشت. نتایج حاصل از این فرضیه با نتایج پژوهش پورنجار و همکاران (2015) سازگاری دارد. براساس نتایج به‌دست‌آمده از این پژوهش، کسری مالی ناشی از بی‌‌توجهی به مسئلۀ کارآیی سرمایه در گردش سبب افزایش استقراض و نسبت بدهی شرکت می‌‌شود؛ پس به شرکت‌‌ها توصیه می‌‌شود از هرگونه غفلت در استفاده از منابع مالی داخلی به‌ویژه اقلام مربوط به سرمایه در گردش - که علاوه بر افزایش ریسک ورشکستگی و پرداخت‌نشدن دین‌های شرکت، سبب انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه می‌‌شود - خودداری کنند. در این پژوهش از الگوی باتاچاریا برای اندازه‌‌گیری کارآیی سرمایه در گردش استفاده شده است؛ بنابراین، به پژوهشگران حوزۀ مالی و حسابداری توصیه می‌شود برای تکمیل و مقایسۀ نتایج این پژوهش با پژوهش‌های دیگر، از سایر الگو‌‌ها یا بررسی جداگانۀ اجزای سرمایه در گردش استفاده کنند تا شاید نگاه دیگری به تأمین مالی داخلی ازطرف مدیران و سهامداران صورت پذیرد.

به پژوهشگران پیشنهاد می‌شود رابطۀ کارآیی مدیریت سرمایه در گردش و ثبات ساختار سرمایه و ثبات مدیریت و ثبات مالکیت (نهادی، دولتی و خصوصی) و نیز استفاده از سایر معیارهای اندازه‌گیری کارآیی سرمایه در گردش مانند چرخۀ تبدیل وجه نقد با انحراف از ساختار بهینۀ سرمایه را بررسی کنند؛ البته باید هریک از این عناوین پژوهشی در سطح صنایع مختلف بررسی شود. با توجه به نوسانات نرخ ارز و افزایش شدید قیمت‌ها در سال‌های 96 به بعد لازم است در پژوهش‌های بعدی متغیرهای یادشده به‌منزلۀ متغیرهای کنترلی اضافه شوند.

[1]. Aktas

[2]. Croci

[3]. Petmezas

[4] .Padachi

[5]. Nazir

[6] .Afza

[7]. Eljelly

[8]. Gill

[9]. Biger

[10]. Mathur

[11]. Frank

[12] .Goyal

[13]. Marie

[14]. Azhagaiah

[15]. Verdi

[16]. Ross

[17]. Panda

[18]. Nanda

[19]. Smith

[20]. Caballero

[21]. Teruel

[22] .Solano

[23]. Bhattacharya

[24]. Synn

[25]. Williams

[26]. Chen

[27]. Strange

[28]. Sunder

[29]. Myers

[30] .Shah

[31]. Cossin

[32]. Hricko

[33]. kieschnik

[34]. Laplante

[35]. Moussawi

[36] .Lamberson

[37]. Appuhami

[38]. Adnan

[39]. Neveu

[40]. Paternoster

[41]. Brame

[42]. Mazerlle

[43]. Piquero

[44]. Diang

[45]. Guarigila

[46]. Knight

مراجع

[1] اعتمادی، ح.، و منتظری، ج. (1392). بررسی عوامل مؤثر بر ساختار سرمایۀ شرکت‌های پذیرفته‎شده در بورس اوراق بهادار تهران با تأکید بر رقابت بازار تولید. فصلنامۀ بررسی‏‌های حسابداری و حسابرسی، 20 (3)، 26-1.

[2] پورنجار، پ.، عادل، آ.، هادی، ش.، و روغنیان، ع. (1394). بررسی رابطۀ بین عناصر مدیریت سرمایه در گردش و ساختار سرمایه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. اولین کنفرانس بین‌المللی مهندسی صنایع، مدیریت و حسابداری، به‌صورت الکترونیکی، مؤسسۀ پژوهشی البرز.

[3] حقیقت، ح.، و بشیری، و. (1391). بررسی رابطۀ انعطاف‌پذیری مالی و ساختار سرمایه. مجلۀ علمی -پژوهشی دانش حسابداری، (8) 3، 71-49.

