اخبار و اعلانات

 آمار

تعداد نشریات43
تعداد شماره‌ها1,682
تعداد مقالات13,773
تعداد مشاهده مقاله32,262,559
تعداد دریافت فایل اصل مقاله12,763,211
افلاطونی, عباس, خزائی, مهدی, نیکبخت, زهرا. (1400). ریسک عملیاتی، توان رقابت در بازار و سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه. , 13(4), 23-40. doi: 10.22108/far.2022.131665.1829
عباس افلاطونی; مهدی خزائی; زهرا نیکبخت. "ریسک عملیاتی، توان رقابت در بازار و سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه". , 13, 4, 1400, 23-40. doi: 10.22108/far.2022.131665.1829
افلاطونی, عباس, خزائی, مهدی, نیکبخت, زهرا. (1400). 'ریسک عملیاتی، توان رقابت در بازار و سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه', , 13(4), pp. 23-40. doi: 10.22108/far.2022.131665.1829
افلاطونی, عباس, خزائی, مهدی, نیکبخت, زهرا. ریسک عملیاتی، توان رقابت در بازار و سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه. , 1400; 13(4): 23-40. doi: 10.22108/far.2022.131665.1829

ریسک عملیاتی، توان رقابت در بازار و سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه

نشریه پژوهش های حسابداری مالی
مقاله 3، دوره 13، شماره 4 - شماره پیاپی 5، بهمن 1400، صفحه 23-40    اصل مقاله (1.44 M)
نوع مقاله: مقاله پژوهشی
شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/far.2022.131665.1829
نویسندگان
عباس افلاطونی1؛ مهدی خزائی* 1؛ زهرا نیکبخت2
1استادیار، گروه حسابداری، دانشکده علوم اقتصادی و اجتماعی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان، ایران
2استادیار، گروه حسابداری، دانشگاه پیام نور، ایران
چکیده
تمایل شرکت‌ها به عرضه و تقاضای میزان بهینه‌ای از اعتبارات تجاری از این موضوع ناشی می‌شود که انحراف از سطح مذکور درنهایت به کاهش ارزش شرکت منجر می‌شود. با آنکه شرکت‌ها به دنبال دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه‌اند، هزینه‌های این کار از سرعت تعدیل اعتبار تجاری می‌کاهد؛ با این حال، برخی عوامل سرعت نیل به نسبت اعتبار تجاری بهینه را افزایش می‌دهند. این پژوهش، تأثیر ریسک عملیاتی و توان رقابت شرکت در بازار را بر سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه در 128 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی 1384 تا پایان 1399 بررسی کرده است. برای این منظور از داده‌های ترکیبی و برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی استفاده شده است. نتایج پژوهش نشان می‌دهند شرکت‌های بررسی‌شده در هر سال حدود 65 درصد (39 درصد) از فاصلۀ نسبت واقعی عرضۀ (تقاضای) اعتبار تجاری از سطح بهینه را حذف می‌کنند و طی حدود 8 ماه (17 ماه) قادرند نیمی از انحراف نسبت عرضۀ (تقاضای) اعتبار تجاری را از بین ببرند. افزون بر آن، یافته‌های پژوهش نشان می‌دهند با افزایش در ریسک عملیاتی و توان رقابت شرکت در بازار، سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه افزایش می‌یابد. یافته‌های تکمیلی که مؤیّد نتایج اصلی پژوهش است، با مفاهیم مطرح در نظریۀ توازن سازگاری دارند.
 
 
کلیدواژه‌ها
ریسک عملیاتی؛ توان رقابت در بازار؛ اعتبار تجاری؛ نظریۀ توازن؛ بازگشت به میانگین
اصل مقاله

اعتبار تجاری[1] که یکی از منابع تأمین ‌مالی کوتاه‌مدت برای شرکت‌ها محسوب می‌شود، به اندازۀ تسهیلات بانکی در تأمین مالی برون‌سازمانی اهمیت دارد و اتّخاذ تصمیم دربارۀ میزان به‌کارگیری آن از وظایف مدیران شرکت‌ها است ]11[. اعتبار تجاری یک توافق دوسویه بین فروشنده (عرضه‌کنندۀ اعتبار) و خریدار (تقاضاکنندۀ اعتبار) است ]41[. تقاضای اعتبار تجاری که در حساب‌ها و اسناد پرداختنی تجاری انعکاس می‌یابد، نوعی تأمین مالی و عرضۀ اعتبار تجاری به مشتریان تلقی می‌شود که در حساب‌ها و اسناد دریافتنی تجاری منعکس می‌شود ]53[. اعتبار تجاری درصد درخور توجهی از دارایی‌ها و بدهی‌های جاری شرکت‌ها را تشکیل می‌دهد[2] و مدیریت صحیح آن در افزایش ارزش شرکت و ثروت سهامداران نقش مهمی دارد ]34[.

با اینکه شرکت‌های فعّال در کشورهای در حال توسعه که از سیستم‌های مالی و قانونی با کارایی اندک برخوردارند، از اعتبار تجاری بهره فراوانی می‌برند ]53،‌54،‌60[، بیشتر پژوهش‌ها دربارۀ اعتبار تجاری و عوامل مؤثر بر آن در کشورهایی با بازارهای مالیِ توسعه‌یافته صورت گرفته و پژوهش‌های به نسبت معدودی ]مانند2، 10، 21، 22[ در کشورهای در حال توسعه در این حوزه انجام شده است. افزون بر آن، پژوهش‌های مذکور اعتبار تجاری را به‌عنوان یک مفهوم ایستا[3] بررسی کرده‌اند و از این نظر، قادر به پاسخگویی به برخی پرسش‌های مطرح در این حوزه نیستند؛ برای نمونه، آیا شرکت‌ها از یک سطح اعتبار تجاری بهینه (هدف)[4] برخوردارند؟ آیا مدیران سطح اعتبار تجاری فعلی شرکت را به سمت یک سطح بهینه تعدیل می‌کنند؟ چقدر طول می‌کشد تا مدیران به‌طور کامل شکاف بین اعتبار تجاری واقعی و بهینه را حذف کنند؟ چه عواملی سرعت دستیابی به سطح اعتبار تجاری بهینه را تعدیل یا تشدید می‌کنند؟ پاسخگویی به پرسش‌های فوق مستلزم درنظرگیری اعتبار تجاری به‌عنوان یک مفهوم پویا[5] است. در پژوهش‌های داخلی نیز توجه چندانی به اعتبار تجاری به‌عنوان یک مفهوم پویا نشده است و این حوزه تا حد زیادی، بِکر محسوب می‌شود. بر اساس این، هدف پژوهش حاضر، سنجش سرعت تعدیل نسبت اعتبار تجاری فعلی در راستای دستیابی به نسبت بهینه و بررسی تأثیر ریسک عملیاتی و توان رقابت شرکت در بازار بر سرعت دستیابی به سطح اعتبار تجاری بهینه است.

در ادامه، به مبانی نظری و پژوهش‌های پیشین اشاره می‌شود، روش‌شناسی پژوهش و یافته‌ها ارائه می‌شوند و در پایان نیز خلاصه‌ای از نتایج پژوهش به همراه پیشنهادهای کاربردی و مسیرهای آتی پژوهش، ارائه می‌شود.

 

مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش

اعتبار تجاری از مهم‌ترین منابع تأمین مالی شرکت‌ها در کوتاه‌مدت است ]53، 57[. برای پاسخ به این پرسش که چرا شرکت‌ها به عرضه و تقاضای اعتبار تجاری می‌پردازند،‌ پژوهش‌های متعددی انجام شده است. در ادبیات جاری، نظریه‌های مختلفی برای توضیح رفتار شرکت‌ها در عرضه و تقاضای اعتبار تجاری از منظر مزایای عملیاتی[6]، تجاری[7] و مالی[8] وجود دارد. از دیدگاه عملیاتی اعتقاد بر آن است که اعتبار تجاری می‌تواند اثربخشی عملیاتی شرکت‌ها را افزایش و ریسک وصول بهای کالاها و خدمات را کاهش دهد ]20[ و رفتار واحد تجاری را در واکنش به نااطمینانی در تقاضا منعطف کند ]19[. در دیدگاه تجاری می‌توان از عرضه و تقاضای اعتبار تجاری به‌عنوان ابزاری برای تغییر قیمت‌ها بهره برد ]13، 53[، روابط بلندمدت با مشتریان عمده را محکم کرد ]47[ و از اعتبار تجاری به‌عنوان نوعی تضمین کیفیت کالا برای خریداران استفاده کرد ]37، 55[. مطابق با دیدگاه مالی، آن گروه از واحدهای تجاری که دسترسی ارزان‌تری به منابع مالی برون‌سازمانی دارند می‌توانند به‌عنوان واسط به شرکت‌هایی با محدودیت مالی، اعتبار ارائه کنند ]19، 44[. یک واحد تجاری می‌تواند از هر دو جنبۀ عرضه و تقاضای اعتبار تجاری بهره ببرد. در مقایسه با بانک‌ها و مؤسسات مالی، اعطاکنندگان اعتبار تجاری، توان بیشتری برای نظارت بر وضعیت اعتباری خریداران دارند ]53[ و قادرند با به‌کارگیری اعتبار تجاری به‌عنوان سازوکاری برای ایجاد تبعیض قیمت[9] بین خریداران، سود خود را حداکثر کنند ]13، 43، 44، 54[.‌ افزون بر آن، طرح انواع تخفیف‌های نقدی و استفاده از آنها توسط خریداران، در نهایت هزینۀ معاملات اعتباری را کاهش می‌دهد ]20[. شرکت‌ها به جنبۀ تقاضای اعتبار تجاری نیز به دلیل انعطاف‌پذیری بیشتر و ارزان‌تر بودن نسبت به سایر روش‌های تأمین مالی (مانند وام‌های بانکی)، توجه داشته‌اند ]29[. شرکت‌های کوچک که غالباً توان تأمین مالی از بانک‌ها را ندارند، گرایش بیشتری به استفاده از اعتبار تجاری پیدا می‌کنند ]24، 45[.

در یک بازار کامل و کارا[10]، رابطه‌ای بین سطح اعتبار تجاری و ارزش شرکت وجود ندارد و شرکت‌ها بدون هیچ هزینه‌ای قادرند نسبت اعتبار تجاری واقعی خود را به نسبت بهینه نزدیک کنند؛ ولی در دنیای واقعی، به دلیل اصطکاک‌های مالی و نواقص بازار[11]، سطح اعتبار تجاری بر ارزش شرکت اثر می‌گذارد و شرکت‌ها نمی‌توانند به سرعت به سطح اعتبار تجاری بهینه دست پیدا کنند ]40[. براساس نظریۀ توازن، بین مزایا و مخاطرات اعتبار تجاری نقطۀ تعادلی وجود دارد که در آن، شرکت به حداکثر ارزش خود دست می‌یابد و واحد تجاری هرگونه انحراف از آن نقطۀ را تصحیح می‌کند ]17[. مطابق با نظریۀ نمایندگی، هدف مدیران از عرضۀ اعتبار تجاری، تقویت جایگاه تصمیم‌گیری خود در شرکت است ]25[ و چون تأمین مالی برون‌سازمانی، رفتار مدیران را در کانون توجه رقبا و نهادهای ناظر قرار می‌دهد، مدیران متقاضی استفاده از اعتبار تجاری می‌شوند ]51[. مطابق با نظریۀ سلسله‌مراتبی، با توجه به اینکه هزینه‌های عدم تقارن اطلاعاتی[12] در تأمین مالی برون‌سازمانی زیاد است، شرکت‌ها به استفاده از اعتبارات تجاری تمایل می‌یابند‌]46[. براساس نظریۀ زمان‌بندی بازار، نسبت اعتبار تجاری شرکت این موضوع را انعکاس می‌دهد که برخی از سایر ابزارهای تأمین مالی برون‌سازمانی واحد تجاری صرفاً به دلیل ارزشگذاری نادرست بازار[13] از عملکرد و وضعیت مالی شرکت، انتشار یافته‌اند ]9[. سه نظریۀ اخیر اعتقادی به وجود سطح اعتبار تجاری بهینه ندارند. با آنکه هر یک از نظریه‌ها‌ تنها بخشی از رفتار مدیران را در مدیریت اعتبارات تجاری، تبیین می‌کند‌]17[، نظریۀ توازن توجه پژوهشگران را بیشتر به خود جلب کرده است ]51[. بر اساس این نظریۀ، شرکت‌ها تنها زمانی نسبت اعتبار تجاری فعلی خود را به سمت نسبت بهینه تصحیح می‌کنند که مزایای دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه بیشتر از هزینه‌های آن باشد ]50[.

در ادبیات جاری که غالباً پراکندگی مقطعی[14] نسبت اعتبار تجاری را مدنظر قرار می‌دهد، اصطکاک‌های تأمین مالی و سرمایه‌گذاری که بر سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه اثر می‌گذارند، در نظر گرفته نمی‌شوند. افزون بر آن، ادبیات مذکور، اعتبار تجاری را به‌عنوان یک مفهوم ایستا مدنظر قرار می‌دهد و به همین دلیل، قادر به تبیین برخی مشاهدات تجربی در این حوزه نیست ]33، 49[. برای رفع این اشکالات، استفاده از مدل‌های پویای اعتبار تجاری همچون مدل تعدیل جزئی[15]، در ادبیات اخیر رایج شده است. رویکرد پویا که با نظریۀ توازن مطابقت دارد، فرض می‌کند شرکت‌ها دارای یک سطح بهینه برای اعتبار تجاری هستند و به‌سرعت سطح اعتبار تجاری فعلی خود را به سوی آن تصحیح می‌کنند؛ مگر آنکه هزینه‌های تصحیح بیش از منافع برخورداری از نسبت اعتبار تجاری بهینه باشد ]23، 31، 52[. برخلاف حوزۀ پژوهشی ساختار سرمایۀ بهینه که حجم وسیعی از ادبیات به آن اختصاص دارد، ادبیات مربوط به دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه، بکر و محدود است ]18، 40[. بخشی نوپا از ادبیات مالی و حسابداری تلاش می‌کند تا تأثیر ویژگی‌های خاص شرکت‌ها را بر سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه بررسی کند. در این راستا، لو ]39[ عقیده دارد شرکت‌های با ریسک عملیاتی بالاتر، وقتی از نسبت اعتبار تجاری بهینه فاصله می‌گیرند، ریسک نقدشوندگی[16] و ریسک نکول[17] اعتبارات بیشتری آنها را تهدید می‌کند و بی‌توجهی به این موضوع موجب جریمۀ شرکت توسط بازار می‌شود؛ بنابراین و با توجه به انگیزه‌های احتیاطی[18] و اجتناب از ریسک[19]، شرکت‌هایی با ریسک عملیاتی زیاد، همواره سعی می‌کنند از سطح اعتبار تجاری بهینه چندان فاصله نگیرند و هرگونه انحراف از آن را به سرعت تصحیح کنند]30، 39[. با توجه به مطالب فوق، فرضیۀ نخست پژوهش به شرح زیر ارائه می‌شود:

فرضیه اول: با فرض ثبات سایر شرایط، در شرکت‌هایی با ریسک عملیاتی بالا، سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه بیش از سایر شرکت‌هاست.

همچنین باید توجه داشت حرکت به سمت سطح اعتبار تجاری بهینه نه‌تنها به تمایل شرکت‌ها، به توانایی آنها برای انجام این کار نیز وابسته است. در این راستا، شرکت‌هایی که از توان رقابت بیشتری در بازار برخوردارند، قادرند قراردادهای اعتباری مطلوب‌تری با شرکا منعقد کنند. این موضوع هزینه‌های تعدیل سطح اعتبار تجاری را در شرکت‌های مذکور کاهش می‌دهد و موجب افزایش سرعت دستیابی به سطوح اعتباری بهینه می‌شود ]39، 40[؛ بنابراین، فرضیۀ دوم پژوهش به‌صورت زیر مطرح می‌شود:

فرضیه دوم: با فرض ثبات سایر شرایط، در شرکت‌هایی با توان رقابت بالا در بازار، سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه بیش از سایر شرکت‌هاست.

