تأثیر مکانیزم‌های نظارتی درون سازمانی حاکمیت شرکتی بر سطح نگهداشت وجه نقد در بورس اوراق بهادار تهران

نویسندگان

1 کارشناس ارشد رشته حسابداری از دانشگاه مازندران

2 دانشجوی دکتری رشته حسابداری دانشگاه تربیت مدرس

3 کارشناس ارشد رشته اقتصاد دانشگاه آزاد فیروزکوه

چکیده

  مکانیزم‌های نظارتی حاکمیت شرکتی، از عوامل مهم اثرگذار بر سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌هاست. برخی از پژوهش‌های خارجی صورت گرفته، بیانگر آن است که افزایش کیفیت حاکمیت شرکتی، باعث کاهش سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها می‌گردد. در ایران پژوهش‌های چندانی در مورد رابطه مکانیزم‌های نظارتی حاکمیت شرکتی و سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها صورت نگرفته است، لذا هدف اصلی این مقاله بررسی رابطۀ برخی از مکانیزم‌های حاکمیت شرکتی شامل درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره و درصد سرمایه‌گذاران نهادی به عنوان متغیرهای مستقل و سطح نگهداشت وجه نقد به عنوان متغیر وابسته، در بورس اوراق بهادار تهران است. در راستای این هدف، اطلاعات 10 ساله (78-87) 129 شرکت، مطالعه گردید. برای آزمون فرضیه‌ها از رگرسیون چند متغیره با استفاده از داده‌های ترکیبی استفاده شده است. نتایج پژوهش بیانگر آن است که بین درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره و سطح نگهداشت وجه نقد در بورس اوراق بهادار تهران، رابطه منفی و معنی‌داری وجود دارد، اما بین درصد سرمایه‌گذاران نهادی و سطح نگهداشت وجه نقد رابطه معنی‌داری وجود ندارد.    

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Effect of Internal Mechanisms of Corporate Governance on the Level of Cash holdings in Tehran Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • A Rasaiian 1
  • F Rahimi 2
  • S Hanjari 3
1 M S c of Mazandaran University
2 Phd Student of Accounting of Tarbiat Modares University
3 MA of Economics firozkoo University
چکیده [English]

  Corporate governance tools are effective factors in determining the level of cash holdings. Some researches indicate that increasing in corporate governance quality leads to decrease cash holdings. No many researches have done about the relationship between corporate governance and cash holdings in Iran. Therefore the main goal of this paper is to review the relationship between percentage of institutional ownership and percentage of outside directors as independent variables and cash holdings as dependent variable in Tehran Stock Exchange. Therefore 129 firms that their required data for a ten year period was available were studied. The multivariate pooled regression model is used to examine the hypotheses. The conclusions indicate that there is no significant relationship between percentage of institutional ownership and cash holdings. There is a negative and significant relationship between percentage of outside directors and cash holdings in Tehran Stock Exchange.      

کلیدواژه‌ها [English]

  • Key words: Corporate Governance
  • Cash holdings
  • Outside Directors
  • Institutional ownership

 

چگونگی به‌کارگرفتن وجوه داخلی، تصمیمی مهم در تضاد بین سهامداران و مدیران است. در دوران رشد اقتصادی شرکت، همان‌طور که ذخایر وجه نقد افزایش می‌یابد، مدیران تصمیم می‌گیرند که آیا وجه نقد بین سهامداران توزیع شود، صرف مخارج داخلی شود، برای تحصیل خارجی به‌کارگرفته شود و یا همچنان نگهداری شود؟ این که مدیران منفعت طلب چگونه بین مصرف یا نگهداشت ذخایر وجه نقد یکی را انتخاب می‌کنند، موضوعی مبهم است. مدیران باید منافع شخصی مخارج جاری را با انعطاف‌پذیری که با نگهداشت ذخایر وجه نقد به‌دست می‌آید، مقایسه کنند. بعلاوه، مدیران منفعت طلب باید احتمال فزونی منافع بر مخارج ناشی از نگهداشت وجه نقد زیاد را اندازه‌گیری کنند.

هارفورد و همکاران ]27[ به بررسی این موضوع پرداختند که چگونه مشکلات رابطه نمایندگی بر تمایل شرکت‌های آمریکایی به نگهداشت وجه نقد تأثیر دارد. برای اندازه‌گیری مشکلات رابطه نمایندگی از معیارهای چندگانة حاکمیت شرکتی استفاده کردند. این معیارها عبارتند از: تمرکز مالکیت (که معیارهای آن مالکیت مدیریتی و مالکیت نهادی است)، پاداش هیأت مدیره، ترکیب هیأت مدیره ( شامل اعضای موظف و غیر موظف هیأت مدیره) و شاخص حمایت از حقوق سهامداران.

هدف اصلی این پژوهش، بررسی رابطه مکانیزم‌های نظارتی حاکمیت شرکتی، شامل درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی و درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره با سطح نگهداشت وجه نقد در بورس اوراق بهادار تهران است. از این رو، در قسمت دوم پژوهش، به ادبیات پژوهش و نظریه های مرتبط با سطح نگهداشت وجه نقد پرداخته می‌شود. در قسمت سوم، پژوهش‌های مرتبط انجام شده قبلی ارائه می‌شود. در قسمت چهارم، روش پژوهش شامل فرضیه‌ها، جامعه و نمونۀ آماری و روش‌های آماری به کار گرفته شده برای آزمون فرضیه‌ها تشریح می‌گردد. قسمت پنجم، تجزیه و تحلیل نتایج و قسمت آخر، نتیجه‌گیری و پیشنهادها را در بر می‌گیرد.

 

2-ادبیات پژوهش و نظریه‌های مرتبط با سطح نگهداشت وجه نقد

نظریه موازنه

طبق این نظریه، شرکت‌ها میزان بهینه وجه نقد خود را با برقراری یک موازنه(تعادل) میان منافع و هزینه­های نگهداری وجه نقد تعیین می­کنند. در حقیقت، شرکت‌ها سطح بهینه وجه نقد خود را با تعیین میزان اهمیت هزینه­های نهایی و منافع نهایی ناشی از نگهداری وجه نقد تنظیم می­کنند. نکته مهم این نظریه، این است که سطح مطلوبی از وجه­نقد برای شرکت‌ها وجود دارد که در آن مدیریت با رویکردی فعالانه، بر اساس تحلیل هزینه-منفعت نسبت به نگهداری وجه نقد تصمیم‌گیری می­کند]28[.

نگهداری وجه نقد از احتمال بحران مالی می­کاهد و به عنوان ذخیره­ای امن برای مواجهه با زیان­های غیر منتظره به شمار می‌رود و همچنین پیگیری سیاست­های سرمایه­گذاری بهینه را در زمانی که شرکت با محدودیت­های مالی مواجه است، ممکن می­سازد و نهایتاً به کم کردن هزینه­های جمع­آوری منابع مالی یا نقد کردن دارایی‌های موجود کمک می­کند.

بر اساس این نظریه، مدیریت برای حداکثرسازی ثروت سهامداران، باید مانده وجه نقد شرکت را به نحوی تنظیم نماید که منافع نهایی ناشی از نگهداری وجه نقد با هزینه­های نهایی آن برابر شود]35[.

 

عوامل تعیین‌کننده وجه نقد از دیدگاه نظریه موازنه

بر مبنای نظریه موازنه، عوامل تعیین­کننده وجه نقد شرکت­ها شامل موارد زیر است:

فرصت­های سرمایه­گذاری:هزینه مواجه شدن با کمبود وجه نقد در شرکت‌های با فرصت­های سرمایه­گذاری بیشتر، به واسطه هزینه­های فرصتی که از رها نمودن طرح­های سرمایه­گذاری با ارزش ناشی می­شود، بیشتر است. بنابراین، انتظار می­رود رابطه مثبتی بین فرصت­های سرمایه­گذاری و مانده وجه نقد وجود داشته باشد. همچنین این نظریه پیش‌بینی می­کند که شرکت‌های با فرصت­های سرمایه­گذاری بهتر، هزینه­های بحران مالی بیشتری دارند، زیرا در حین ورشکستگی، خالص ارزش فعلی مثبت این پروژه ها از بین می­رود. در این مورد، شرکت‌های با فرصت­های سرمایه­گذاری بهتر، به منظور اجتناب از بحران مالی، سطوح بالاتری از وجه نقد نگهداری خواهند نمود.

میزان نقدشوندگی دارایی‌های جاری: زمانی که شرکت‌ها با کمبود وجه نقد مواجه می‌شوند، میزان قابلیت تبدیل دارایی‌های جاری به نقد می­تواند جایگزینی برای وجه نقد تلقی شود. بنابراین، انتظار می­رود که شرکت‌های با قدرت نقدینگی بیشتر، وجه نقد کمتری نگهداری نمایند.

اهرم مالی: اهرم مالی، احتمال ورشکستگی را افزایش می­دهد و انتظار می­رود که شرکت‌های اهرمی برای کاهش ریسک مالی، وجه نقد بیشتری نگهداری کنند. از سوی دیگر، از آنجا که نسبت اهرم مالی، خود به عنوان عاملی برای تعیین توانایی شرکت برای انتشار اوراق بدهی جدید به شمار می­رود، اگر قدرت بازپرداخت هزینه­های تأمین مالی توسط شرکتی بالا باشد، از انعطاف پذیری مالی بالاتری برخوردار است ]11[ و ]16[، در نتیجه ممکن است وجه نقد کمتری نگهداری نماید. به همین علت، ارتباط بین اهرم مالی و میزان وجه نقد را به دقت نمی­توان تبیین نمود]23[.