[4] سپاسی، س.، حسنی، ح.، و سلمانیان، ل. (1396). مدیریت سرمایه در گردش، عملکرد مالی و محدودیت‌های تأمین مالی: شواهدی از بورس اوراق بهادار تهران. مدیریت دارایی و تأمین مالی، (4) 5، 116-99.

[5] ستایش، م.، و غیوری‌مقدم، ع. (1388). تعیین ساختار بهینۀ سرمایه در سطح صنایع با استفاده از تکنیک تحلیل پوششی داده‌ها.(DEA) . پژوهش‌های حسابداری مالی، (1) 1، 33-52.

[6] ستایش، م.، کاظم‌‌نژاد، م. و شفیعی، م. (1388). کاربرد الگوریتم ژنتیک در تعیین ساختار بهینۀ سرمایۀ شرکت‌های پذیرفته‎‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. بررسی‏‌های حسابداری و حسابرسی، (2) 16، 58-39.

[7] ستایش، م.، منفردمهارلویی، م.، و ابراهیمی، ف. (1390). بررسی عوامل مؤثر بر ساختار سرمایه از دیدگاه تئوری نمایندگی. پیشرفت‌های حسابداری، (1) 3، 89-55.

[8] فتحی، س.، حبیبی، س.، و ابزری، م. (1393). فراتحلیل عوامل تعیین‌کنندۀ ساختار سرمایه در سطح شرکت. مدیریت دارایی و تأمین مالی، (1) 2، 55-74.

[9] فرمان‌آرا، الف.، عارف‌نژاد، م.، و جعفری، م. (1395). تأثیر مدیریت سرمایه در گردش و اهرم مالی بر سودآوری برخی شرکت‌های بورس اوراق بهادار تهران، اقتصاد مالی (34) 10، 167-187.

[10] کردستانی، غ.، و فدائی‌کلورزی، الف. (1391). بررسی رابطۀ بین عدم تقارن اطلاعاتی و ساختار سرمایه در شرکت‏های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، پژوهش حسابداری، (4) 2، 100-77.

[11] کردستانی، غ.، و نجفی‌عمران، م. (1387). بررسی عوامل تعیین‎کنندۀ ساختار سرمایه: آزمون تجربی نظریۀ موازنۀ ایستا در مقابل نظریۀ سلسله‌مراتبی. فصلنامۀ تحقیقات مالی، 4، 90-73.

[12] کریمی، ف.، و اشرفی، م. (1390). بررسی ارتباط سازوکارهای نظام راهبری شرکتی و ساختار سرمایه در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، (2) 3، 92-79.

[13] مقدم، ع.، و مؤمنی‌یانسری، الف. (1391). بررسی تأثیر برخی ویژگی‎های نظام راهبری شرکت بر تصمیم‎های ساختار سرمایۀ شرکت‎های پذیرفته‌‎شده در بورس اوراق بهادار تهران، فصلنامۀ بررسی‏‌های حسابداری و حسابرسی، (68) 19، 123-136.

[14] نوو، ر. (1381). مدیریت مالی، ترجمۀ علی جهانخانی و علی پارساییان، تهران: سمت.

References

[15] Afza, T., & Adnan, S. M. (2007). Determinants of corporate cash holdings: A case study of Pakistan. In Proceedings of Singapore Economic Review Conference(SERC), Organized by Singapore Economics Review and the University of Manchester, Singapore, 164-165. [Online], Available at: https://editorialexpress. com/cgi-bin/conference/download.cgi? db_name=SERC2007&paper_id=166.

[16] Afza, T., & Nazir, M. S. (2011). Working capital management efficiency of cement sector of Pakistan. Journal of Economics and Behavioral Studies. 2 (5): 223-235. http://amhinternational.com/journal/index.php/jebs/article/view/240.

[17] Aktas, N., Croci, E., & Petmezas, D. (2015). Is working capital management value-enhancing? Evidence from firm performance and investments. Journal of Corporate Finance, 30 (1): 98-113. https://doi.org/10.1016/j.jcorpfin.2014.12.008.

[18] Appuhami, R. (2009). Corporate investments and the dual-role of working capital: Evidence from Thailand. Cmawebline. Org, 7 (1), 53–62. https://cmawebline.org/jamar/17-jamar-winter-2009.html.

[19] Bhattacharya, H. (1997). Total Management by Ratios. New Delhi: Sage Publications India Pvt Ltd. ISBN-10: 0761936211.