در پژوهش‌های خارجی، لو ]40[ دریافت شرکت‌ها در هر سال حدود 70 درصد از شکاف بین سطح اعتبار تجاری فعلی و بهینه را حذف می‌کنند. همچنین لو ]39[ نشان داد شرکت‌های با ریسک عملیاتی و توان رقابتی بیشتر در بازار، نسبت اعتبار تجاری را با سرعت بیشتری به سوی نسبت بهینه، تصحیح می‌کنند. مک‌گانیس و همکاران ]42[ دریافتند اعتبار تجاری موجب بقای شرکت‌های کوچک و متوسطِ دارای محدودیت مالی در شرایط بحران مالی اقتصادی می‌شود. گانکالوِز و همکاران ]28[ دریافتند کاهش در توان رقابت شرکت در بازار، کاهش در سطح اعتبار تجاری واحد تجاری را در پی دارد. کهنسال و همکاران ]35[ نشان دادند افزایش در محافظه‌کاری مشروط و غیرمشروط موجب افزایش اعتبار تجاری شرکت می‌شود. یافته‌های تیان و یو ]56[ نشان دادند شرکت‌های مواجه با محدودیت مالی و نیز شرکت‌هایی با مالکیت غیردولتی، در شرایط بحران مالی از اعتبار تجاری بیشتر استفاده می‌کنند. کیم ]34[ دریافت شرکت‌هایی با اندازۀ بزرگ‌تر، اهرم مالی بالاتر و عمر کوتاه‌تر، تمایل بیشتری به دریافت اعتبار تجاری دارند و شرکت‌هایی با عمر بیشتر، اندازه بزرگ‌تر، فرصت رشد کمتر و سودآوری بالاتر، تمایل بیشتری به اعطای اعتبار تجاری به مشتریان دارند. یافته‌های کاروالو و شیوزر ]14[ نشان دادند در فرآیند تأمین مالی شرکت‌های کوچک و متوسط، اعتبار تجاری و وام‌های بانکی کوتاه‌مدت، نقش مکمل دارند. چو و همکاران ]16[ دریافتند نگهداشت وجه نقد، نسبت اهرمی، نسبت سود عملیاتی، نسبت بدهی‌های جاری، اندازۀ شرکت، حجم فروش و موجودی کالا اثر معناداری بر سطح عرضه و تقاضای اعتبار تجاری دارند. احمد و همکاران ]7[ نشان دادند افزایش در نسبت موجودی کالا، اندازۀ شرکت و نقدینگی آن تأثیر منفی و افزایش در رشد درآمد فروش و نرخ تولید ناخالص داخلی، اثر مثبت و معناداری بر عرضۀ اعتبار تجاری دارند. یافته‌های گارسیا‌ترول و مارتینزسولانو ]26[ نشان دادند دسترسی بیشتر به بازارهای مالی، اثر مثبتی بر میزان اعطای اعتبار تجاری دارد و شرکت‌هایی با اندازۀ بزرگ‌تر، فرصت‌های رشد بیشتر و سرمایه‌گذاری بیشتر در دارایی‌های جاری، اعتبار تجاری بیشتری دریافت می‌کنند.

در پژوهش‌های داخلی، افلاطونی و نوروزی ]2[ دریافتند با افزایش اندازه و عمر شرکت، میزان عرضه و تقاضای اعتبار تجاری افزایش می‌یابد؛ ولی نقدینگی شرکت اثر منفی و معناداری بر میزان عرضه و تقاضای اعتبار تجاری دارد. یافته‌های افلاطونی و نعمتی ]3[ نشان دادند با افزایش در کیفیت گزارشگری مالی و کیفیت افشا، سطح تقاضای اعتبار تجاری شرکت‌ها افزایش می‌یابد. کامیابی و گرجیان مهلبانی ]6[ دریافتند با افزایش محافظه‌کاری، تقاضای اعتبار تجاری افزایش مییابد. نتایج پژوهش ایزدی نیا و طاهری ]4[ نشان دادند همواربودن سود و سطح محافظه‌کاری تأثیر معناداری بر میزان اعتبار تجاری ندارند؛ ولی مدیریت سود موجب کاهش سطح اعتبار تجاری شرکت‌ها می‌شود. طالب نیا و مهدوی ]5[ دریافتند بین میزان اعتبار تجاری و سطح نگهداشت وجه نقد، رابطۀ منفی و معناداری وجود دارد. ابراهیمی کردلر و طاهری ]1[ نشان دادند افزایش در کیفیت اقلام تعهدی موجب افزایش اعتبار تجاری می‌شود؛ ولی نوسان‌پذیری سود، بر اعتبار تجاری تأثیر نمی‌گذارد.

با آنکه مبانی نظری پژوهش بیان‌کنندۀ اهمّیت دستیابی سریع به نسبت اعتبار تجاری بهینه و رفع هرگونه انحراف از آن است، پژوهش‌های پیشین داخلی و خارجی غالباً بر عوامل مؤثر بر میزان عرضه و تقاضای اعتبار تجاری تمرکز کرده‌اند و توجه چندانی به پویایی اعتبار تجاری و عوامل اثرگذار بر سرعت دستیابی به سطوح اعتبار تجاری بهینه نداشته‌اند؛ بنابراین، برای تکمیل و تقویت ادبیات پیشین و پوشش خلأ موجود، انجام پژوهش در این زمینه درخصوص شرکت‌های ایرانی ضروری به نظر می‌رسد.

 

روش پژوهش

پژوهش حاضر به لحاظ نتایج از نوع کاربردی، از نظر فرآیند اجرا از نوع کمّی و از نظر بُعد زمانی از نوع گذشته‌نگر و پس‌رویدادی است. گردآوری داده‌ها به روش کتابخانه‌ای از بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین، سایت کدال، سایت سازمان بورس اوراق بهادار و مراجعه به آرشیو‌های آماری آن، صورت گرفته است. جامعۀ آماری پژوهش، شامل تمام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در بازه زمانی 16 ساله 1384 تا پایان 1399 است که پایان سال مالی آنها منتهی به پایان اسفند‌ماه بوده است و در طول دوره مطالعه، تغییر سال مالی نداشته‌اند (این کار برای کنترل اثر چرخه‌های تجاری بر نتایج پژوهش انجام می‌شود)، از شرکت‌های فعّال در صنایع بیمه‌ای، بانکی و سرمایه‌گذاری مالی نباشند (علّت آن است که ماهیت فعّالیت این صنایع، با سایر صنایع به طور کلی متفاوت است) و داده‌های مورد نیاز برای محاسبه متغیرهای پژوهش، دردسترس باشد. با اعمال شرایط فوق، حجم مشاهدات در دسترس برابر 128 شرکت (2048 سال ـ شرکت) شده که برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از آن استفاده شده است. برای برآورد مدل‌های ایستا از برآوردگر حداقل مربعات تعمیم‌یافته[20] و برای برآورد مدل‌های پویا از برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی[21] بلاندل و بوند ]12[ استفاده شده است و در برآورد تمام مدل‌ها، اثرات ثابت سال‌ها و صنایع کنترل شده‌اند. همچنین، با پیروی از ژئو و همکاران ]59[، برای تخفیف اثر ناهمسانی واریانس[22] و خودهمبستگی سریالی[23] احتمالی در اجزای اخلال مدل‌های ایستا از انحراف استاندارد تقویت‌شده[24] براساس خوشه‌بندی سطح شرکت[25] و درخصوص مدل‌های پویا از انحراف استاندارد تصحیح‌شده وایندمیجر[26] ]58[ استفاده شده است.

 

 

مدل‌ها و متغیرهای پژوهش

وجود نسبت اعتبار تجاری بهینه

برای بررسی این موضوع که آیا شرکت‌های ایرانی از یک سطح اعتبار تجاری بهینه برخوردارند یا خیر، با پیروی از لو ]39، 40[ و با برآورد مدل زیر، پدیدۀ بازگشت به میانگین درخصوص نسبت اعتبار تجاری شرکت‌ها بررسی شده است:

 

مدل (1)

 

 

که در آن، نسبت اعتبار تجاری  معادل نسبت حساب‌ها و اسناد دریافتنی بر کل دارایی‌ها برای عرضۀ اعتبار تجاری (AREC) و نسبت حساب‌ها و اسناد پرداختنی تجاری بر کل دارایی‌ها برای تقاضای اعتبار تجاری (APAY) تعریف شده است. همچنین،‌ نماد  عملگر تغییرات ( ) است. منفی و معنادار بودن ضریب متغیر  مؤیّد وجود رفتار بازگشت به میانگین در نسبت اعتبار تجاری و بیان‌کنندۀ این نکته است که شرکت‌ها برای خود نسبت اعتبار تجاری بهینه در نظر می‌گیرند ]39، 40، 53[.