اندازه:طبق نظریه موازنه، رابطه مورد انتظار میان اندازه شرکت و نگهداشت وجه­نقد منفی است. از آنجاکه شرکت‌های بزرگ­ انعطاف­پذیری بیشتری دارند، می­توان جریان­های نقد پایدارتری را برای آن‌ها انتظار داشت. در نتیجه، کمتر در معرض خطر ورشکستگی قرار دارند و نسبت به شرکت‌های کوچک دسترسی آسانتری به منابع تأمین مالی دارند]38[.

شرکت‌های بزرگی که اعتبار بانکی دارند، با نرخ بهتری می­توانند استقراض کنند و قادرند در صورت لزوم وجوه را راحت­تر کسب کنند. علاوه بر این، شرکت‌های بزرگ همواره می­توانند بخشی از دارایی‌های غیر ضروری خود را برای کسب وجوه، به فروش رسانند]35[. همچنین، از اندازه به عنوان یک شاخص برای عدم تقارن اطلاعاتی میان افراد درون و برون سازمانی شرکت استفاده می­شود]2[، ]3[، ]4[ و ]15[. میرز و مجلوف]34[ نشان دادند زمانی که عدم تقارن اطلاعات ناچیز است، شرکت‌ها از تأمین مالی از طریق ایجاد بدهی استفاده می­کنند.

جریان نقدی: طبق مطالعه کیم و همکاران ]31[ از آنجایی­که جریان نقدی، یک منبع نقدینگی در دسترس را فراهم می­کند، می­تواند جایگزینی مناسب برای وجه نقد در نظر گرفته شود. بنابراین، انتظار می­رود که طبق این نظریه رابطه­ای منفی بین جریان نقد و مانده وجه نقد وجود داشته باشد.

عدم اطمینان جریان نقدی: شرکت‌های با جریان­های نقدی با نوسان بیشتر، احتمال بیشتری در مواجهه با کمبود وجه نقد دارند، زیرا ممکن است به طور غیر منتظره جریان نقدی کاهش یابد. بنابراین، انتظار می­رود که رابطه‌ای مثبت بین عدم اطمینان جریان نقدی و مانده وجه نقد وجود داشته باشد]23[ و ]28[.

سررسید بدهی: تأثیر سررسید بدهی بر مانده وجه نقد مشخص نیست. شرکت‌هایی که بر بدهی کوتاه‌مدت اتکا می­کنند، باید به طور دوره‌ای قرارداد اعتباری خود را تمدید نمایند و اگر محدودیتی در تمدید قرارداد اعتباری پیش بیاید، با ریسک بحران مالی مواجه می­شوند. بنابراین، با کنترل سایر عوامل می­توان انتظار داشت که سررسید به طور منفی با مانده وجه نقد رابطه داشته باشد، اما بارسلی و اسمیت]19[ شواهدی را ارائه نمودند که شرکت‌های با درجه اعتباری بالا به واسطه سهولت ایجاد بدهی معمولاً از بدهی کوتاه‌مدت استفاده می­نمایند و مانده وجه نقد کمتری نگهداری می­کنند که این رابطه را مثبت می­کند. به هر حال، جهت این رابطه بر اساس این نظریه نامعلوم است.

پرداخت سود سهام: شرکتی که در حال حاضر سود سهام می­پردازد، می­تواند منابع را با کمترین هزینه از طریق کاهش پرداخت سود سهام تأمین نماید. در مقابل، شرکتی که سود سهام نمی­پردازد، مجبور است به بازارهای سرمایه برای تأمین منابع رجوع نماید. بنابراین، انتظار می­رود شرکت‌هایی که سود سهام می­پردازند، در مقایسه با شرکت‌هایی که سود سهام نمی­پردازند، وجه نقد کمتری نگهداری نمایند]23[.

 

نظریه سلسله مراتب تأمین مالی

طبق این نظریه که توسط میرز و مجلوف ]34[ مطرح گردید، شرکت‌ها تأمین مالی از منابع داخل شرکت را به تأمین مالی خارجی که به اطلاعات حساس است، ترجیح می­دهند. این نظریه بر مبنای این فرض قرار دارد که افراد داخل شرکت آگاهتر از سهامداران هستند. اگر منابع داخل شرکت، برای تأمین مالی برنامه­های سرمایه­گذاری بهینه، کافی نباشد و عدم­تقارن اطلاعاتی نیز مانع شود، مدیران ممکن است مجبور به صرف­نظر کردن از پروژه­های سودآور شوند. در این حالت وجه­نقد بسیار ارزشمند است و تنها فرصت برای انتشار سهام بدون از دست دادن ارزش بازار، زمانی رخ می­دهد که عدم تقارن اطلاعات وجود نداشته و یا بسیار کم باشد]22[.

بنابراین، در بحث تأمین مالی، شرکت‌ها منابع سرمایه­گذاری را ابتدا از منبع سود انباشته، بعد از آن با بدهی‌های کم‌خطر و سپس پرخطر و سرانجام با انتشار سهام، تأمین مالی می­نمایند. هدف از رعایت ترتیب مذکور این است که از هزینه­های عدم تقارن اطلاعاتی و سایر هزینه­های تأمین مالی کاسته شود. در این میان زمانی­که جریان­های نقد عملیاتی برای تأمین مالی سرمایه­گذاری­های جدید کافی هستند، شرکت‌ها بدهی را بازپرداخت نموده، وجه نقد را انباشته می­کنند و زمانی که برای تأمین سرمایه‌گذاری­های جاری، سود انباشته کافی نباشد، شرکت‌ها از مانده وجه نقد انباشته شده استفاده می­نمایند و اگر نیاز باشد، بدهی ایجاد می­نمایند. طبق این دیدگاه، به واسطه عدم تقارن اطلاعاتی و مشکلات ناشی از تأمین مالی خارجی، سیاست­های تأمین­مالی از یک رویه سلسله مراتبی مبنی بر ترجیح منابع داخلی بر خارجی پیروی می­کنند. در نتیجه، چون مدیریت، منابع داخلی تأمین­مالی را بر منابع خارجی ترجیح می­دهد، تمایل به انباشت وجه نقد دارد تا بتواند در مرحله اول از داخل شرکت تأمین مالی را انجام دهد و به خارج از شرکت رجوع ننماید]23[.

 

عوامل تعیین‌کننده وجه نقد از دیدگاه سلسله مراتبی

فرصت­های سرمایه­گذاری: فرصت­های سرمایه‌گذاری زیادتر، برای انباشت بیشتر وجه­نقد تقاضا ایجاد می­کند، زیرا کمبود وجه نقد منجر به این خواهد شد که شرکت فرصت­های سرمایه­گذاری سودآورد خود را از دست بدهد، مگر اینکه به تأمین­مالی پرهزینه خارجی دست یابد. بنابراین، رابطه­ای مثبت بین فرصت­های سرمایه­گذاری و نگهداری وجه­نقد انتظار می­رود.

اهرم مالی: در مبحث سلسله مراتب تأمین مالی، زمانی که سرمایه­گذاری از سود انباشته تجاوز می­کند، معمولاً بدهی رشد می‌یابد و زمانی که سرمایه­گذاری کمتر از سود انباشته است، بدهی کاهش می­یابد و بنابراین، مانده وجه نقد از الگوی معکوس این فرایند پیروی می­نماید؛ یعنی مانده وجه نقد زمانی که سرمایه­گذاری از سود انباشته بیشتر می­شود، کاهش یافته و زمانی که سرمایه­گذاری­های کمتر از سود انباشته است، رشد می­یابد. رابطه پیش‌بینی شده بین این عامل و مانده وجه نقد طبق نظریه سلسله مراتب تأمین مالی، معکوس است.

جریان نقدی:با کنترل سایر متغیرها انتظار می­رود که شرکت‌های با جریان­نقدی بالاتر وجه نقد بیشتری داشته باشند.

اندازه: با کنترل عامل سرمایه­گذاری، شرکتی که بزرگتر است، به طور پیش فرض موفق­تر بوده است و از این رو باید نقد بیشتری داشته باشد.

هر چند نظریه­های موازنه و سلسله مراتبی در ادبیات مالی به عنوان نظریه­هایی مطرح می­شوند که با هم در تعارض هستند، اما تمایز بین دو کاملاً واضح نیست. به منظور کشف رفتار واقعی شرکت‌ها در رابطه با وجه نقدشان باید بین عوامل در دامنه کوتاه‌مدت و بلندمدت تمایز قایل شد. از آنجایی­که شرکت‌ها در بلندمدت به دنبال مانده وجه نقد هدف هستند، در کوتاه مدت از مانده وجه نقد به عنوان سپر استفاده می­کنند. بر این اساس، مانده وجه نقد در کوتاه‌مدت به جریان­های نقدی ورودی و خروجی وابسته است که با رفتار سلسله مراتبی مطابقت دارد.