[20] Caballero, S. B., Teruel, P. J. G., & Solano, P. M. (2014). Working capital management, corporate performance and financial constraints. Journal of Business Research, 67 (3), 332-338. https://doi.org/10.1016/ j.jbusres.2013.01.016.

[21] Chen, J., & Strange, R. (2005). The determinants of capital structure: Evidence from Chinese listed companies. Economic Change and Restructuring, 38 (1), 11-35. http://doi.org/10.1007/s10644-005-4521-7.

[22] Cossin, D., & Hricko, T. (2004). The benefits of holding cash: A real options approach. Managerial Finance, 30 (5): 29-43. DOI: 10.1108/03074350410769056.

[23] Diang, S., Guarigila, A., & Knight, J. (2013). Investment and financing constraints in China: Does working capital management make a difference? Journal of Banking & Finance, 37 (5): 1490-1507. DOI: http://doi.org/10.1016/j.jbankfin. 2012.03.025.

[24] Eljelly, A. M. A. (2004). Liquidity ‐ profitability tradeoff: An empirical investigation in an emerging market. International Journal of Commerce and Management, 14 (2), 48–61. https://doi.org/ 10.1108/10569210480000179.

[25] Etemadi, H., & Montazeri, J. (2013). Investigating factors affecting the capital structure of companies accepted in Tehran Stock Exchange with emphasis on market competitiveness. Quarterly Journal of Accounting and Auditing, 20 (3), 1-26. (in Persian).

[26] FarmanAra, O., Arefnejad, M., & Jafari, M. (2015). Impact of working capital management and financial leverage on the profitability of some Tehran Securities Exchange companies. Financial and Development Economics Quarterly, 43, 167-181. (in Persian).

[27] Fathi, S., Habibi, S., & Abzari, M, (2014). Meta-Analysis of the determinants of corporate capital structure. Asset Management and Financing, 2 (1), 55-74. (in Persian).

[28] Frank, M. Z., & Goyal, V. K. (2003). Testing the pecking order theory of capital structure. Journal of Financial Economics, 67 (2), 217–248. https://doi.org/10.1016/ S0304-405X(02)00252-0.

[29] Gill, A., Biger, N., & Mathur, N. (2010). The relationship between working capital management and profitability: Evidence from the United States. Business and Economics Journal, 10 (1), 1-9. http://astonjournals.com/manuscripts/Vol2010/BEJ-10_Vol2010.pdf.

[30] Gill, A., & Shah, C. (2012). Determinants of corporate cash holdings: Evidence from Canada. International Journal of Economics and Finance, 4 (1), 70–79. DOI: 10.5539/ijef.v4n1p70.

[31] Haghighat, H., & Bashiri, W. (2012). Investigate the relationship between financial flexibility and capital structure. Accounting Knowledge, 3 (8), 49-71. (in Persian).

[32] Karimi, F., & Ashrafi, M. (2011). Investigating the relationship between corporate governance mechanism and capital structure in Tehran Stock Exchange. Financial Accounting Research, 3 (2),
79-92. (in Persian).

[33] Kieschnick, R. L., Laplante, M., & Moussawi, R. (2011). Working capital management and shareholder wealth. SSRN Electronic Journal, 17 (5), 1827–1852. https://EconPapers.repec.org/RePEc:oup:revfin:v:17:y:2013:i:5:p:1827-1852.

[34] Kordestani, G., & Fadaei Kalvarzai, I. (2012). Investigating the relationship between information asymmetry and capital structure in companies accepted in Tehran Stock Exchange. Accounting Research, 2 (4), 77-100. (in Persian).

[35] Kordestani, G., & Najafi Omran, M. (2008). Investigating the determinants of capital structure. Financial Research Journal,9 (4), 73-90. (in Persian).

[36] Lamberson, M. (1995). Changes in working capital of small firms in relation to changes in economic activity. American Journal of Business, 10 (2), 45-50 DOI: https://doi.org/10.1108/ 19355181199500015.

[37] Marie, A. A., & Azhagaiah, R. (2017). Constructing indices for efficient management of working capital in indian iron and steel sector. Account and Financial Management Journal, 2 (12), 1207-1213.

[38] Moghaddam, A., & Momeni, Y. A. (2012). Investigating the impact of some features of the corporate governance system on capital structure decisions of firms listed in Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting and Auditing Review, 19 (68), 123-136. (in Persian).