 

سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه

با پیروی از لو ]40[، مقادیر برازش‌شدۀ[27] رابطۀ زیر معادل سطح بهینۀ اعتبار تجاری ( ) تعریف می‌شود:

 

رابطۀ(1)

 

 

که در آن  نسبت اعتبار تجاری است که پیش از این تعریف شده است. نماد‌  بُردار[28] متغیرهای تبیین‌کنندۀ نسبت اعتبار تجاری است که با پیروی از چوی و کیم ]15[، لو ]40[ و پترسن و راجان ]53[ شامل نسبت موجودی‌های مواد و کالا به دارایی‌ها (INV)، نسبت سود (زیان) انباشته به دارایی‌ها (RE)، نسبت بدهی‌های جاری به دارایی‌ها (STD)، اندازۀ شرکت معادل لگاریتم کل دارایی‌ها در مبنای ده (SIZE) و عمر شرکت معادل لگاریتم سال‌های حضور در بورس اوراق بهادار تهران در مبنای ده (AGE) است. افزون بر آن، متغیرهای نسبت کل درآمد (SALE)، تغییرات مثبت درآمد (ΔSALE+) و تغییرات منفی درآمد (ΔSALE-) به کل دارایی‌ها برای تبیین عرضۀ اعتبار تجاری و متغیرهای نسبت بهای تمام‌شدۀ کالاها و خدمات (COST)،‌‌تغییرات مثبت بهای تمام‌شده (ΔCOST+) و تغییرات منفی بهای تمام‌شده (ΔCOST-) به کل دارایی‌ها برای تبیین تقاضای اعتبار تجاری به کار رفته‌اند. در ادامه، برای سنجش سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه با پیروی از لو ]39، 40[ رویکرد تعدیل جزئی[29] به‌ کار رفته است:

 

 

رابطۀ(2)

 

 

که در آن،  میزان انحراف از سطح بهینۀ اعتبار تجاری است که شرکت باید آن را تصحیح کند و  بخشی از انحراف از سطح بهینۀ اعتبار تجاری است که در یک دوره، تصحیح می‌شود؛ بنابراین،  کسری از شکاف بین نسبت اعتبار تجاری واقعی و بهینه است که در یک دوره، تصحیح شده است؛ به همین دلیل، معادل سرعت تعدیل اعتبار تجاری فعلی یا سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه، تعریف می‌شود. با جایگذاری نسبت اعتبار تجاری هدف ( ) در رابطۀ (2) و اندکی محاسبات جبری، مدل (2) به دست می‌آید که در عمل برای سنجش سرعت دستیابی به اعتبار تجاری بهینه به ‌کار می‌رود:

 

مدل(2)

 

 

تأثیر ریسک عملیاتی و توان رقابتی شرکت بر سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه

برای بررسی تأثیر ریسک عملیاتی و توان رقابتی شرکت در بازار بر سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه، به ترتیب از مدل‌های پویای زیر استفاده شده است:

 

 

مدل(3)

 

مدل(4)

 

 

در این پژوهش، با پیروی از لو ]39[ ریسک عملیاتی معادل نسبت هزینه‌های عملیاتی (بهای تمام‌شدۀ کالا و خدمات و هزینه‌های عمومی، اداری و فروش) به کل دارایی‌ها سنجیده شده است. در ادامه، متغیر مجازی High_OR تعریف شده است که برای شرکت‌هایی با ریسک عملیاتی بالاتر از میانه مقدار 1 و برای سایر شرکت‌ها مقدار صفر دارد. افزون بر آن، با پیروی از کارونا ]32[ و ساتون ]55[ از نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌ها برای سنجش توان رقابتی شرکت در بازار استفاده شده است. این نسبت بیان‌کنندۀ هزینۀ ورود به صنعت است و هرچه این نسبت در یک صنعت بزرگ‌تر باشد، هزینۀ ورود به صنعت برای رقبای بالقوه، بیشتر است؛ بنابراین، شرکتی که دارایی‌های ثابت مشهود بیشتری دارد، از توان رقابت بالاتری نسبت به سایر شرکت‌های صنعت برخوردار است. در ادامه، متغیر مجازی High_MP تعریف شده است که برای شرکت‌هایی با نسبت دارایی‌های ثابت مشهود بالاتر از میانۀ صنعت مقدار 1 و برای سایر شرکت‌ها مقدار صفر دارد. سایر متغیرها پیش از این تعریف شده‌اند. مطابق با فرضیۀ نخست پژوهش، پیش‌بینی می‌شود سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه برای شرکت‌هایی با ریسک عملیاتی بالاتر ( ) بیش از سایر شرکت‌ها ( ) باشد. به بیان دیگر، براساس فرضیۀ نخست پژوهش، انتظار می‌رود ضریب متغیر تعاملی ، منفی و معنادار باشد. به‌طور مشابه، مطابق با فرضیۀ دوم پژوهش، پیش‌بینی می‌شود ضریب متغیر تعاملی ، منفی و معنادار باشد.

 

یافته‌های پژوهش

آماره‌های توصیفی

آماره‌های توصیفی پژوهش که نمایی کلی از وضعیت توزیع مشاهده‌ها را ارائه می‌کنند، در نگاره (1) ارائه شده‌اند. با پیروی از کرافت و همکاران ]36[ در این پژوهش برای خنثی‌کردن اثر مشاهدات پرت، مشاهداتی که کوچک‌تر (بزرگ‌تر) از صدک اول (صدک 99) هر یک از متغیرها بودند، حذف شدند و به جای آنها مقدار معادل صدک اول (صدک 99) هر متغیر جایگزین شد.

 

 

نگاره 1. آماره‌های توصیفی

متغیرها

میانگین

انحراف معیار

حداقل

صدک 25

میانه

صدک 75

حداکثر

AREC

2269/0

1716/0

0000/0

0885/0

1995/0

3296/0

7384/0

APAY

1998/0

1459/0

0039/0

0930/0

1598/0

2716/0

9240/0

SALE

8913/0

6033/0

0000/0

5400/0

7708/0

0730/1

7543/3

ΔSALE+

0921/0

2083/0

0000/0

0000/0

0061/0

1136/0

6231/3

ΔSALE-

0840/0-

1854/0

4785/3-

1020/0-

0000/0

0000/0

0000/0

COST

6746/0

5689/0

0000/0

3435/0

5403/0

8039/0

5356/3

ΔCOST+

0725/0

1866/0

0000/0

0000/0

0000/0

0812/0

4423/3

ΔCOST-

0679/0-

1664/0

3859/3-

0721/0-

0000/0

0000/0

0000/0

INV

2206/0

1397/0

0000/0

1191/0

2037/0

3024/0

6660/0

RE

1397/0

1803/0

8290/1-

0312/0

1187/0

2398/0

6507/0

STD

5086/0

1881/0

0390/0

3701/0

5174/0

6526/0

8798/0

SIZE

0579/5

7991/0

3004/4

4786/5

9768/5

5285/6

1603/8

AGE

3289/1

1224/0

1139/1

2129/1

3010/1

4001/1

4314/1

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

نتایج نشان می‌دهند میانگین عرضه و تقاضای اعتبار تجاری به‌ترتیب معادل حدود 23 و 20 درصد دارایی‌ها است و شرکت‌ها به‌ترتیب مبلغ درآمد و بهای تمام‌شده‌ای معادل 89 و 67 درصد دارایی‌ها دارند. میانگین تغییرات مثبت (منفی) درآمد معادل 9 درصد (8 درصد) دارایی‌ها و میانگین تغییرات مثبت و منفی بهای تمام‌شده معادل 7 درصد دارایی‌ها است. افزون بر آن، یافته‌ها نشان می‌دهند موجودهای کالا حدود 22 درصد دارایی‌ها را تشکیل می‌دهند و سود و زیان انباشته و بدهی‌های جاری، به‌ترتیب رقمی معادل 14 و 51 درصد کل دارایی‌ها هستند. همچنین، در شرکت‌های بررسی، متوسط (حداقل و حداکثر) زمان حضور در بورس اوراق بهادار تهران حدود 21 (13 و 27) سال است.

 

نتایج تحلیل رگرسیون

بررسی وجود نسبت اعتبار تجاری بهینه

برای بررسی وجود نسبت عرضه و تقاضای اعتبار تجاری بهینه، مدل (1) به‌ترتیب با دو متغیر وابستۀ AREC و APAY در دورۀ آتی و با کنترل اثرات سال‌ها و صنایع برآورد و نتایج در نگارۀ (2) گزارش شده‌اند. نتایج برآورد با متغیر وابستۀ ΔAREC (ΔAPAY) نشان می‌دهند ضریب متغیر تغییرات نسبت اعتبار تجاری دورۀ جاری 2480/0- (1770/0-) منفی و معنادار است. این موضوع وجود رفتار بازگشت به میانگین را برای نسبت عرضه و تقاضای اعتبار تجاری تأیید می‌کند و نشان می‌دهد شرکت‌های ایرانی، برای خود نسبت اعتبار تجاری هدف در نظر می‌گیرند.