با این اوصاف، تمایز بین مدل سلسله مراتبی و مدل موازنه به شکلی که انتظار داریم ممکن نیست و زمانی که نقش هزینه تأمین مالی خارجی را در مدل سلسله مراتبی پررنگ تر در نظر بگیریم، این تمایز کمتر خواهد شد]35[.

به رغم این­که تعدادی از مطالعات با استفاده از عدم تقارن اطلاعات شرکت، در دوره­های زمانی مختلف تصمیم‌های تأمین مالی شرکت‌ها را توضیح می­دهند، بر این مبنا زمانی­که عدم­تقارن اطلاعات زیاد است، انتظار می­رود وجه نقد برای شرکت‌هایی که ارزش بازار بیشتری دارند، مهمتر باشد. فاما و فرنچ معتقدند زمانی­که عدم تقارن اطلاعات زیاد است، نظریه سلسله مراتب تأمین مالی قادر به توضیح تصمیم‌های تأمین مالی شرکت‌ها نیست]22[.

 

نظریه جریان وجه­نقد آزاد

این نظریه که توسط جنسن ]29[ مطرح گردید، بیان می­دارد که وجوه نقد داخلی بیشتر به مدیران اجازهمی­دهد تا از کنترل بازار اجتناب کنند. در این حالت، آن‌ها به موافقت سهامداران نیاز ندارند و برای تصمیم‌گیری در مورد سرمایه­گذاری­ها بر حسب اختیار خود آزاد هستند. مدیران مایل به پرداخت وجه­نقد(مثل سود سهام) نبوده، دارای انگیزه برای سرمایه­گذاری هستند؛ حتی زمانی­که هیچ سرمایه­گذاری با خالص ارزش فعلی مثبت موجود نباشد]22[.

جریان­ نقد آزاد جریان نقدی است، مازاد بر آنچه که برای تأمین مالی تمامی پروژه­های با خالص ارزش فعلی مثبت که با نرخ هزینه سرمایه مربوطه تنزیل می‌شود، باقی می­ماند. تضاد منافع بین سهامداران و مدیران در خصوص سیاست­های پرداخت سود سهام، مخصوصاً زمانی که سازمان­ها جریان­های نقد آزاد قابل توجهی دارند، بیشتر است. مسأله اینجاست که چگونه می­توان مدیران را به جای سرمایه­گذاری یا اسراف در مصرف جریان نقد آزاد، مجبور به پرداخت سود سهام کرد. پرداخت به سهامداران از قدرت مدیران می‌کاهد و از سوی دیگر، ممکن است در صورت نیاز به تأمین سرمایه توسط بازارهای سرمایه، تحت کنترل و نظارت قرار گیرند، در حالی‌که تأمین مالی داخلی مدیران را قادر می‌سازد از این نظارت شانه خالی کنند. همچنین، اگر مدیران جریان­های نقدی آزاد را به جای سرمایه­گذاری در پروژه‌های کم بازده توزیع نمایند، سبب می‌شود در مورد چگونگی استفاده از جریان­های نقدی آتی هم تصمیم‌گیری نمایند، چرا که اگر در آینده سود پرداخت نکنند، قیمت سهام آن‌ها به شدت کاهش خواهد یافت ]30[.

بر اساس این نظریه، مدیران، انگیزه دارند که وجه نقد را انباشت نمایند تا منابع تحت کنترل خود را افزایش داده، بتوانند در خصوص تصمیم‌های سرمایه­گذاری شرکت از قدرت قضاوت و تشخیص بهره­مند شوند. به همین دلیل، با وجه نقد شرکت فعالیت می‌کنند تا از این طریق مجبور به ارائه اطلاعات مشروح به بازار سرمایه نشوند؛ هر چند مدیران ممکن است سرمایه­گذاری­هایی را انجام دهند که اثر منفی بر ثروت سهامداران داشته باشد]23[ .

 

عوامل تعیین‌کننده وجه نقد از دیدگاه نظریه جریان نقدی آزاد

اهرم مالی:با ایجاد بدهی مدیران ملزم به پرداخت جریان­های نقدی آتی می­شوند و این امر از جریان نقد در دسترس که می‌تواند به اختیار مدیریت هزینه شود، می­کاهد و متعاقباً از هزینه نمایندگی جریان­های نقد آزاد نیز می‌کاهد و اثر کنترلی دارد. در نتیجه، شرکت‌های با اهرم مالی پایین، کمتر مشمول نظارت و کنترل هستند که به مدیریت اختیار بیشتری اعطا می­نماید، بنابراین، انتظار می­رود که اهرم مالی با مانده وجه­نقد رابطه معکوس داشته باشد]29[.

فرصت­های سرمایه­گذاری: از مدیران شرکت‌های با فرصت­های سرمایه­گذاری کم انتظار می‌رود که وجه نقد بیشتری نگهداری نمایند تا از در دسترس بودن وجه نقد برای سرمایه­گذاری در پروژه­ها اطمینان داشته باشند، حتی اگر خالص ارزش فعلی این سرمایه­گذاری منفی باشد که منجر به کاهش ارزش شرکت و ثروت سهامداران خواهد شد و نهایتاً نسبت ارزش بازار به دفتری پایینی خواهیم داشت. بنابراین، با استفاده از نسبت ارزش بازار به دفتری به عنوان عاملی برای فرصت­های سرمایه­گذاری انتظار می‌رود که رابطه بین فرصت­های سرمایه­گذاری و مانده وجه نقد منفی باشد]25[.

اندازه: مدیران معمولاً تمایل به رشد شرکت فراتر از اندازه بهینه آن دارند، زیرا رشد شرکت، قدرت مدیریت را با افزایش منابع تحت کنترل آن افزایش می­دهد]29[. همچنین، شرکت‌های بزرگتر تمایل به پراکندگی بیشتر مالکیت سهامداران دارند که به مدیریت اختیار بیشتری اعطا می­کند. علاوه بر این، شرکت‌های بزرگ به واسطه مقدار منابع مالی که نیاز است خریداری شوند، با احتمال کمتری در معرض تملک­های ناخواسته قرار می گیرند. بنابراین، انتظار می­رود که مدیران شرکت‌های بزرگ در خصوص سرمایه­گذاری و سیاست­های مالی، قدرت و اختیار بیشتری داشته باشند که منجر به مقدار بیشتر مانده وجه نقد می­شود]23[.

 

روابط بانکی

تأمین مالی بانکی در مقایسه با بدهی عمومی، در کاهش مسایل مربوط به مشکلات نمایندگی و عدم تقارن اطلاعاتی مؤثرتر است و بانک­ها در نظارت بر شرکت‌ها برای جمع­آوری و پردازش اطلاعات بهتر عمل می­نمایند. بنابراین بانک­ها می‌توانند در نقش تصفیه­گر در کسب اطلاعات خاص ظاهر شوند که در مقایسه با سایر وام دهنده­ها، آن‌ها را قادر می­سازد به طور مؤثرتر بر وام­گیرنده نظارت نمایند. به همین دلیل، موافقت یک بانک برای اعطای وام و یا تمدید یک وام می­تواند علامت اطلاعاتی خوبی برای آن شرکت باشد. همچنین وجود روابط بانکی علاوه بر ارائه تصویری مطلوب از وضع شرکت، توانایی آن برای دستیابی به تأمین مالی خارجی را بیشتر می­کند. از این مباحث می­توان نتیجه گرفت که شرکت‌های با بدهی بانکی بیشتر، با سهولت بیشتری به منابع مالی خارجی دسترسی دارند و باید وجه نقد کمتری نگهداری نمایند. دلیل دیگر این رابطه معکوس، تمدید آسان این بدهی‌های بانکی در مواقع لزوم است و بدهی بانکی می­تواند جایگزینی برای وجه نقد به شمار رود]36[.

 

3- پیشینه پژوهش

هارفورد و همکاران ]27[  با استفاده از نمونه‌ای شامل 11645 سال-شرکت برای 1872 شرکت رابطة بین نگهداشت وجه نقد و ساختار حاکمیت شرکتی را مورد آزمون قرار دادند.  نتایج نشان می‌دهد شرکت‌های با مالکیت داخلی بیشتر و درصد مالکیت نهادی بیشتر، نگهداشت وجه نقد بیشتری دارند، در حالی که شرکت‌های با ‌‌کیفیت بالاتر حاکمیت شرکتی و هیأت مدیره بزرگتر و مستقل‌تر نگهداشت وجه نقد کمتری دارند.

لی ]32[ با انتخاب نمونه‌ای شامل 1061 شرکت با 4206 سال-شرکت در طول دوره‌ سال‌های 2001 تا 2005 در پنج کشور آسیایی (مالزی، فیلیپین، هند، سنگاپور و تایلند) بیان داشتند که اگر هیأت مدیره نقش حاکمیت شرکتی را در کشورهای ASEAN بازی کند، پیش‌بینی می‌شود که شرکت‌های با ساختارهای مدیریتی قویتر (درصد بیشتر اعضای غیرموظف هـیأت مدیره و ...)، پس از کنترل سایر عوامل، نگهداشت وجه نقد کمتری داشته باشند. تحلیل‌ها با آزمون ارتباط بین نگهداشت وجه نقد، ساختار هیأت مدیره و ساختار مالکیت مدیریتی آغاز شده است. بعد از کنترل سایر عوامل تعیین‌کنندة نگهداشت وجه نقد، نتیجه گیری شد که شرکت‌هایی با سهم بیشتر مدیران غیر موظف در هیأت مدیره، موقعیت‌های جداگانة‌ مدیرعامل و رئیس هیأت مدیره و هیأت مدیره‌ کوچکتر نگهداشت وجه نقد کمتری دارند.

گنی و همکاران ]26[ در مطالعه خود رفتار موجودی وجه نقد در ژاپن، فرانسه، آلمان و انگلستان را بررسی نمودند و در مطالعه خود از داده های 3989 شرکت در طول دوره 1983 تا 2000 استفاده کردند. یافته­های آن‌ها نشان داد ساختار قانونی کشور و ساختار مالکیت نقشی مهم در تعیین موجودی وجه نقد شرکت‌ها ایفا می­کند. آن‌ها دریافتند که درجه بالاتر محافظت از سهامداران، با میزان پایین­تر مانده وجه نقد در ارتباط بوده، تمرکز مالکیت نیز اثری منفی بر مانده وجه نقد دارد.

دیتمار و همکاران ]21[ نمونه­ای شامل11591شرکت از 45 کشور مختلف را در سال 1998 بررسی نمودند. نتایج آن‌ها نشان داد در کشورهایی که حمایت از سهامداران ضعیف است، مانده وجه نقد به طور قابل توجهی بالاتر است. همچنین شواهد نشان داد که در چنین کشورهایی سایر عوامل تعیین‌کننده وجه نقد دارای اهمیت کمتری است.

ازکان و ازکان ]36[ به بررسی عوامل مؤثر بر موجودی­نقد شرکت‌ها برای نمونه‌ای از شرکت‌های انگلیسی در طول دوره 1984 تا 1999 پرداختند. آن‌ها با استفاده از مدل رگرسیون مقطعی و نیز مدل نهایی وجه نقد پویا، بر اهمیت مالکیت مدیریت در بین سایر ویژگی­های حاکمیت شرکتی شامل ساختار هیأت مدیره شرکت تأکید نمودند و با متغیرهایی مانند میزان مالکیت مدیران نشان دادند که به طور خاص مالکیت مدیریت در شرکت‌ها با مانده وجه نقد شرکت رابطه با اهمیتی دارد و در کل فرصت­های رشد، جریان­های نقدی و دارایی‌های نقدی، اهرم مالی و بدهی بانکی عوامل مهمی در تعیین میزان موجودی نقد شرکت به شمار می­روند. این پژوهش نشان می­دهد که جریان­های نقدی و فرصت­های رشد شرکت‌ها آثار مثبتی بر موجودی نقد آن‌ها دارد. همچنین شواهد با اهمیتی وجود دارد که دارایی‌های جاری، اهرم مالی و بدهی بانکی آثار منفی بر سطح وجه نقد دارند.

فریرا و ویللا ]23[ عوامل مؤثر بر وجه نقد را در نمونه‌ای از شرکت‌های کشورهای اتحادیه اروپا از سال 1987 تا 2000 بررسی نمودند. آن‌ها در پژوهش خود از سه روش رگرسیونی متفاوت شامل: 1) مدل رگرسیون سری زمانی سالانه فاما و مکبث؛ 2) رگرسیون مقطعی تجمعی و 3) رگرسیون مقطعی با استفاده از میانگین متغیرها در سری زمانی استفاده نمودند. نتایج آن‌ها نشان داد که موجودی نقد به طور مثبتی تحت تأثیر فرصت­های سرمایه­گذاری و جریان‌های نقدی و به طور منفی تحت تأثیر نقدشوندگی دارایی‌ها، اهرم مالی و اندازه قرار دارد. بدهی بانکی و موجودی نقد نیز با یکدیگر رابطه منفی دارند و مؤید این است که روابط نزدیک بانکی شرکت‌ها را قادر می‌سازد که موجودی نقد کمتری با انگیزه احتیاطی نگهداری نمایند. شرکت‌ها در کشورهای با محافظت بیشتر از سرمایه­گذاران و مالکیت متمرکز نیز موجودی نقد کمتری دارند که نقش هزینه­های نمایندگی ناشی از اختیار مدیریت را تأیید می‌نماید.

گارسیا و همکاران ]25[ با استفاده از نمونه­ای متشکل از شرکت‌های بورس سهام اسپانیا در دوره ای از سال 1995 تا 2001 اثر کیفیت حسابداری را بر موجودی وجه نقد شرکت بررسی کردند. در این پژوهش، از مدل تعدیل شده ازکان و ازکان]36[ استفاده شده­است. نتایج این پژوهش نشان می­دهد که شرکت‌های با کیفیت اقلام تعهدی بالا در مقایسه با شرکت‌های با کیفیت اقلام تعهدی پایین، سطوح پایین­تری از وجه نقد نگهداری می­نمایند. یافته‌ها نشان می­دهد که با افزایش بدهی بانکی، موجودی نقد افزایش یافته، شرکت‌های با جریان نقدی بالاتر وجه نقد بیشتری نگهداری می­نمایند.

آقایی و همکاران ]1[ به بررسی عوامل مؤثر بر نگهداری موجودی‌های نقدی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. نمونه انتخابی آن‌ها شامل 283 شرکت و دوره زمانی پژوهش آن‌ها سال های 1379- 1384 است. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد که حساب‌های دریافتنی، خالص سرمایه در گردش، موجودی‌های کالا و بدهی‌های کوتاه مدت، به ترتیب از مهمترین عوامل دارای تأثیر منفی بر نگهداری موجودی‌های نقدی هستند. از طرف دیگر، فرصت‌های رشد شرکت، سود تقسیمی، نوسان جریان‌های نقدی و سود خالص، به ترتیب از مهمترین عوامل دارای تأثیر مثبت بر نگهداری موجودی‌های نقدی هستند، اما شواهد کافی در مورد تأثیر منفی بدهی‌های بلندمدت و اندازه شرکت‌ها بر نگهداری موجودی‌های نقدی وجود ندارد.

کاشانی‌پور و نقی نژاد ]13[ با انتخاب نمونه‌ای شامل 78 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1385-1380 به بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر حساسیت جریان نقدی-وجه نقد پرداختند. آن‌ها با استفاده از معیارهای اندازه شرکت، عمر شرکت، نسبت سود تقسیمی و گروه تجاری به عنوان نماینده‌ای از وجود محدودیت‌های مالی نشان دادند که جریان‌های نقدی تأثیر معنی‌داری بر سطوح نگهداری وجه نقد نداشته، همچنین تفاوت معنی‌داری بین حساسیت جریان‌های نقدی-وجه نقد شرکت‌های با محدودیت مالی و شرکت‌های بدون محدودیت مالی وجود ندارد.

تهرانی و حصارزاده ]7[ به بررسی تأثیر جریان‌های نقدی آزاد و محدودیت تأمین مالی بر بیش سرمایه‌گذاری و کم سرمایه‌گذاری در 120 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1385-1379 پرداختند. نتایج پژوهش آن‌ها نشان می‌دهد که رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و بیش سرمایه‌گذاری مستقیم و به لحاظ آماری معنی‌دار است. بین محدودیت در تأمین مالی و کم سرمایه‌گذاری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معنی‌داری وجود ندارد.

فخاری و تقوی ]12[ به بررسی تأثیر کیفیت اقلام تعهدی بر مانده وجه نقد شرکت‌ها با انتخاب نمونه‌ای از 150 شرکت در دوره زمانی81-85 پرداختند. در این پژوهش، کیفیت اقلام تعهدی با استفاده از مدل دچو و دیچو اندازه‌گیری شده است. نتایج نشان داد که کیفیت اقلام تعهدی رابطه منفی و معنی­داری با مانده نقد دارد؛ به این معنی که کیفیت اقلام تعهدی به عنوان عاملی مؤثر در میزان موجودی نقد مهم و مربوط است.

 

4. روش پژوهش

اطلاعات و نمونه

برای انجام این پژوهش، شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران به عنوان جامعه آماری در نظر گرفته شدند و نمونه آماری از میان این شرکت‌ها استخراج گردید. نمونه شامل تمام شرکت‌هایی است که همه شرایط زیر را دارا باشند: (1) پایان سال مالی آن‌ها 29 اسفند ماه باشد؛ (2) جزو شرکت‌های مالی (مثل بانک‌ها، موسسات بیمه) و شرکت‌های سرمایه‌گذاری نباشند؛ (3) در طی دوره مورد بررسی (1387- 1378) تغییر سال مالی نداشته باشند؛ (4) اطلاعات مالی آن‌ها قابل دسترس باشد. با اعمال تمام شرط‌های فوق، حجم نمونه بالغ بر 129 شرکت گردید. از آنجا که برخی از متغیرها بر اساس تغییرات محاسبه می‌شوند، سال‌های ابتدا و انتهای دوره زمانی از پژوهش حذف می‌شود و داده‌ها در مجموع 1032 سال-شرکت می‌گردد. آماره‌های توصیفی همة متغیرهای مورد استفاده در این پژوهش، در جدول شماره (1) ارائه گردیده است. اطلاعات و داده‌های خام مورد نیاز برای انجام این پژوهش از بانک‌های داده‌ای تدبیر پرداز و ره آورد نوین ارقام جمع‌آوری گردید.

 

 

فرضیه پژوهش

در راستای دستیابی به اهداف پژوهش، فرضیه‌ها به شرح زیر تدوین گردیده است:

1. بین سطح نگهداشت وجه نقد و درصد سرمایه‌گذاران نهادی در بورس اوراق بهادار تهران رابطه معنی‌داری وجود دارد.

2.بین سطح نگهداشت وجه نقد و درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره در بورس اوراق بهادار تهران، رابطۀ معنی‌داری وجود دارد.

 

روش برآورد مدل‌های پژوهش

برای برآورد مدل‌های پژوهش از روش رگرسیون ترکیبی استفاده شد. روش رگرسیون ترکیبی با توجه به وضعیت ضریب ثابت معادله به چهار روش قابل انجام است:

1-  روشی که معادله را بدون عرض از مبدأ برآورد می‌کند.

2-  روشی که ضریب ثابت مشترکی را برای تمام اعضای داده‌های ترکیبی در نظر می‌گیرد.

3-  روش اثرات ثابت که ضریب ثابت های متفاوتی را برای هر عضو داده‌های ترکیبی برآورد می‌نماید.

4-  روش اثرات تصادفی که در آن، ضریب ثابت برای اعضای داده های ترکیبی به صورت متغیر تصادفی هستند]14[.

برای انتخاب بین روش‌های مدل رگرسیونی تلفیقی و رگرسیون اثرات ثابت از آزمون F لیمر (تعمیم یافته) استفاده شده است. این روش متکی بر ضریب تعیین (R2) دو روش بوده، آزمون می‌نماید که آیا ضریب تعیین رگرسیون با اثرات ثابت به صورت معنی‌داری بزرگتر از ضریب تعیین مدل رگرسیونی تلفیقی است یا خیر]39[. آماره این آزمون در زیر ارائه شده است:

 

در آماره فوق،  R2FE: ضریب تعیین رگرسیون با اثرات ثابت؛ R2POOL: ضریب تعیین مدل رگرسیونی تلفیقی (عرض از مبدا مشترک)؛ n: تعداد مشاهدات مقطعی، t: تعداد دوره‌های زمانی پژوهش (تعداد سال ها)؛ nt: تعداد کل مشاهدات و k: تعداد متغیرهای مستقل (توضیحی) مدل است. فرضیه H1 این آزمون بیانگر وجود تفاوت معنی‌دار در بین ضریب تعیین دو روش است. آزمون هاسمن ما را در انتخاب و به کارگیری یکی از روش‌های اثرات ثابت (FE) و اثرات تصادفی (RE) یاری می‌رساند. آزمون هاسمن دارای توزیع مجانبی خی دو (کای دو) بوده، درجات آزادی آن برابر با تعداد متغیر‌های توضیحی (تعداد رگرسورها) است. فرضیه H1 این آزمون بیانگر وجود تفاوت معنی‌دار در ضرایب برآوردی دو روش اثرات ثابت و تصادفی است. درصورت پذیرش فرضیه H0 از روش اثرات تصادفی و در صورت پذیرش فرضیه H1 از روش اثرات ثابت استفاده می‌شود. آماره آزمون هاسمن در زیر ارائه شده است:

 

که در این آماره، b: ضرایب برآوردی تحت روش FE و B: ضرایب برآوردی تحت روش RE است.

پس از انجام این آزمون‌ها مشخص گردید که مدل اثرات ثابت و مدل اثرات تصادفی بر مدل داده‌های ادغام شده برتری ندارند، بنابراین، از مدل داده‌های ادغام شده استفاده گردید. فرضیه‌ها از طریق نتایج حاصل از مدل‌های اقتصاد سنجی و رگرسیون چند متغیره مورد آزمون قرار ‌گرفتند. برای تعیین معنی‌دار بودن کل مدل رگرسیون از آمارۀ F فیشر استفاده شده است. برای بررسی معنی‌دار بودن ضریب متغیرهای مستقل در هر مدل، از آمارۀ t استیودنت در سطح اطمینان 90%، 95% و 99%  استفاده شده است. از آزمون دوربین واتسون نیز برای بررسی نبود مشکل خودهمبستگی بین جملات پسماند استفاده گردید. به منظور آزمون نرمال بودن داده‌ها از آزمون نرمال بودن جملات پسماند بر اساس محاسبۀ نرم افزار Eviews استفاده شد. بر این مبنا در صورتی که نتایج حاصل در قسمت احتمال بزرگتر از 5% باشد، فرض صفر مبنی بر توزیع نرمال پذیرفته می‌شود که بر نرمال بودن توزیع داده‌ها دلالت دارد. از آزمون همخطی نیز برای بررسی نبود همبستگی بین متغیرهای مستقل مدل‌های پژوهش استفاده شد]10[.

 

مدل پژوهش

با توجه به مطالب مذکور در مورد متغیرهای توضیحی، مدل پژوهش که بر گرفته از پژوهش‌های هارفورد و همکاران ]27[، گارسیا و مارتینز ]24[، گارسیا و همکاران ]25[، لی ]32[، آقایی و همکاران ]1[، کاشانی‌پور و نقی نژاد ]13[، تهرانی و حصارزاده ]7[ و فخاری و تقوی ]12[ است، به صورت زیر نشان داده می‌شود:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

وجه­نقد CASH مستقیماً از ترازنامه به دست می­آید. INSTOWN: درصد مالکیت نهادی سهام بوده و عبارت است از درصد سهام در دست مالکین نهادی؛ OUTD: درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره است و نسبت (درصد) اعضای غیرموظف هیأت مدیره به کل اعضای هیأت مدیره است. به منظور اعتبار بخشی بیشتر به مدل و اتکای بیشتر نتایج، متغیرهای کنترلی به شرح زیر بررسی می‌گردد:

کیفیت اقلام تعهدی از نظر سرمایه‌گذاران به معنی نزدیکی سود حسابداری به وجه نقد است]9[. سنجش کیفیت اقلام تعهدی با استفاده مدل تعدیل شده دچو و دیچو]20[، انجام می­شود که اقلام تعهدی جاری را با جریان­های نقدی ناشی از عملیات گذشته، جاری و آینده مرتبط می‌کند. مدل دچو و دیچو ]20[ به شرح زیر است:

 

 

 

که داریم: =WCA اقلام تعهدی سرمایه در گردش شرکت i در سال t؛ =CFO مجموع جریان­های نقد عملیاتی در سال t، =AvgAssets میانگین دارایی‌های شرکت i در سال t است که از تقسیم مجموع دارایی‌های شرکت در سالt و t-1 بر 2 به دست می­آید که به منظور جلوگیری از پراکندگی واریانس­ها، تمام متغیرها بر آن تقسیم شده­اند.

=ε نشان­دهنده اقلام تعهدی است که توسط جریان­های نقدی گذشته، جاری و آینده توضیح داده نشده است. بنابراین قدرمطلق مقدار باقیمانده برای مشاهدات هر سال-شرکت، اثر معکوس بر اندازه کیفیت اقلام تعهدی دارد؛ به این معنی که هر چه ε بیشتر باشد، کیفیت اقلام تعهدی کمتر می­شود.

 =β ضریب رگرسیون

در این پژوهش، برای کیفیت اقلام تعهدی از مدل بال و شیوا کومار ]18[ که شامل سه متغیر اضافه بر مدل دچو و دیچو ]20[ است، استفاده می‌شود:

 

 

 

 

CFO∆= تغییرات در جریان‌های نقدی عملیاتی؛ =D متغیر مجازی است که اگرCFO∆ منفی باشد، برابر با 1 است و در غیر این‌صورت صفر خواهد بود.(=D(CFOi,t/AvgAssetsi,t اثر متقابل بین این دو متغیر است.

فرصت‌های رشد(GROWP): که برای اندازه‌گیری آن از  qتوبین استفاده می‌شود که عبارت است از نسبت ارزش بازار شرکت به ارزش دفتری دارایی‌ها.

اندازۀ شرکت(SIZE): برای اندازه‌گیری بزرگی شرکت از فروش استفاده می­شود.

ساختار سررسید بدهی‌ها (LTDEBT): برای تعیین ساختار سررسید بدهی‌ها از نسبت بدهی‌های بلند مدت به کل دارایی‌ها استفاده می‌شود.

ارتباط با موسسات مالی(BANKD): این ارتباط به صورت نسبت بدهی بانکی به کل بدهی‌ها محاسبه می­شود.

هزینۀ فرصت سرمایۀ سرمایه‌گذاری شده در دارایی‌های نقدی(RSPREAD):که به صورت تفاوت میان بازده دارایی‌های شرکت(نسبت سود ناخالص عملیاتی به کل دارایی‌ها) و نرخ بهره بدون ریسک (اوراق مشارکت دولتی کوتاه مدت) ،محاسبه می‌شود.

اهرم شرکتLEV: که به صورت نسبت کل بدهی‌ها به کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود.

سایر دارایی‌های نقدیLIQ: برای اندازه‌گیری سایر دارایی‌های نقدی موجود که ممکن است جایگزین نقد باشند.