[39] Nazir, M. S., & Afza, T. (2009). Impact of aggressive working capital management policy on firms' profitability. IUP Journal of Applied Finance, 15 (8), 19-30. DOI: http://doi.org/10.12691/jbms-6-1-4.

[40] Neveu, R. P. (2002). Financial Management, Transelated by JahanKhani, A., & Parsayian, A. Tehran: Samt Press. (in Persian).

[41] Padachi, K. (2006). Trends in working capital management and its impact on firms’ performance: An analysis of mauritian small manufacturing firms. International Review of Business Research Papers, 2 (2), 45-58. http://citeseerx.ist. psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.475.2653&rep=rep1&type=pdf.

[42] Panda, A. K., & Nanda, S. (2018). Working capital financing and corporate profitability of Indian manufacturing firms. Management Decision, 56 (2), 441-457. DOI: https://doi.org/10.1108/MD-07-2017-0698.

[43] Paternoster, R., Brame, R., Mazerlle, P., & Piquero, A. (1998). Using the correct statistical test for the equality of regression coefficients. Criminology, 36 (4), 859–866. https://doi.org/10.1111/j.1745-9125.1998. tb01268.x.

[44] Pournajar, P., Azar, A., Shayesteh, H., & Rughanian, E. (2015). The study of the relationship between elements of working capital management and capital structure in companies accepted in Tehran Stock Exchange. The first international conference on engineering, management and accounting, electronically, the Alborz Research Institute.

[45] Ross, S. A. (1977). The determination of financial structure: The incentive-signalling approach. The Bell Journal of Economics, 8 (1), 23-40. DOI: http://doi.org/10.2307/ 3003485.

[46] Sepasi, S., Hasani, H., & Salmanian, L. (2016). Impact of aggressive working capital management policy on firms' profitability. Asset Management and Financing, 5 (4), 99-116. (in Persian).

[47] Setayesh, M. H., & GhayouriMoghadam, A. (2009). Determining the optimum capital structure at industrial level by using DEA case study: Listed. companies in Tehran Stock Exchange. Financial Accounting Researches, 1 (1), 33-52. (in Persian).

[48] Setayesh, M. H, Kazemnejad, M., & Shafiee, M. J. (2009). Application of genetic algorithm in determining the optimal capital structure of companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Accounting and Auditing Review, 16 (56), 39-58. (in Persian).

[49] Setayesh, M. H., Monfared M., M., & Ebrahimi, F. (2011). Investigating factors affecting capital structure from the point of view of representation theory. The Journal of Accounting Advances, 3 (1), 55-89. (in Persian).

[50] Shyam-Sunder, L., & Myers, S. C. (1999). Testing static tradeoff against pecking order models of capital structure. Journal of Financial Economics, 51 (2), 219-244. https://doi.org/10.1016/S0304-405X(98)00051-8.

[51] Smith, G. (2018). Strategic working capital sourcing strategies for the survival of small businesses.‏ (Doctoral Study), Walden University. College of Management and Technology. https://scholarworks. waldenu.edu/ dissertation.

[52] Synn, C. J., Ross, S. M., & Williams, C. D. (2015). Financial reporting quality and optimal capital structure. In the 8th Capana annual research conference. williacd@umich.edu

[53] Valipour, H., & Jamshidi, A. (2012). Determining the optimal efficiency index of working capital management and its relationship with efficiency of assets in categorized industries: Evidence from Tehran Stock Exchange (TSE). Advances in Management and Applied Economics, 2 (2), 191-209. https://ideas.repec.org/ a/spt/admaec/v2y2012i2f2_2_9.html.

[54] Verdi, R. S. (2006). Financial reporting quality and investment efficiency. Working Paper, Sloan School of Management Massachusetts Institute of Technology (MIT), 1-55. Available at: SSRN: https://ssrn.com .doi.org/10.2139/ssrn. 930922.

آمار

تعداد مشاهده مقاله: 1,934

تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 715

سامانه مدیریت نشریات علمی. قدرت گرفته از سیناوب

پیوندهای مفید

اخبار و اعلانات

آمار

بررسی رابطۀ کارآیی سرمایه در گردش با انحراف از سطح بهینۀ ساختار سرمایه در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران