نویسندگان
1 استاد حسابداری دانشگاه شیراز
2 کارشناس ارشد حسابداری دانشگاه شیراز
3 دانشجوی دکتری حسابداری دانشگاه شیراز
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
 The main objective of this study is to investigate the relationship between changes in inventory, changes in profitability and firmâs value. Another goal of this study is to examine the influence of changes in accounts receivable and administrative costs and sales on the relationship between changes in inventory, changes in profitability and firmâs value. For this purpose, four main hypotheses and six sub-hypotheses were developed. A sample of 96 companies were selected having features proposed in this survey during from 2004 to 2009. In this research we used Hausman, Chow and Breush-Pagan LM tests to determine an appropriate estimate model. Also, to test the research hypotheses we conducted correlation analysis (Pearson coefficient) and regression. The results of testing sub-hypotheses 1-1 and the main second hypothesis indicated significant negative relationship between changes in inventory, short-term changes in firm earnings and changes in firmâs value. Further, the results of sub-hypotheses 1-2 and 1-3 indicated no significant relationship between changes in inventory with long-term changes in firm earnings and changes in asset returns. Further more, the results of third and fourth hypotheses show that there is no significant relationship between control variables with changes in inventories, firmâs profitability and value.
کلیدواژه‌ها [English]
همواره موجودیهای کالا قسمت اعظمی از سرمایهگذاریها و مصارف منابع شرکتها را تشکیل داده و از نظر مبلغ بسیار با اهمیت بوده و در نتیجه، بر فعالیتهای سودآوری شرکتها نیز به میزان قابل توجهی تأثیرگذار است. تاکنون پژوهشهای خارجی متعددی در خصوص ارتباط بین موجودیهای کالا، سودآوری و عملکرد شرکتها انجام شده است. برای نمونه، بلیندر و مکینی ]16[، معتقدند مدیریت موجودیکالا به روشهای گوناگونی بر عملکرد شرکت تأثیرگذار است. آنان همچنین، بیان کردند که از طریق نگهداری موجودیکالا، شرکتها میتوانند برنامهریزی تولید را بهبود بخشیده، هزینههای کمبود و یا نبود موجودیکالا را به حداقل برسانند و هزینههای خرید را از طریق خریدهای عمده و سوداگری در قیمت معاملات به میزان قابل توجهی کاهش دهند. آنها بیان میکنند که در این میان نباید هزینههای نگهداری، از قبیل، هزینه فرصت، هزینه مکان، هزینه جابهجایی، منسوخ شدن، بیمه، ضایعات و هزینههایی از این دست را نادیده گرفت ]16[. افزون بر این، برخی از پژوهشگران، همچون (گربر ]21[؛ ماینر ]30[؛ خوئری]26[ و کات ]18[) معتقدند داراییهای جاری که از مجموع موجودیکالا، حسابهای دریافتنی، سرمایهگذاریهای کوتاهمدت (وجه نقد و معادل وجه نقد) و اقلام تعهدی کوتاه مدت تشکیل شده است، برای شرکت همچون سپری در مقابل ریسک و عدماطمینان هستند.
فالگا ]20[، معتقد است در میان اقلام تشکیل دهنده داراییهای جاری، موجودیکالا از جایگاه ویژهای برخوردار است و این امر موجب شده است که شرکت همواره سعی کند مقدار کافی از موجودیکالا را نگهداری نماید، که این سیاست تا حد زیادی با مدیریت عملیاتی در جهت تصمیمات مالی مرتبط است. افزون بر این، موراد و بالو ]31[ بیان میکنند که از اهداف و استراتژیهای اصلی هر شرکتی حداکثر کردن ارزش آن شرکت است، که این امر تا حد زیادی با تمرکز بر ریسک و عدماطمینان قابل تحقیق است.
با توجه به مطالب بالا، هدف اصلی این پژوهش بررسی ارتباط بین تغییرات در موجودیکالا با تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت در محیط اقتصادی، فرهنگی و اجتماعی ایران است. از آنجایی که محیط اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی ایران با سایر کشورها متفاوت است، بنابراین، ارتباط بین تغییرات موجودی کالا با سود و ارزش شرکت میتواند متفاوت از نتایج سایر کشورها باشد.