 

                                                                                                                                                                                                                                                     

 

نگاره 2. بررسی وجود نسبت اعتبار تجاری بهینه (رفتار بازگشت به میانگین)

 

 

متغیر وابسته: ΔARECt+1

 

متغیر وابسته: ΔAPAYt+1

متغیرها

 

ضریب

تی استیودنت

 

ضریب

تی استیودنت

ΔTRt

 

***2480/0-

99/9-

 

***1770/0-

95/6-

عرض از مبدأ

 

0009/0

10/0

 

***0449/0

50/4

اثرات سال‌ها

 

کنترل شد

 

کنترل شد

اثرات صنایع

 

کنترل شد

 

کنترل شد

ضریب تعیین تعدیل شده (درصد)

 

75/10

 

94/6

آمارۀ فیشر (معناداری)

 

***32/7 (00/0)

 

73/5 (00/0)

*** معناداری در سطح 1 درصد                                                                               منبع: یافته‌های پژوهش

 

سنجش سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه

به‌منظور سنجش سرعت دستیابی به نسبت عرضه و تقاضای اعتبار تجاری بهینه، مدل (2) به‌ترتیب با دو متغیر وابستۀ AREC و APAY در دورۀ آتی و با کنترل اثرات سال‌ها و صنایع برآورد و نتایج در نگارۀ (3) گزارش شده‌اند. نتایج برآورد با متغیر وابستۀ AREC نشان می‌دهند ضریب متغیرهای عرضۀ اعتبار تجاری سال جاری (3523/0) و نسبت موجودی‌های کالا (1977/0) در سطح 1 درصد، ضریب متغیر درآمد فروش (0324/0) در سطح 5 درصد و ضریب متغیرهای تغییرات منفی درآمد فروش (0258/0-) و نسبت سود (زیان) انباشته (0836/0-) در سطح 10 درصد معنادارند. نتایج برآورد با متغیر وابستۀ APAY نشان می‌دهند ضریب متغیرهای تقاضای اعتبار تجاری سال جاری (6081/0) و نسبت بدهی‌های جاری (1773/0-) در سطح 1 درصد معنادارند و ضریب تغییرات منفی بهای تمام‌شده (0471/0) در سطح 10 درصد معنادار است.

 

 

نگاره 3. نتایج سنجش سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه

متغیرها

 

متغیر وابسته: ARECt+1

 

متغیر وابسته: APAYt+1

 

ضریب

تی استیودنت

 

ضریب

تی استیودنت

TR

 

***3523/0

51/4

 

***6081/0

05/5

SALE

 

**0324/0

19/2

 

 

 

ΔSALE+

 

0114/0-

72/0-

 

 

 

ΔSALE-

 

*0258/0-

82/1-

 

 

 

COST

 

 

 

 

0201/-

66/0-

ΔCOST+

 

 

 

 

0058/0-

27/0-

ΔCOST-

 

 

 

 

*0471/0

70/1

INV

 

***1977/0

63/3

 

0196/0

28/0

RE

 

*0836/0-

87/1-

 

0613/0-

90/0-

STD

 

0326/0-

87/0-

 

***1773/0-

74/2-

SIZE

 

0153/0

42/0

 

0199/0-

42/0-

AGE

 

0871/0

92/0

 

1159/0-

13/1-

عرض از مبدأ

 

7969/2

34/1

 

5501/32

57/0

اثرات سال‌ها

 

کنترل شد

 

کنترل شد

اثرات صنایع

 

کنترل شد

 

کنترل شد

سرعت تعدیل (درصد)

 

77/64

 

19/39

نیمه‌عمر (ماه)

 

97/7

 

72/16

آمارۀ سارگان ـ هنسن (معناداری)

 

99/173 (14/0)

 

96/162 (32/0)

آمارۀ آرلانو ـ بوند:

 

 

 

 

 

 

در وقفه اوّل (معناداری)

 

***33/4- (00/0)

 

***55/4- (00/0)

در وقفه دوم (معناداری)

 

051/1 (29/0)

 

58/0- (56/0)

***، ** و * به‌ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد                                    منبع: یافته‌های پژوهش

 

 



در هر دو تخمین، معنادارنبودن آمارۀ سارگان ـ هنسن بیان‌کنندۀ معتبربودن ابزارهای استفاده‌شده در برآورد مدل‌ها است. با پیروی از لو ]40[ برای برآورد هر مدل،‌ وقفۀ دوم متغیر وابسته و وقفۀ اوّل متغیرهای مستقل (به‌جز متغیرهای مجازی سال‌ها و صنایع) به‌عنوان متغیر ابزاری به‌ کار رفته‌اند. افزون بر آن، معنادارنبودن آمارۀ آزمون آرلانو ـ بوند در وقفۀ دوم بیان‌کنندۀ نبود خودهمبستگی سریالی در باقیماندۀ مدل‌ها است. یافته‌های دو آزمون فوق مبیّن اعتبار نتایج برآورد مدل‌‌ها است. نتایج نشان می‌دهند شرکت‌های بررسی‌شده هر سال حدود 65 درصد (39 درصد) از شکاف بین نسبت عرضۀ (تقاضای) اعتبار تجاری واقعی و بهینه را کاهش می‌دهند. به بیان ملموس‌تر و براساس نتایج تحلیل نیمه‌عمر[30] مطرح در پژوهش اورلوا و رائو ]51[، شرکت‌ها نیمی از انحراف بین نسبت عرضۀ (تقاضای) اعتبار تجاری واقعی و نسبت هدف را در بازۀ زمانی حدود 8 ماه (17 ماه)، تصحیح می‌کنند. این نتایج بیان می‌کنند شرکت‌های ایرانی در جهت نیل به نسبت اعتباری بهینه حرکت تدریجی دارند و این موضوع با نسخۀ پویای نظریۀ توازن، سازگار است.

 

نتایج آزمون فرضیۀ اوّل پژوهش

برای آزمون فرضیۀ اوّل پژوهش، مدل (3) به‌ترتیب با دو متغیر وابستۀ AREC و APAY برای دورۀ آتی و با کنترل اثرات سال‌ها و صنایع برآورد شد و نتایج در نگارۀ (4) گزارش شده‌اند.



نگاره 4. نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش

 

 

متغیر وابسته: ARECt+1

 

متغیر وابسته: APAYt+1

متغیرها

 

ضریب

تی استیودنت

 

ضریب

تی استیودنت

TR

 

***3955/0

29/4

 

***7873/0

85/5

High_OR

 

***0719/0

15/5

 

***0785/0

57/4

High_OR*TR

 

***3043/0-

09/5-

 

***4320/0-

24/5-

SALE

 

**0433/0

43/2

 

 

 

ΔSALE+

 

0046/0-

28/0-

 

 

 

ΔSALE-

 

*0313/0-

75/1-

 

 

 

COST

 

 

 

 

0378/0-

11/1-

ΔCOST+

 

 

 

 

0029/0

12/0

ΔCOST-

 

 

 

 

0463/0

64/1

INV

 

***1867/0

18/3

 

0096/0

13/0

RE

 

0056/0-

11/0-

 

**1339/0-

18/2-

STD

 

0091/0

24/0

 

***1927/0-

25/3-

SIZE

 

0157/0-

41/0-

 

0360/0-

77/0-

AGE

 

1068/0

09/1

 

0557/0-

47/0-

عرض از مبدأ

 

9290/24-

33/0-

 

9388/11

19/0

اثرات سال‌ها

 

کنترل شد

 

کنترل شد

اثرات صنایع

 

کنترل شد

 

کنترل شد

آمارۀ سارگان ـ هنسن (معناداری)

 

95/166 (24/0)

 

97/169 (19/0)

آمارۀ آرلانو ـ بوند:

 

 

 

 

 

 

در وقفه اوّل (معناداری)

 

***89/3- (00/0)

 

***58/4- (00/0)

در وقفه دوم (معناداری)

 

52/0 (60/0)

 

91/0- (37/0)

***، ** و * به‌ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد                                   منبع: یافته‌های پژوهش



نتایج برآورد با متغیر وابستۀ AREC نشان می‌دهند ضریب متغیرهای اعتبار تجاری دورۀ جاری‌(3955/0)،‌متغیر‌مجازی‌High_OR (0719/0)، متغیر تعاملی‌High_OR*TR (3043/0-) و نسبت موجودی‌های مواد و کالا (1867/0) در سطح 1 درصد، ضریب درآمد فروش (0433/0) در سطح 5 درصد و ضریب تغییرات منفی درآمد فروش (0313/0-) در سطح 10 درصد معنادارند. در برآورد با متغیر وابستۀ APAY نیز ضریب متغیرهای اعتبار تجاری دورۀ جاری (7873/0)، متغیر مجازی High_OR‌(0785/0)، ‌‌متغیر تعاملی‌High_OR*TR (4320/0-) و نسبت بدهی‌های جاری (1927/0-) در سطح 1 درصد معنادارند و ضریب نسبت سود (زیان) انباشته (1339/0-) در سطح 5 درصد معنادار است. در هر دو تخمین، نتایج آزمون‌های سارگان ـ هنسن و آرلانو ـ بوند بیان‌کنندۀ اعتبار نتایج برآورد مدل است. منفی و معنادار بودن ضریب متغیر تعاملی High_OR*TR در هر دو برآورد نشان می‌دهد سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه در شرکت‌هایی با ریسک عملیاتی زیاد، بیش از سایر شرکت‌ها است و این موضوع به معنای ردنشدن فرضیۀ نخست پژوهش است.