نسبت LIQ را محاسبه می­کنیم که آن برابر است با سرمایه در گردش منهای وجه نقد تقسیم بر کل دارایی‌ها.

ظرفیت تولید جریان‌های نقدی CFLOW: که برابر است با مجموع جریان‌های نقد عملیاتی که نشان­دهنده یک منبع اضافی نقدینگی برای شرکت است و بنابراین، می‌تواند جایگزین وجه نقد باشد.

درصد تقسیم سودPDP: که عبارت است از سود پرداخت شده به کل سود ]8[.

INV: نسبت سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت بر خالص دارایی‌های ثابت اول دوره.

AGE: تعداد سال‌هایی که شرکت به عملیات خود ادامه داده است (از سال تأسیس).

BUS - GROUP: متغیر موهومی بوده، در صورتی که شرکت عضو گروه تجاری باشد، مقدار یک و در غیر این صورت مقدار صفر می‌گیرد.

در شرکت‌های با حفاظت ضعیف سهامداران، مدیران می‌توانند با مصونیتی نسبی، وجه نقد را انباشته کنند و سود نقدی کمتری تقسیم کنند. در ادبیات حاکمیت شرکتی، دو نگرش در مورد سرمایه‌گذاران نهادی وجود دارد. فرضیه نظارت کارآمد و فرضیه همگرایی منافع. فرضیه نظارت کارآمد بیان می‌کند که با سرمایه‌گذاری بیشتر سهامداران نهادی، نظارت کاراتری بر شرکت اعمال می‌شود و بسیاری از مشکلات نمایندگی رفع می‌گردد. در حالی که فرضیه همگرایی منافع بیان می‌دارد که منافع سرمایه‌گذاران نهادی عمده با منافع مدیریت همسو است و این مسأله می‌تواند باعث ترغیب مدیران به اتخاذ تصمیمات غیر بهینه شود. بنابراین، سرمایه‌گذاران نهادی با نظارت کارآمد خود می‌توانند مانع از انباشته شدن وجه نقد شرکت شوند و در صورت عدم نظارت کارآمد باعث افزایش نگهداشت وجه نقد می‌شوند. بنابراین، بین درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره و سطح نگهداشت وجه نقد، رابطه‌ای منفی پیش‌بینی می‌شود ]5[، ]6[، ]17[ و ]22[.

افزایش کیفیت اقلام تعهدی می‌تواند باعث کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در مورد شرکت شود و از آنجا که عدم تقارن اطلاعاتی عاملی مؤثر بر سطح نگهداشت وجه نقد شرکت است، طبق تئوری عدم تقارن اطلاعاتی می‌توان بین کیفیت اقلام تعهدی و سطح نگهداشت وجه نقد، رابطه‌ای منفی را پیش‌بینی نمود ]12[.

شرکت‌های با جریان‌های نقدی بالا دارای هزینه‌های پایین‌تر کسری نقدینگی هستند و در نتیجه، انگیزه پایینی برای نگهداری زیاد وجوه نقدی دارند. در نتیجه، انتظار می‌رود که ضریب متغیر CFLOW منفی باشد. هر چند از این منظر که شرکت‌ها تأمین مالی داخلی را بر تأمین مالی خارجی ترجیح می‌دهند، انتظار می‌رود که شرکت‌های با جریان‌های نقدی بالاتر، وجوه نقدی بیشتری را انباشته کنند. در این صورت، ضریب متغیر CFLOW مثبت پیش‌بینی می‌شود]33[. ارتباط بین متغیر GROWP و سطح نگهداری وجه نقد به صورت مثبت پیش‌بینی می‌گردد. شرکت‌هایی که دارای فرصت‌های رشد بالایی هستند، به منظور بهره برداری از فرصت‌های سرمایه‌گذاری بالقوه و جلوگیری از عدم بهره‌برداری از فرصت‌های سرمایه‌گذاری سودآور، وجوه نقد بالایی را نگهداری می‌کنند. انتظار می‌رود که ارتباط بین سرمایه‌گذاری (INV) و نگهداری وجوه نقد مثبت باشد، زیرا شرکت‌های با سرمایه‌گذاری بالا در دارایی‌های ثابت، به منظور انجام مخارج سرمایه‌ای احتمالا وجوه نقدی بیشتری نگهداری خواهند نمود. بنابراین بین مخارج سرمایه‌ای و سطح نگهداشت وجه نقد، رابطه‌ای مثبت پیش‌بینی می‌گردد ]13[. شرکت‌های کوچک و جوان نسبت به سایر شرکت‌ها از مشکلات عدم تقارن اطلاعاتی بیشتری برخوردار هستند. در نتیجه، انتظار می‌رود چنین شرکت‌هایی، وجوه نقدی بیشتری را نسبت به بقیه شرکت‌ها نگهداری کنند، پس ارتباط بین متغیرهای SIZE و AGE با سطح نگهداری وجه نقد به صورت منفی پیش‌بینی می‌شود]17[. از آنجا که نسبت اهرم مالی، خود به عنوان عاملی برای تعیین توانایی شرکت برای انتشار اوراق بدهی جدید به شمار می­رود، اگر قدرت بازپرداخت هزینه­های تأمین­مالی توسط شرکتی بالا باشد، از انعطاف پذیری مالی بالاتری برخوردار است، در نتیجه، ممکن است وجه نقد کمتری نگهداری نماید. بنابراین، ارتباط بین متغیر LEV و سطح نگهداری وجه نقد به صورت منفی پیش‌بینی می‌شود.

شرکت‌هایی که سود تقسیمی بالایی را پرداخت می‌کنند، می‌توانند در مواقع لزوم، اقدام به کاهش و یا قطع پرداخت سود نموده، بدین ترتیب اقدام به تأمین مالی سرمایه‌گذاری‌های خودشان نمایند، لیکن قطع سود سهام می‌تواند بر قیمت بازار سهام شرکت اثری منفی برجای گذاشته، موجب کاهش شهرت شرکت گردد ]17[. از طرفی، امکان دارد شرکت‌هایی که سود تقسیم می‌کنند، نسبت به شرکت‌هایی که سود تقسیم نمی‌کنند ، به منظور افزایش توان شرکت برای پرداخت سود تقسیمی ، وجوه نقد بیشتری نگهداری کنند ]36[. در نتیجه، هیچ ارتباط مثبت و منفی مابین متغیر DIVIDEND و سطح نگهداری وجه نقد پیش‌بینی نمی‌شود. به دلیل دسترسی آسان و کم هزینه شرکت‌های عضو یک گروه تجاری به وجوه نقد و منابع تأمین سرمایه، انتظار می‌رود که متغیر BUS – GROUP  به صورت منفی با سطح نگهداری وجه نقد مرتبط باشد ]17[. شرکت‌های با درجه اعتباری بالا به واسطه سهولت ایجاد بدهی، معمولاً از بدهی کوتاه‌مدت استفاده می­نمایند و مانده وجه نقد کمتری نگهداری می‌کنند. بنابراین، بین سطح نگهداشت وجه نقد و بدهی بانکی (BANK) رابطه‌ای مثبت پیش‌بینی می‌شود ]19[. دارایی‌های جاری می‌تواند جایگزینی برای وجه نقد تلقی شود. بنابراین، انتظار می­رود که شرکت‌های با قدرت نقدینگی بیشتر LIQ، وجه نقد کمتری نگهداری نمایند]23[. هرچه سررسید بدهی‌ها طولانی‌تر باشد، شرکت‌ها وجه نقد کمتری نگهداری می‌کنند. بنابراین، انتظار می‌رود بین سطح نگهداشت وجه نقد و میزان بدهی‌های بلندمدت LTDEBT رابطه‌ای منفی برقرار باشد. هرچه هزینه فرصت بیشتر باشد، مدیران سعی در نگهداشت کمتر وجه نقد و معادل های نقدی می‌نمایند. بنابراین، بین سطح نگهداشت وجه نقد و هزینه فرصت RSPREAD رابطه‌ای منفی پیش‌بینی می‌شود.

آمار توصیفی

نگاره شماره 1 حاوی آمار توصیفی داده‌های مورد مطالعه برای استفاده در رگرسیون خطی است.

 

نگاره 1. آماره‌های توصیفی متغیرهای مورد استفاده قرار گرفته در این پژوهش

متغیر

تعداد مشاهدات

میانگین

میانه

حداکثر

حداقل

انحراف معیار

چولگی

کشیدگی

CASHt

1032

35662.31

7641.5

3032832

1323

146310.8

13.49718

236.3269

AQ-DD

1032

99404.91

39472.06

5320336

9338. 39

249778.3

11.65497

205.5078

GROWP

1032

1.010185

0.63975

725. 10

0.7742

1.276666

3.727911

21.22711

SIZE

1032

621714.8

184005

36898610

293

2107479

11.4898

169.4011

LTDEBT

1032

0.093323

0.06465

1619. 1

0

0.09939

3.012101

22.91023

BANK

1032

0.301734

0.27935

6678. 1

0

0.21011

0.680759

4.006435

RSPREAD

1032

1.79014-

3.70205-

8847 .276

24. 1624-

54.89079

24.633-

742.8939

LEV

1032

0.612335

0.6632

9107. 2

0165. 1-

0.311244

0.076079-

9.048802

LIQ

1032

0.08339

0.0549

3575. 1

0917. 15-

0.561176

19.14266-

519.8339

CFLOW

1032

107905.2

20895

9821295

2413332-

519089.8

10.52551

161.849

PDP

1032

0.27988-

0.36975-

6858. 104

1093. 84-

5.703042

6.919107

205.7931

INV

1032

0.456474

0.28915

7.5609

0.0005

0.579259

66.70219

6.116362

AGE

1032

32.34722

35

54

4

12.23967

2.187354

0.3561-

BUS-GROUP

1032

0.513889

1

1

0

0.500503

1.003089

0.05558-

INSTOWN

1032

46678. 0

519. 0

9686. 0

0

331221. 0

5. 1-

25. 3

OUTD

1032

64484. 0

6. 0

1

14.