ادبیات پژوهش (مبانی تئوریک)
طی دو دهه گذشته تغییرات زیادی در سیاستهای نگهداری موجودیکالا در شرکتها به وجود آمده است. برخی پژوهشگران با طرح مسائلی، همچون فلسفه تولید بموقع[1]، تکنولوژی اطلاعات[2]، خدمات لجستیک شخص ثالث[3]، برونسپاری[4] و مقاطعهکاری فرعی[5] معتقدند که نگهداری موجودیکالا در شرکتها باید کاهش یابد. در مقابل، برخی دیگر با طرح مسائلی، همچون رشد تقاضا برای محصولات گوناگون و سطح خدمترسانی به مشتریان، معتقد به نگهداری موجودیکالای بیشتر در شرکتها هستند. این تضاد بین سیاستهای نگهداری موجودیکالا، در طول زمان موجب تغییراتی در موجودیکالا شده، این سوال را مطرح میکند که؛ آیا تغییرات در موجودیکالا میتواند ارزش شرکت را تحت تأثیر خود قرار دهد؟ ]17[
برنارد و نول ]14[ بیان میکنند که هرگاه تقاضاهای پیشبینی شده آتی کاهش یابد، تا حد امکان سعی میشود موجودیکالای بیشتری فروخته شود، در نتیجه موجودیکالا کاهش مییابد. بنابراین، سطح موجودیکالا به طور مستقیم با فروشهای آتی در ارتباط است. همچنین، اگر تقاضاهای پیشبینی شده آتی یک شرکت کاهش یابد. سودهای پیشبینی شده آتی نیز کاهش مییابد، در نتیجه سطح موجودیکالا به طور مستقیم با سودهای آتی در ارتباط است.
توماس و ژانگ ]34[، معتقدند که موجودیکالا عامل تعیین کننده بسیار مهمی برای عملکرد و ارزش شرکت است. آنان، همچنین، بیان کردند که تغییرات در موجودیکالا، از جمله عواملی است که با بازده آتی شرکت رابطهای پایدار و محکم دارد.
اکثر پژوهشهای انجام شده، از جمله پژوهش چن و همکاران ]17[ و لای ]27[، بیانگر یک رابطه معکوس بین تغییرات در موجودیکالا و کارآیی شرکت هستند. همچنین، نتایج پژوهشهای لیو و دیاگاراجان ]28[، آباربانل و بوشی ]11[ و بائو و بائو ]12[ نشان داد که یک رابطه معکوس و معنیدار بین تغییرات در موجودیکالا و بازده سهام شرکتها وجود دارد.
آباربانل و بوشی ]10[، معتقدند که تغییرات در موجودیکالا بهطور معکوس با رشد سودها در کوتاه مدت در ارتباط است. آنها همچنین، بیان میکنند که این رابطه برای رشد سودها در بلندمدت وجود ندارد. افزون بر این، ویز و همکاران ]35[، بیان میکنند که تغییرات موجودیکالا بین سالهای 1990 و 2000 بهطور بااهمیتی قادر به پیشبینی سودهای آینده است.
پیشینه پژوهش
پژوهشهای خارجی
برنارد و نول ]14[، در پژوهشی به بررسی این موضوع پرداختند که آیا اعداد موجودی کالا، سودها و فروشهای آتی شرکت را پیشبینی میکند؟ نتایج پژوهش آنان با بررسی 168 شرکت بین سالهای 1978 تا پایان 1987 نشان داد که ارتباط مستقیمی بین موجودی کالا با سودها و فروشها پیشبینی شده شرکت وجود دارد.
آباربانل و بوشی ]10[، در پژوهشی به بررسی ارتباط بین تغییرات سود هر سهم و چندین مشخصه شرکت (از جمله تغییرات در موجودی کالا، تغییرات در حسابهای دریافتنی، تغییرات در هزینههای اداری و فروش و تغییرات در حاشیه سود و ...) بین سالهای 1983 لغایت 1990 پرداختند. آنان دریافتند که افزایش غیرمنتظره در موجودی کالا به طور معکوس با رشد کوتاهمدت سودهای اندازهگیری شده بهوسیله تغییرات سود هر سهم یک سال بعد، در ارتباط است.
توماس و ژانگ ]34[، در پژوهشی با 39،315 مشاهده بین سالهای 1970 لغایت 1997 به بررسی ارتباط بین تغییرات موجودیکالا و بازدههای آتی شرکتها پرداختند. نتایج پژوهش آنان، نشان داد که ارتباط معکوس بین اقلام تعهدی و بازدههای غیرعادی آتی شرکتها کاملاً از تغییرات در موجودی کالا ناشی میشود. آنها بیان کردند که موجودی کالا عامل تعیین کننده بسیار مهمی برای عملکرد و ارزش شرکت است.