 

نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، مدل (4) به‌ترتیب با دو متغیر وابستۀ AREC و APAY برای دورۀ آتی و با کنترل اثرات سال‌ها و صنایع برآورد شد و نتایج در نگارۀ (5) گزارش شده‌اند.

 

 

نگاره 5. نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

 

 

متغیر وابسته: ARECt+1

 

متغیر وابسته: APAYt+1

متغیرها

 

ضریب

تی استیودنت

 

ضریب

تی استیودنت

TR

 

***4565/0

48/4

 

***7760/0

17/5

High_MP

 

***0810/0

25/3

 

***1191/0

57/4

High_MP*TR

 

***3715/0-

84/3-

 

***6193/0-

90/5-

SALE

 

*0271/0

89/1

 

 

 

ΔSALE+

 

0073/0-

54/0-

 

 

 

ΔSALE-

 

*0252/0-

70/1-

 

 

 

COST

 

 

 

 

0004/0

01/0

ΔCOST+

 

 

 

 

0174/0-

72/0-

ΔCOST-

 

 

 

 

0417/0

42/1

INV

 

***1685/0

35/3

 

0304/0

41/0

RE

 

*0792/0-

74/1-

 

0775/0-

10/1-

STD

 

0275/0-

79/0-

 

**1405/0-

39/2-

SIZE

 

0221/0

62/0

 

0032/0

06/0

AGE

 

0482/0

51/0

 

1384/0-

33/1-

عرض از مبدأ

 

7775/7

23/0

 

0139/35

46/0

اثرات سال‌ها

 

کنترل شد

 

کنترل شد

اثرات صنایع

 

کنترل شد

 

کنترل شد

آمارۀ سارگان ـ هنسن (معناداری)

 

00/169 (21/0)

 

65/162 (32/0)

آمارۀ آرلانو ـ بوند:

 

 

 

 

 

 

در وقفه اوّل (معناداری)

 

***02/4- (00/0)

 

***20/4- (00/0)

در وقفه دوم (معناداری)

 

83/0 (40/0)

 

00/1- (32/0)

***، ** و * به‌ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد                                 منبع: یافته‌های پژوهش



نتایج برآورد با متغیر وابستۀ AREC نشان می‌دهند ضریب متغیرهای اعتبار تجاری دورۀ جاری ‌(4565/0)، متغیر مجازی ‌High_MP (0810/0)، متغیر تعاملی High_MP*TR (3715/0-) و نسبت موجودی‌های مواد و کالا (1685/0) در سطح 1 درصد و ضریب متغیرهای درآمد فروش (0271/0)، تغییرات منفی درآمد فروش (0252/0-) و نسبت سود (زیان) انباشته (0792/0-) در سطح 10 درصد معنادارند. در برآورد با متغیر وابستۀ APAY نیز ضریب متغیرهای اعتبار تجاری دورۀ جاری (7760/0)، متغیر مجازی High_MP (1191/0) و متغیر تعاملی High_MP*TR (6193/0-) در سطح 1 درصد معنادارند و ضریب بدهی‌های جاری (1405/0-) در سطح 5 درصد معنادار است. در هر دو تخمین، نتایج آزمون‌های سارگان ـ هنسن و آرلانو ـ بوند بیان‌کنندۀ اعتبار نتایج برآورد مدل (4) است و منفی و معنادار بودن ضریب متغیر تعاملی High_MP*TR نشان می‌دهد سرعت دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه در شرکت‌هایی با توان رقابتی بالا، بیش از سایر شرکت‌ها است. این موضوع بیان‌کنندۀ ردنشدن فرضیۀ دوم پژوهش است.

 

نتایج تحلیل‌های تکمیلی

برای اطمینان از استحکام یافته‌ها، نتایج آزمون‌های تکمیلی در نگارۀ (6) گزارش شده‌اند.

 

 

نگاره 6. نتایج تحلیل‌های تکمیلی

 

 

متغیر وابسته: ARECt+1

 

متغیر وابسته: APAYt+1

متغیرها

 

ضریب

تی استیودنت

 

ضریب

تی استیودنت

بخش الف: به‌کارگیری برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ تفاضلی آرلانو ـ بوند (1991)

High_OR*TR

 

***2930/0-

04/5-

 

***3924/0-

63/5-

High_MP*TR

 

***3933/0-

58/4-

 

***5990/0-

17/6-

 

 

 

 

 

 

 

بخش ب: نتایج به‌ازای دو تعریف دیگر از ریسک عملیاتی

High_OR1*TR

 

***3170/0-

58/4-

 

***4562/0-

07/6-

High_OR2*TR

 

***5255/0-

81/4-

 

***5600/0-

23/4

 

 

 

 

 

 

 

بخش ج: نتایج به‌ازای دو تعریف دیگر از توان رقابتی

High_MP1*TR

 

***5656/0-

45/5-

 

***6657/0-

74/3-

High_MP2*TR

 

***2327/0-

93/3-

 

***4320/0-

65/4-

*** معناداری در سطح 1 درصد                                                                                منبع: یافته‌های پژوهش



در بخش الف، مدل‌های (3) و (4) با دو متغیر وابستۀ AREC و APAY برای دورۀ آتی و با کنترل اثرات سال‌ها و صنایع با به‌کارگیری برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ تفاضلی[31] آرلانو و بوند ]8[ برآورد و برای تلخیص، نتایج، تنها برای ضریب متغیرهای تعاملی گزارش شده‌اند. منفی و معنادار بودن ضریب متغیرهای High_OR*TR و High_MP*TR مؤید نتایج اصلی پژوهش است و نشان می‌دهد یافته‌ها به نوع برآوردگر به‌کاررفته در تخمین مدل‌ها حساس نیست. در بخش ب، با پیروی از لو ]39[ فرضیۀ نخست پژوهش به‌ازای دو معیار متفاوت از ریسک عملیاتی (انحراف معیار درآمد فروش 5 سال اخیر به‌صورت غلتان و اندازۀ شرکت)، آزمون شده است. نوسان‌های بالاتر درآمد فروش و اندازۀ کوچک‌تر شرکت، بیان‌کنندۀ ریسک عملیاتی بالاترند ]39[. در ادامه، متغیرهای مجازی High_OR1 و High_OR2 تعریف شده‌اند که برای شرکت‌های با ریسک عملیاتی بالاتر از میانه مقدار 1 و برای سایر شرکت‌ها مقدار صفر دارند. منفی و معنادار بودن ضریب متغیرهای تعاملی High_OR1*TR‌و‌High_OR2*TR مؤید یافته‌های اصلی پژوهش است و بیان می‌کند نتایج آزمون فرضیۀ نخست پژوهش نسبت به تعاریف فوق برای ریسک عملیاتی، حسّاس نیستند. در بخش ج، فرضیۀ دوم پژوهش به‌ازای دو تعریف متفاوت از توان رقابت در بازار شامل نسبت درآمد فروش شرکت در صنعت (از نیکل ]48[) و مخارج سرمایه‌ای (از لی ]38[) آزمون شده است. هرچه سهم درآمد فروش شرکت در صنعت و مخارج سرمایه‌ای بالاتر باشد، توان رقابت شرکت نیز بالاتر خواهد بود ]38، 48[. در ادامه، متغیرهای مجازی High_MP1 و High_MP2 تعریف شده‌اند که برای شرکت‌هایی با توان رقابتی بالاتر از میانه مقدار 1 و برای سایر شرکت‌ها مقدار صفر دارند. منفی و معنادار بودن ضریب متغیرهای تعاملی High_MP1*TR و High_MP2*TR مؤید نتایج اصلی پژوهش درخصوص فرضیۀ دوم است و نشان می‌دهد یافته‌ها نسبت به تعاریف عملیاتی فوق برای توان رقابتی، حسّاس نیست.