173594. 0

151072. 0-

918156. 2

 

ن

 

با توجه به این‌که از روش ترکیب داده‌های سری زمانی و مقطعی برای آزمون فرضیه‌های پژوهش استفاده می‌کنیم، لذا تعداد مشاهدات سال – شرکت بر اساس داده‌های ترکیبی متوازن، 1032 مشاهده بوده است.بررسی میزان چولگی و کشیدگی هر یک از متغیرها و مقایسه آن با توزیع نرمال، نشان می‌دهد که کلیه متغیرهای پژوهش به صورت نرمال توزیع شده است.

5. تجزیه و تحلیل نتایج

نتایج حاصل از اجرای مدل پژوهش در نگاره شماره (2) نشان داده شده است. آماره‌ دوربین – واتسون (91/1) نشان دهندة فقدان خود همبستگی سریالی در پسماندها است. آماره F در رگرسیون‌های برآوردی در سطح اطمینان 99 درصد معنی‌دار است. بین متغیرهای مستقل مدل‌های پژوهش نیز همخطی وجود ندارد.


 

نگاره 2- خلاصه نتایج آماری حاصل از آزمون فرضیه پژوهش با استفاده از رگرسیون ترکیبی

متغیر وابسته (CASHt)

متغیرها

ضریب

خطای استاندارد

آماره t

احتمال

CASHt-1

0.507947

0.02694

18.85447

0.0000

AQ-DD

0.05626

0.006485

8.67411

0.0000

GROWP

0.70322

989.3423

0.00071

0.4821

SIZE

0.035502-

0.001497

23.72053-

0.0000

LTDEBT

57/13660

53/17082

799681/0

4241/0

BANK

33/16578

722/5998

763644/2

0058/0

RSPREAD

22.4857-

24.95259

0.90114-

0.3677

LEV

15083.7-

4072.237

3.70402-

0.0002

LIQ

27873.8-

2492.327

11.1839-

0.0000

CFLOW

0.053844

0.003516

15.31518

0.0000

PDP

321.7477

234.6477

1.371195

0.1706

INV

0.005665

0.002002

2.82944

0.0049

BUS-GROUP

0.001677

0.002153

0.779028

0.4365

AGE

0.0000251

0.0000833

0.301329

0.7633

INSTOWN

0097/0-

006718/0

4435/1-

1502/0

OUTD

02037/0-

010824/0

88159/1-

0611/0

R2

0.915534

آماره دوربین واتسون

1.918752

R2 تعدیل شده

0.914623

خطای استاندارد

42750.95

آماره F

1005.083

 

 

احتمال آماره F

0.0000

 

 

ضریب متغیر CASHit-1  عدد 0.507947 بوده، در سطح اطمینان 99 درصد معنی‌دار است. این شواهد بیانگر آن است که شرکت‌ها نمی‌توانند با تغییر در ویژگی‌های شرکتی فوراً سطح نگهداری وجه نقد جاری را به وجه نقد هدف تعدیل کنند و یا به دیگر سخن، فرآیند تأخیر در تعدیل سطح نگهداری وجه نقد جاری به سطح نگهداری وجه نقد مطلوب وجود دارد. این یافته، مطابق با یافته ازکان و ازکان ]36[ است. ضریب متغیر AQ-DD  عدد 0.05626 بوده، از آنجا که این متغیر، شاخصی معکوس از کیفیت اقلام تعهدی است، بین کیفیت اقلام تعهدی و سطح نگهداشت وجه نقد در سطح اطمینان 99 درصد رابطه معنی‌داری وجود دارد. این یافته با نتایج پژوهش فخاری و تقوی ]12[ مطابقت دارد. ضریب متغیر GROWP عدد 0.070322 بوده، در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار نیست و نشان می‌دهدکه فرصت‌های رشد، اثری بر سطح نگهداری وجه نقد ندارد. ضریب متغیر SIZE عدد 0.035502- و در سطح خطای 1 درصد معنی‌دار و دارای علامت انتظاری است. این یافته نشان می‌دهدکه با افزایش اندازه شرکت (معیار معکوسی از مشکلات عدم تقارن اطلاعاتی و مسایل نمایندگی) سطح نگهداری وجه نقد کاهش می‌یابد. ضریب متغیر LTDEBT  عدد 57/13660 بوده، در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار نیست. ضریب متغیر BANK  عدد 33/16578 بوده، در سطح اطمینان 99 درصد معنی‌دار است. این مورد بیانگر این موضوع است که بدهی بانکی با سطح نگهداشت وجه نقد، رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. ضریب متغیر RSPREAD عدد 22.4857- بوده، در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار نیست. ضریب متغیر LEV  عدد 15083.7- و در سطح خطای 1 درصد معنی‌دار می‌باشد. ضریب متغیر LIQ عدد 27873.8- بوده، در سطح خطای 1 درصد معنی‌دار و دارای علامت انتظاری است. ضریب متغیر CFLOW عدد 0.053844 بوده، در سطح اطمینان 99 درصد معنی‌دار است. این مورد بیانگر این موضوع است که سطح جریان نقدی با سطح نگهداشت وجه نقد، رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. ضریب متغیر PDP عدد 7477/321 بوده، در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار نیست. ضریب متغیر INV عدد 0.005665 بوده و در سطح خطای 1 درصد معنی‌دار است. این ضریب دارای علامت انتظاری بوده و نشان می‌دهدکه شرکت‌ها به منظور حمایت و پشتیبانی از اجرای پروژه‌های سرمایه ای، با افزایش مخارج سرمایه‌ای خودشان اقدام به افزایش سطح نگهداری وجوه نقدی می‌کنند. ضریب متغیر (BUS-GROUP) عدد 0.001677 و در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار نیست. ضریب متغیر AGE عدد 0000251/0 بوده و در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار نیست. ضریب متغیر INSTOWN عدد 0.0097- بوده، در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار نیست. ضریب متغیر OUTD عدد 02037 / 0- بوده، در سطح خطای 10 درصد معنی‌دار و دارای علامت انتظاری است.

 

6. نتیجه‌گیری

در این تحقیق، فرضیه‌های مطرح شده مبنی بر وجود رابطه معنی‌دار، بین سطح نگهداشت وجه نقد و مکانیزم‌های نظارتی حاکمیت شرکتی شامل درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی و درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره، آزمون گردید. طبق تئوری‌های موجود، سرمایه‌گذاران نهادی با نظارت کارآمد، خود می‌توانند مانع از انباشته شدن وجه نقد شرکت شوند و در صورت عدم نظارت کارآمد، باعث افزایش نگهداشت وجه نقد می شوند. با افزایش درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره، احتمال اعمال نظارت کارآمد بر شرکت و کاهش وجه نقد اضافی شرکت افزایش می‌یابد ]27[ و ]32[. نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌های پژوهش، بیانگر این مسأله است که بین سطح نگهداشت وجه نقد و درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی رابطه معنی‌داری وجود ندارد؛ یعنی تغییر در درصد مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی ، توجیه کننده تغییرات در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران نیست. این نتایج با نتایج پژوهش هارفورد و همکاران ]27[ که به رابطه‌ای مثبت بین مالکیت سرمایه‌گذاران نهادی و سطح نگهداشت وجه نقد دست یافتند، در تضاد است. همچنین، نتایج پژوهش بیانگر رابطه‌ای منفی و معنی‌دار بین سطح نگهداشت وجه نقد و درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره است. این نتیجه با تئوری های موجود و نتایج پژوهش لی ]32[ مطابقت دارد. به طور کلی، نتایج پژوهش نشان می‌دهد که تقریباً 91 درصد از تغییرات در سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران به وسیله تغییرات متغیرهای به کار گرفته شده در مدل پژوهش، توضیح داده می‌شود.

 

7- پیشنهادهای پژوهش

الف- پیشنهادهای حاصل از نتایج پژوهش

با توجه به نتایج این تحقیق به نظر می‌رسد که نقش سهامداران نهادی در بورس اوراق بهادار تهران در زمینه سطح نگهداشت وجه نقد شرکت‌ها بسیار ضعیف است. بنابراین:

1- استفاده‌کنندگان از گزارش‌های مالی باید بدانند که حضور سهامداران نهادی در یک شرکت، اطمینان کافی از نظارت کارآمد بر سطح نگهداشت وجه نقد توسط شرکت‌ها را فراهم نمی‌کند.