بائو و بائو ]12[، در مطالعهای به بررسی تأثیرات آگاهی از تغییر در موجودی کالا بر روی ارزش‌گذاری شرکتها پرداختند. آنها تعداد 828 عدد شرکت را بین سالهای 1998-1985 به دو گروه تقسیم کردند: گروه اول، شرکتهای همراه با اطلاعات مفید در مورد تغییر در موجودی کالا و گروه دوم سایر شرکتها. نتایج پژوهش آنها نشان داد که آگاهی از تغییر در موجودی کالا برای ارزش‌گذاری شرکتها بسیار مفید است.
باسو و وانگ ]13[، در پژوهشی به بررسی ارتباط بین تغییرات موجودی کالا، سودها و ارزش شرکت پرداختند. نتایج پژوهش آنان با بررسی مشاهده بین سالهای 1950 تا 2005 نشان داد که یک ارتباط منفی بین تغییرات موجودی کالا و عملکرد شرکت وجود دارد؛ هرچند این ارتباط در صنعت عمده‌فروشان و خردهفروشان و شرکتهایی که به صورت عادی سطح موجودی کالای خود را پایین نگه می‌دارند، ضعیفتر میشود. افزون بر این، آنان با پیروی از آباربانل و بوشی] 10[ به بررسی عواملی، همچون شرایط اقتصاد کلان و محیطهای خاص صنعت، تغییرات در حسابهای دریافتنی، تغییرات در مخارج سرمایهای، تغییرات در حاشیه سود، تغییرات در هزینههای اداری و فروش و کیفیت سود پرداختند. باسو و وانگ ]13[ دریافتند که عوامل بالا میتوانند موجب تقویت ارتباط بین تغییرات موجودی کالا و عملکرد شرکت شوند.
پژوهشهای داخلی
در ایران، تاکنون در مورد ارتباط بین تغییرات در موجودی کالا، سودآوری و ارزش شرکت پژوهشی انجام نشده است. در زیر بهذکر مواردی از پژوهشهای انجام شده در زمینه ارزش شرکت و سودآوری پرداخته میشود.
محمودآبادی و بایزیدی ]8[، در پژوهشی به بررسی مقایسه قدرت توضیحی مدلهای ارزیابی سود باقیمانده و رشد غیرعادی سود در تعیین ارزش شرکتها پرداختند. آنها، برای آزمون فرضیهها از دادههای تلفیقی در طی دوره زمانی 1381 تا 1385 استفاده کردند. نتایج حاکی از آن است که بین قدرت توضیحی این دو مدل در تعیین ارزش شرکتها در حالت کلی و در صنایع مختلف، تفاوت معناداری وجود ندارد و تقریباً در تمامی موارد، مدل ارزیابی سود باقیمانده در تعیین ارزش شرکتها دارای قدرت توضیحی نسبی بالاتری است.
حساسیگانه و همکاران ]1[، در پژوهشی به بررسی رابطه بین سرمایهگذاران نهادی و ارزش شرکت پرداختند. آنان در این پژوهش نگرشهای مختلف، همچون فرضیه نظارت کارآمد و فرضیه همگرایی منافع در مورد رمایهگذاران نهادی را مورد آزمون قرار دادند. نتایج پژوهش آنها با بررسی 61 شرکت طی دوره زمانی 1376 تا 1383 بیانگر وجود یک رابطه مثبت بین سرمایهگذاران نهادی و ارزش شرکت بوده، نشاندهنده فرضیه نظارت کارآمد است. افزون بر آن، ارتباط معناداری بین تمرکز مالکیت نهادی و ارزش شرکت وجود نداشته، فرضیه همگرایی منافع را تایید نمیکند.
محمدی ]7[ در پژوهشی به بررسی تأثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. وی با بررسی 92 شرکت بین سالهای 1375 تا 1384 دریافت که بین سودآوری شرکت با دوره وصول مطالبات، دوره گردش موجودیها، دوره واریز بستانکاران و چرخه تبدیل وجه نقد رابطه معکوس و معناداری وجود دارد. به عبارتی، مدیران میتوانند با کاهش دوره وصول مطالبات و دوره گردش موجودیها در حد معقول، سودآوری شرکت را افزایش دهند. همچنین، محمدی ]7[ نشان داد دوره واریز بستانکاران در شرکتهایی که سودآور هستند، کوتاهتر است.