 

نتیجه‌گیری

شرکت‌ها همواره سعی می‌کنند تا میزان بهینه‌ای از اعتبارات تجاری استفاده کنند؛ زیرا به‌کارگیری اعتبارات تجاری در سطحی بیشتر یا کمتر از مقدار بهینه، درنهایت ارزش شرکت را کاهش می‌دهد ]40[. در صورتی که هزینه‌های دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه کمتر از هزینۀ انحراف از آن باشد، شرکت‌ها در اسرع وقت سطح اعتبار تجاری فعلی خود را تصحیح می‌کنند. هزینۀ انحراف از نسبت اعتبار تجاری بهینه در شرکت‌هایی با ریسک عملیاتی بالا، بیش از سایر شرکت‌ها است؛ بنابراین، این گروه از شرکت‌ها با انگیزۀ احتیاطی و گریز از ریسک، سطح اعتبار تجاری خود را سریع‌تر به سوی سطح بهینه تعدیل می‌کنند ]30، 40[. افزون بر آن، شرکت‌هایی که در بازار از توان رقابتی بالاتری برخوردارند، در دستیابی به نسبت اعتبار تجاری بهینه با هزینه‌های کمتری روبه‌رو می‌شوند و سهل‌تر و سریع‌تر می‌توانند انحراف از نسبت مذکور را رفع کنند ]39، 40[. این پژوهش، نخست وجود سطح اعتبار تجاری بهینه را در شرکت‌های ایرانی تأیید کرده و در ادامه، سرعت آنها را در دستیابی به نسبت هدف سنجیده است. همچنین، یافته‌های پژوهش نشان دادند در شرکت‌های با ریسک عملیاتی و توان رقابت بالاتر، سرعت نیل به سطح بهینۀ اعتبار تجاری بیش از سایر شرکت‌ها است. این نتایج با مفاهیم مطرح در نظریۀ توازن و یافته‌های پژوهش لو ]39، 40[ سازگاری دارند.

یافته‌های این پژوهش کاربرد مهمی برای مدیران مالی شرکت‌ها دارند. با توجه به وجود سطح بهینۀ اعتبار تجاری در شرکت‌های ایرانی و ارتباط مستقیم ریسک شرکت و انحراف از این سطح، به مدیران مالی شرکت‌ها توصیه می‌شود در تصمیم‌گیری‌های مالی خود سطح بهینه اعتبار تجاری را مدنظر قرار دهند. همچنین، یافته‌های پژوهش مبنی بر رابطه مستقیم قدرت رقابت در بازار با سرعت دستیابی به سطح بهینۀ اعتبار تجاری، می‌تواند شایان توجه سرمایه‌گذاران شرکت‌ها قرار گیرد. نکتۀ اخیر به این معناست که شرکت‌های با سهم بازار کمتر، با سرعت کمتری به سمت سطح بهینۀ اعتبار تجاری حرکت می‌کنند؛ بنابراین، با توجه به تبعات منفی انحراف از سطح بهینه اعتبار تجاری، مانند افزایش ریسک عملیاتی و کاهش ارزش شرکت، این موضوع حائز اهمیت است.

در این پژوهش، از دو برآوردگر گشتاورهای تعمیم‌یافتۀ سیستمی و تفاضلی برای تخمین مدل‌های پویا استفاده شده است تا نسبت به عدم تأثیر نوع برآوردگر بر نتایج پژوهش اطمینان حاصل شود. همچنین، از شیوه‌های متفاوت برای سنجش ریسک عملیاتی و توان رقابت در بازار استفاده شده است تا تأثیر نوع تعریف عملیاتی متغیرها بر نتایج پژوهش کنترل شود. در پایان، برای اطمینان از ایجادنشدن تورش متغیرهای محذوف،‌ تعداد زیادی از متغیرهای کنترلی به‌ کار رفته و اثرات سال‌ها و صنایع نیز کنترل شده است. با همۀ این اوصاف، برخی موارد ممکن است مانع از تعمیم مناسب نتایج پژوهش شود؛ برای نمونه، باید توجه داشت در برخی شرایط، بزرگ‌تر بودن نسبت حساب‌ها و اسناد دریافتنی (پرداختنی) الزاماً نشان‌دهندۀ بالاتربودن اعتبار تجاری شرکت نیست و می‌تواند مبیّن ناتوانی واحد تجاری در وصول (تأدیه) حساب‌ها و اسناد مربوطه باشد؛ بنابراین، به پژوهشگران آتی پیشنهاد می‌شود با توجه به محدودیت‌های به‌کارگیری نسبت حساب‌ها و اسناد دریافتنی و پرداختنی به‌عنوان معیار اعتبار تجاری ]27[، از یک معیار جایگزین، استفاده و فرضیه‌های پژوهش حاضر را بررسی کنند. افزون بر این، به پژوهشگران آتی توصیه می‌شود تأثیر سایر عوامل مؤثر بر سرعت تعدیل اعتبار تجاری، مانند شرایط اقتصادی، محیط تجاری و ویژگی‌های مختص شرکت، مانند قدرت چانه‌زنی را بررسی کنند.

 

[1]. Trade credit

[2]. برای نمونه، در کره جنوبی عرضۀ اعتبار تجاری بالغ بر 19 درصد و در ایالات متحده حدود 21 درصد کل دارایی‌ها است ]34[.

[3]. Static

[4]. به پیروی از پژوهش‌های پیشین در حوزۀ ساختار سرمایه (مانند چوی و کیم ]15[ و فلانری و رانگان ]23[)، در این پژوهش نیز از واژگان بهینه و هدف برای توصیف سطح بهینه اعتبار تجاری به‌صورت جایگزین و مترادف استفاده شده است.

[5]. Dynamic

[6]. Operational

[7]. Commercial

[8]. Financial

[9]. Price Discrimination

[10]. Perfect and efficient

[11]. Market frictions and imperfections

[12]. Information asymmetry

[13]. Market mis-valuation

[14]. Cross-sectional dispersion

[15]. Partial adjustment model

[16]. Liquidity risk

[17]. Default risk

[18]. Precautionary motive

[19]. Risk avoidance

[20]. Generalized least squares (GLS)

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

[22]. Heteroskedasticity

[23]. Serial correlation

[24]. Robust standard errors

[25]. Firm clustering

[26]. Windmeijer

[27]. Fitted values

[28]. Vector

[29]. Partial adjustment

[30]. Half-life=12*Ln(0.5)/Ln(1-λ)

[31].Difference generalized method of moments (difference-GMM)