2- پیشنهاد می‌شود، افشای بیشتری درمورد اطلاعات مربوط به ساختار هیأت مدیره شرکت‌ها صورت بگیرد، چرا که همان‌طور که نتایج این پژوهش نشان می‌دهد، با افزایش درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره، نظارت کارآمدی بر سطح نگهداشت وجه نقد توسط شرکت‌ها صورت می‌گیرد و سطح نگهداشت وجه نقد توسط شرکت‌ها کاهش می یابد.

 

ب- پیشنهاد برای پژوهش‌های آتی

1- بررسی رابطه مکانیزم‌های نظارتی حاکمیت شرکتی، شامل درصد سرمایه‌گذاران نهادی و درصد اعضای غیرموظف هیأت مدیره با سطح نگهداشت وجه نقد توسط شرکت‌ها در دوره زمانی طولانی‌تر و همچنین در گروه صنایع جداگانه در بورس اوراق بهادار تهران.

2- انجام پژوهش حاضر با در نظر گرفتن سایر معیارهای حاکمیت شرکتی و همچنین با استفاده از الگوهای ریاضی و آماری جدید.

 

 

  1. آقایی، محمدعلی؛ نظافت، احمدرضا؛ ناظمی اردکانی، مهدی و علی اکبر جوان. (1388). «بررسی عوامل مؤثر بر نگهداری موجودی‌های نقدی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»،  پژوهش‌های حسابداری مالی، سال اول، شماره اول و دوم، صص 53-70.
  2. احمدپور، احمد و امیر رسائیان. (1385). «رابطۀ اطلاعات مالی و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام»، نامۀ اقتصادی مفید، سال دوازدهم، ش 57، صص.29-48.
  3. احمدپور، احمد و امیر رسائیان. (1385). «بررسی اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام در بورس اوراق بهادار تهران»، مجلۀ علوم انسانی و اجتماعی دانشگاه مازندران، سال ششم، شماره بیستم، ویژه اقتصاد، صص.13-38.
  4. احمدپور، احمد و امیر رسائیان. (1385). «رابطۀ بین معیارهای ریسک و اختلاف قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی دانشکده مدیریت دانشگاه تهران، سال سیزدهم، ش 46، صص.37-60.
  5. ایزدی نیا، ناصر و امیر رسائیان. (1389). «رابطه برخی از ابزارهای نظارتی راهبری شرکت و معیارهای اقتصادی و مالی ارزیابی عملکرد»، دانش حسابداری، شماره اول، صص. 53-72.
  6. ایزدی نیا، ناصر و ا میر رسائیان، (1389). «پراکندگی مالکیت و نقدشوندگی سهام»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، ش 60، صص. 3-22.
  7. تهرانی، رضا و رضا حصار زاده. (1388). «تأثیر جریان‌های نقدی آزاد و محدودیت در تأمین مالی بر بیش سرمایه گذاری و کم سرمایه گذاری»، تحقیقات حسابداری ، ش 3، ص 3.
  8. رسائیان، امیر و جعفر اصغری. (1386). «بررسی رابطۀ بین معیارهای حسابداری ارزیابی عملکرد و ارزش افزوده اقتصادی (EVA) در بورس اوراق بهادار تهران»، نامه اقتصادی مفید، سال سیزدهم، ش 60، صص.61-88.
  9. رسائیان، امیر و وحید حسینی. (1387). «رابطۀ کیفیت اقلام تعهدی و هزینه سرمایه در ایران»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی دانشکده مدیریت دانشگاه تهران، سال سیزدهم، ش 53، صص.67-82.

10. شیرین بخش ، شمس اله و زهرا حسن خوانساری. (1384). کاربرد Eviews در اقتصاد سنجی، چاپ اول ، انتشارات پژوهشکده امور اقتصادی.

11. صلواتی، شاپور و امیر رسائیان. (1386). «بررسی رابطه بین ساختار سرمایه و نقدشوندگی سهام در ایران»، نامه اقتصادی مفید، سال سیزدهم، ش 63، صص.143-163.

12. فخاری، حسین و سید روح اله تقوی. (1388). «کیفیت اقلام تعهدی و مانده وجه نقد»، بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، دوره 16، ش 57، صص. 69-84.

13. کاشانی‌پور، محمد و بیژن نقی نژاد. (1388). «بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر حساسیت جریان نقدی وجه نقد»، تحقیقات حسابداری، شماره دوم، صص 72-93.

14. گجراتی، دامودار. (1383). مبانی اقتصاد سنجی. جلد دوم، ترجمه دکتر حمید ابریشمی، تهران: مؤسسه انتشارات و چاپ دانشگاه تهران، چاپ سوم.

15. مهرانی، ساسان و امیر رسائیان. (1388). «بررسی رابطه بین معیارهای نقدشوندگی سهام و بازده سالانه سهام در بورس اوراق بهادار تهران»، مجله پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، صص. 217-230.

16. مهرانی، ساسان؛ کاشانی پور، محمد و امیر رسائیان. (1388). «عوامل تعیین کننده ساختار سرمایه در ایران»، فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی، ویژه نامه بورس، صص. 125-151.

  1. Arslan, O., Florackis, C., Ozkan, A., (2006). The Role of Cash Holdings in Reducing Investment-Cash Flow Sensitivity: Evidence from a Financial Crisis Period in an Emerging Market. Emerging Markets Review. 7, 320-338.
  2. Ball, R., and L. Shivakumar, (2005). The Role of Accruals in Asymmetrically Timely Gain and Loss Recognition, Journal of Accounting Research 44, 207–242.
  3. Barclay، M. and Smith، C. Jr.، (1995). The Athurity Structure of Corporate Debt، Journal of Finance،Vol. 50, pp. 609–31.
  4. Dechow, P., and I. Dichev, (2002). The Quality of Accruals and Earnings: The Role of Accrual Estimation Errors, Accounting Review 77, 35–59.
  5. Dittmar, A., J. Mahrt-Smith, and H. Servaes, (2003). International Corporate Governance and Corporate Cash Holdings, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 38, 111–133.
  6. Drobetz, W, M.Gruninger and S.Hirschvogl, (2010), Information Asymmetry and the Value of Cash, Journal of Banking & Finance, Vol 34, pp.2168-2184.
  7. Ferreira, M. A., and A. Vilela, (2004). Why Do Firms Hold Cash? Evidence from EMU Countries, European Financial Management, Vol. 10, No. 2, 295–319
  8. Garcia-Teruel, P. J., and P. Martinez-Solano, (2008). On the Determinants of SME Cash Holdings: Evidence from Spain", Journal of Business Finance and Accounting 35, 127–149.
  9. Garcia-Teruel, P. J., P. Martinez-Solano, J. P. Sanchez-Ballesta, (2009). Accruals Quality and Corporate Cash Holdings, Journal of Accounting and Finance, Vol 49, pp.95–115
  10. Guney Yilmaz، Ozkan Aydin، Ozkan Neslihan، (2003). Additional International Evidence on Corporate Cash Holdings, available at www.ssrn.com, id=406721.
  11. Harford, Jarrad; Mansi, Sattar A., and William F. Maxwell, (2008). Corporate Governance and Firm Cash Holdings, Journal of Financial Economics, Vol 87, pp.535-555.
  12. Jani، E.، Hoesli، M.، Bender، A.، w.d.، (2004). Corporate Cash Holdings and Agency Conflicts, available at www.ssrn.com,id=563863.
  13. Jensen، M., (1986), Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeover, AmericanEconomic Review، Vol. 76، pp. 323–9.
  14. Jensen، M.C.، Meckling، W.H.، (1976). Theory of the Firm Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics، October، V. 3، No. 4، pp. 305-360.
  15. Kim, C. S., D. Mauer, and A. E. Sherman, (1998). The Determinants of Corporate Liquidity: Theory and Evidence, Journal of Financial and Quantitative Analysis 33, 335–359.
  16. Lee, Cheng.Few, (2009). Cash Holdings, Corporate Governance Structure and Firm Valuation, Review of Pacific Basin Financial Markets and Policies, Vol. 12, No. 3, pp. 475-508.
  17. Marchica. M.T., Mura, R., (2007). Cash Holding Policy and Ability to Invest: How Do Firms Determine Their Capital Expenditures? available at www.ssrn.com.
  18. Myers، S.C.، Majluf، N.S.، (1984). Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information that Investors Do Not Have، Journal of Financial Economics 13، 187-221.
  19. Opler Tim, Pinkowitz Lee, Stulz ReneH, Williamson Rohan, (1999). The Determinants and Implications of Corporate Cash Holdings, Journal of Financial Economics 52, 3-46
  20. Ozkan Aydin, Ozkan Neslihan, (2004). Corporate Cash Holdings: An Empirical Investigation of UK Companies, Journal of Banking & Finance, 28, 2103–2134.
  21. Stulz, R., (1990). Managerial Discretion and Optimal Financing Policies, Journal of Financial Economics 26, 3–27.
  22. Titman.SH. and Wessels.R, (1988). The Determinants of Capital Structure Choice, Journal of Finance, Vol.43, No.1.
  23. Yafee, R., (2003). A Primer for Panel Data Analysis. New York University, derivation from: http://www.nyu. edu/its/ pubs/connect/fall03/yafee_primer.html