خدادادی و جانجانی ]2[ در پژوهشی به بررسی رابطه بین مدیریت سود و سودآوری شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند. آنان با استفاده از مدلهای رگرسیونی تک متغیره و لجستیک دریافتند که شرکتهایی که مدیریت سود داشتهاند، نسبت به شرکتهایی که مدیریت سود انجام ندادهاند، در سطح سود عملیاتی و سود خالص عملکرد ضعیفتر، در سطح سود قبل از مالیات و سطح سود خالص رشد بیشتر، در سطح سود خالص اندازه بزرگتر و سرانجام در سطح سود هر سهم نرخ سود تقسیمی بالاتری داشتهاند. همچنین، نتایج به دست آمده از مدل لجستیک نشان داد شرکتهایی که مدیریت سود داشتهاند، دارای رشد بیشتر و بازده کمتری بودهاند.
هدف پژوهش
این مطالعه به بررسی و واکاوی رابطه تغییرات در موجودی کالا با تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت مربوط به شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران اختصاص دارد. اهداف اساسی این پژوهش عبارتند از:
1) تعیین رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در سودآوری؛
2) تعیین رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت؛
3) تعیین آثار تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش بر رابطه تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در سودآوری و ارزش شرکت.
فرضیههای پژوهش
سوال اساسی پژوهش این است که؛ آیا بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در سودآوری و ارزش شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار رابطه معنیداری وجود دارد؟ اگر این رابطه وجود دارد، آیا تغییرات حسابهای دریافتنی و تغییرات هزینههای اداری و فروش بر این رابطه اثرگذار است؟ لذا با توجه به پیشینه پژوهش و به منظور دستیابی به اهداف مطالعه، فرضیههای زیر بیان میشوند:
فرضیه اول: رابطه معنیداری بین تغییرات موجودی کالا و سودآوری وجود دارد.
در این پژوهش به منظور اندازهگیری سودآوری از سه عامل تغییرات کوتاهمدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود و کارآیی عملیاتی استفاده شده است. بنابراین، برای آزمون فرضیه 1، این فرضیه به سه فرضیه فرعی به شرح زیر تقسیم میشود:
فرضیه 1-1) رابطه معنیداری بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات کوتاهمدت در سود وجود دارد.
فرضیه 1-2) رابطه معنیداری بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود وجود دارد.
فرضیه 1-3) رابطه معنیداری بین تغییرات موجودی کالا و کارآیی عملیاتی وجود دارد.
فرضیه دوم: رابطه معنیداری بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت وجود دارد.
فرضیه سوم: تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در سودآوری میشود.
طبق فرضیه اول، در این پژوهش به منظور اندازهگیری سودآوری از سه عامل تغییرات کوتاهمدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود و تغییرات در بازده داراییها استفاده شده است. فرضیه سوم نیز به سه فرضیه فرعی به شرح زیر تقسیم میشود:
فرضیه 3-1) تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاه مدت در سود میشود.
فرضیه 3-2) تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود میشود.
فرضیه 3-3) تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در بازده داراییها میشود.
فرضیه چهارم: تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت میشود.
روش اجرای پژوهش
این پژوهش، کاربردی بوده، طرح آن از نوع شبه تجربی و با استفاده از رویکرد پس آزمون (از طریق اطلاعات گذشته) است ]5[. به منظور جمعآوری دادهها و اطلاعات، از روش کتابخانهای استفاده شده است. قسمت مبانی نظری از کتب، مجلات و سایتهای تخصصی فارسی و لاتین، و دادههای مالی مورد نیاز با استفاده از نرم‌افزارهای تدبیرپرداز نسخه 2، دنا سهم و صحرا گردآوری شده است. در این پژوهش با توجه به نوع دادهها و روشهای تجزیه و تحلیل موجود، از روش ((دادههای ترکیبی)) استفاده شده است. به منظور بررسی پایایی متغیرهای پژوهش از آزمونهای ریشه[6] واحد از نوع آزمونهای لوین، لین و چو ]29[؛ ایم، پسران و شین ]25[؛ آزمون دیکی فولر تعمیم یافته ]19[ و آزمون فلیپس- پرون ]33[ استفاده شده است. به منظور بررسی فرضیههای پژوهش از تحلیل همبستگی و رگرسیون استفاده شده است.
متغیرهای پژوهش
متغیرهای مستقل
تنها متغیر مستقل این پژوهش تغییرات در موجودی کالاست که با استفاده از مدل لیو و دیاگاراجان ]28[، آباربانل و بوشی ]10[ و باسو و وانگ ]13[، به شرح زیر محاسبه میشود:
Inventory (INV) = DInventory - DSales
DInventory : تغییرات در موجودی کالای ساخته شده؛
DSales : تغییرات در فروش خالص.