مراجع
 

  1. ابراهیمی کردلر، علی و منصور طاهری. (1394). تأثیر کیفیت سود بر اعتبار تجاری. بررسی‌های حسابداری، سال دوم، شماره 8، صص 1-14.
  2. افلاطونی، عباس و محمد نوروزی. (1399). عوامل مؤثر بر عرضه و تقاضای اعتبار تجاری: رویکردهای ایستا و پویا. دانش حسابداری، سال یازدهم، شماره 1، صص 35-59.
  3. افلاطونی، عباس و مرضیه نعمتی. (1397). نقش کیفیت گزارشگری مالی و کیفیت افشا در افزایش اعتبار تجاری: رویکرد متغیر‌های ابزاری. بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، سال بیست‌و‌پنجم، شماره 1، صص 1-20.
  4. ایزدی‌نیا، ناصر و مسعود طاهری. (1395). بررسی رابطه بین کیفیت اطلاعات حسابداری و اعتبار تجاری. پژوهش‌های تجربی حسابداری، سال پنجم، شماره 3، صص 81-102.
  5. طالب‌نیا، قدرت‌اله و مریم مهدوی. (1394). بررسی اثر اعتبار تجاری و عمق مالی بر میزان نگهداشت وجه نقد. دانش حسابداری و حسابرسی مدیریت، سال چهارم، شماره 1، صص 41-53.
  6. کامیابی، یحیی و رضا گرجیان مهلبانی. (1395). بررسی اثر سیاست پولی بر رابطه بین محافظه‌کاری حسابداری و اعتبار تجاری در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهش‌های حسابداری مالی، سال هشتم، شماره 3، صص 1-18.
  7. Ahmed, J., Xiaofeng, H., and Khalid, J. (2014). Determinants of trade credit: the case of a developing economy. European Researcher, 83(9-2), 1694-1706.
  8. Arellano, M. and Bond, S. (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. The Review of Economic Studies, 58(2), 277-297.
  9. Baker, M., and Wurgler, J. (2002). Market timing and capital structure. The Journal of Finance, 57(1), 1-32.
  10. Beck T., Demirgüc-Kunt A. and Maksimovic V. (2008). Financing patterns around the world: Are small firms different? Journal of Financial Economics, 89(3), 467-487.
  11. Berger, A.N., and Udell, G.F. (2006). A more complete conceptual framework for SME finance. Journal of Banking & Finance, 30(11), 2945-2966.
  12. Blundell, R. and Bond, S. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 87(1), 115-143.
  13. Brennan M, Maksimovic V., Zechner J. (1988). Vendor financing. Journal of Finance, 43, 1127-1141.
  14. Carvalho, C.J., Schiozer, R.F. (2015). Determinants of supply and demand for trade credit by micro, small and medium-sized enterprises. Accounting and Finance Review, 26(68), 208-222.
  15. Choi, W.G., and Kim, Y. (2005). Trade credit and the effect of macro-financial shocks: Evidence from US panel data. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 40(4), 897-925.
  16. Chou, J.H., Horng, M.S., Wu, W.M. and Phoung, N.T. (2015). The Determinants of trade credit: Vietnam experience. Proceedings of the Second Asia-Pacific Conference on Global Business, Economics, Finance and Social Sciences (AP15Vietnam Conference), Danang, Vietnam.
  17. Dittmar, A.K. and Duchin, R. (2011). The dynamics of cash. Working Paper. Ross School of Business.
  18. El Kalak, I., Goergen, M., and Guney, Y. (2020). CEO overconfidence and the speed of adjustment of cash holdings. European Corporate Governance Institute–Finance Working Paper, (663). doi.org/10.2139/ssrn.3547283
  19. Emery, G.W. (1984). A pure financial explanation for trade credit. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 19(3), 271-285.
  20. Ferris, J.S. (1981). A transactions theory of trade credit use. Quarterly Journal of Economics, 96(2), 243–270.
  21. Fabbri, D., Klapper, L.F. (2016). Bargaining power and trade credit. Corporate Finance, 41, 66-80.
  22. Huang, L., Ying, Q., Yang, S., & Hassan, H. (2019). Trade Credit Financing and Sustainable Growth of Firms: Empirical Evidence from China. Sustainability, 11(4), 1032-1052.
  23. Flannery, M.J., and Rangan, K.P. (2006). Partial adjustment toward target capital structures. Journal of Financial Economics, 79(3), 469-506.
  24. Gama, A.P., Van Auken, H. (2015). The interdependence between trade credit and bank lending: Commitment in intermediary firm relationships. Journal of Small Business Management, 53(4), 886-904.
  25. Gao, H., Harford, J. and Li, K. (2013). Determinants of corporate cash policy: Insights from private firms. Journal of Financial Economics, 109(3), 623-639.
  26. Garcia-Teruel, P. and Martinez-Solano, P. (2010). Determinants of trade credit: A comparative study of European SMEs. International Small Business Journal, 28(3), 215-233.
  27. Giannetti, M., Burkart, M., and Ellingsen, T. (2011). What you sell is what you lend? Explaining trade credit contracts. Review of Financial Studies, 24(4), 1261-1298.
  28. Goncalves, A.B., Schiozer, R., and Sheng, H.H. (2018). Trade Credit during Financial Crisis: Do Market Power and Financial Constraints Matter? Working Papers CEB 18-004, ULB - UniversiteLibre de Bruxelles.
  29. Guariglia A., and Mateut, S. (2006). Credit channel, trade credit channel, and inventory investment: Evidence from a panel of UK firms. Journal of Banking and Finance, 30(10), 2835-2856.
  30. Hackbarth, D., Miao, J., and Morellec, E. (2006). Capital structure, credit risk, and macroeconomic conditions. Journal of Financial Economics,82(3), 519-550.
  31. Jiang, Z. and Lie, E. (2016). Cash holding adjustments and managerial entrenchment. Journal of Corporate Finance, 36(1), 190-205.
  32. Karuna, C. (2007). Industry product market competition and managerial incentives. Journal of Accounting and Economics,43(2-3), 275-297.
  33. Kim, C. S., Mauer, D.C., and Sherman, A.E. (1998). The determinants of corporate liquidity: Theory and evidence. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 33(3), 335-359.
  34. Kim, W.S. (2016). Determinants of corporate trade credit: an empirical study on Korean firms. International Journal of Economics and Financial Issues, 6(2), 414-419.
  35. Kohansal, S., Rostami, S. and Rostami, Z. (2017). The impact of conditional and unconditional conservatism on trade credit: evidence of Tehran Stock Exchange. Audit Financier, 13(1), 93-102.
  36. Kraft, A.G., Leone, A.J., and Wasley, C.E. (2007). Regression-based tests of the market pricing of accounting numbers: The Mishkin test and ordinary least squares. Journal of Accounting Research, 45(5), 1081-1114.
  37. Lee, Y.W., and Stowe, J.D. (1993). Product risk, asymmetric information, and trade credit. Journal of Finance and Quantitative Analysis, 28(2), 285-300.
  38. Li, X. (2010). The impacts of product market competition on the quantity and quality of voluntary disclosures. Review of Accounting Studies, 15(3), 663-711.
  39. Luo, H. (2021a). COVID-19 and trade credit speed of adjustment. Finance Research Letters, In Press.
  40. Luo, H. (2021b). Do firms chase trade credit target? Finance Research Letters, 43(1), 1-9.
  41. Martinez-Solano, C., and Garcia-Teruel, P.J. (2012). Corporate cash holding and firm value. Applied Economics, 45(2), 161-170.
  42. McGuinness, G., Hogan, T., and Powell, R. (2018). European trade credit use and firm survival. Journal of Corporate Finance, 49(1), 81-103.
  43. Meltzer, A.H. (1960). Mercantile credit monetary policy and size of firms. The Review of Economics and Statistics, 42(4), 429-437.
  44. Mian, S.L., and Smith, C.W. (1992). Accounts receivable management policy: Theory and evidence. The Journal of Finance, 47(1), 169-200.
  45. Molina, C.A., and Preve, L.A. (2012). An empirical analysis of the effect of financial distress on trade credit. Financial Management, 41(1), 187-205.
  46. Myers, S.C. and Majluf, N.S. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics, 13(2), 187-221.
  47. Ng, C.K., Smith, J.K., and Smith, R.L. (1999). Evidence on the determinants of credit terms used in interfirm trade. Journal of Finance, 54(3), 1109-1129.
  48. Nickell, S.J. (1996). Competition and corporate performance. Journal of political economy, 104(4), 724-746.
  49. Opler, T. Pinkowitz, L. Stulz, R. and Williamson, R. (1999). The determinants and implications of corporate cash holdings. Journal of Financial Economics, 52(1), 3-46.
  50. Orlova, S.V. (2020). Cultural and macroeconomic determinants of cash holdings management. Journal of International Financial Management & Accounting, 31(3), 270-294.
  51. Orlova, S.V., and Rao, R.P. (2018). Cash holdings speed of adjustment. International Review of Economics & Finance, 54(1), 1-14.
  52. Ozkan, A., and Ozkan, N. (2004). Corporate cash holdings: An empirical investigation of UK companies. Journal of Banking & Finance, 28(9), 2103-2134.
  53. Petersen, M.A., and Rajan, R.G. (1997). Trade credit: theories and evidence. The Review of Financial Studies, 10(3), 661-691.
  54. Schwartz, R. (1974). An economic model of trade credit. Journal of Finance and Quantitative Analysis, 9(4), 643-657.
  55. Sutton, J. (1991). Sunk Costs and Market Structure. Cambridge, MIT Press, M.A.
  56. Tian, G., and Yu, B. (2017). Why do financially constrained suppliers provide trade credit in china? An extended redistribution view. Available athttps://ssrn.com/abstract= 2909274.
  57. Van Horen, N. (2007). Customer market power and the provision of trade credit: Evidence from Eastern Europe and central Asia. World Bank Policy Research.
  58. Windmeijer, F. (2005). A finite sample correction for the variance of linear efficient two-step GMM estimators. Journal of econometrics, 126(1), 25-51.
  59. Zhou, Q. Tan, K.J.K. Faff, R. and Zhu, Y. (2016). Deviation from target capital structure, cost of equity and speed of adjustment. Journal of Corporate Finance, 39(1), 99-120.
  60. Ziane, Y. (2009). Tests des motifs transactionnels et financiers: du crédit commercial. Finance ContrôleStratégie, 12(1), 67-92.
 

 

 

آمار
تعداد مشاهده مقاله: 800
تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 391


سامانه مدیریت نشریات علمی. طراحی و پیاده سازی از سیناوب