متغیرهای وابسته
متغیر وابسته این پژوهش، یکی از چندین مشخصههای کارآیی است که بر مبنای سود و ارزش شرکت محاسبه میشود. در این پژوهش نیز همانند پژوهشهای لیو و دیاگاراجان ]28[، آباربانل و بوشی ]10[ و باسو و وانگ ]13[، تغییرات کوتاهمدت در سود (CEPS1)، تغییرات بلندمدت در سود (CEPSL)، کارآیی عملیاتی با استفاده از تغییرات در بازده دارایی (CROA) و در نهایت، تغییرات ارزش شرکت با استفاده از تغییرات در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری (CMtoB) به عنوان متغیرهای وابسته مورد استفاده قرار میگیرد، که به شرح زیر محاسبه میشوند:
CEPS1=[Adj.EPSt+1 – EPSt]/pt-1
CEPSLt= [Adj.EPSt+2 – EPSt+1]/pt
CROA = ROAt+1 - ROAt
CMtoB = M/B ratiot – M/B ratiot-1
CEPS1: تغییرات کوتاهمدت در سود هر سهم؛
Adj.EPSt+1 : سود هر سهم تعدیل شده سال t+1؛
EPSt : سود هر سهم سال t؛
pt-1 : ارزش بازار هر سهم در سال t-1؛
CEPSLt : تغییرات بلندمدت در سود هر سهم سال t؛
Adj.EPSt+2 : سود هر سهم تعدیل شده سال t+2؛
CROA : تغییرات در بازده دارایی؛
ROAt+1 : بازده دارایی در سال t+1؛
ROAt : بازده دارایی در سال t؛
CMtoB : تغییرات در ارزش بازار به ارزش دفتری؛
M/B ratiot : نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سال t؛
M/B ratiot-1: نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری سال t-1.
متغیرهای کنترلی
متغیرهای کنترلی این پژوهش بهشرح زیر است:
1) تغییرات در حسابهای دریافتنی- لیو و دیاگاراجان ]28[، معتقدند که افزایش نامتناسب در حسابهای دریافتنی، از سوی تحلیلگران به عنوان یک نشانه منفی تعبیر میشود که همزمان با افزایش در موجودیکالا ایجاد میشود. آنان بیان میکنند که افزایش نامتناسب در حسابهای دریافتنی ممکن است بیانگر دستکاری در سود شرکت باشد. برای مثال، مدیریت میتواند درآمدهایی را که هنوز تحقق نیافته است، به عنوان فروش ثبت نماید. آنها همچنین، مطالب بالا را دلایلی اساسی از ثبات کم سودهای جاری، (که موجب کاهش در سودهای پیشبینی شده آتی میشود) میدانند. این متغیر با استفاده از مدل به کار رفته در پژوهشهای لیو و دیاگاراجان ]28[ و آباربانل و بوشی ]10[، به روش زیر محاسبه میشود:
Accounts Receivable (AR) = DAR - D Sales
DAR: تغییرات در خالص حسابهای دریافتنی؛
DSales: تغییرات در فروش خالص.
2) تغییرات در هزینههای اداری و فروش- برنستین ]15[، معتقد است در اغلب مواقع هزینههای اداری و فروش تقریباً ثابت هستند. بنابراین، افزایش نامتناسب در هزینههای مذکور میتواند به عنوان یک نشانه منفی در نظر گرفته شود. برای مثال، میتوان به تلاش برای فروشهای غیرمعمول اشاره کرد. این متغیر با استفاده از مدل به کار رفته در پژوهشهای لیو و دیاگاراجان ]28[ و آباربانل و بوشی ]10[، به روش زیر محاسبه میشود:
Selling and Administrative Expense (S&A)= DS&A - DSales
DS&A: تغییرات در هزینههای اداری و فروش؛
DSales: تغییرات در فروش خالص.
ماهیت و منابع دادهها برای تحلیل اطلاعات
متغیرهای معرفی شده در این مطالعه از دو جنبه متفاوت بررسی میشوند. این متغیرها از یک سو در میان شرکتهای مختلف و از سوی دیگر در دوره زمانی سالهای 1381 تا 1388 انتخاب شدهاند. راه‌حل پیشنهاد شده در چنین مواردی، از تلفیق دادههای میان گروهی و سری زمانی با یکدیگر و برآورد الگوی مورد نظر بر اساس مجموعه جدید تشکیل شده است. در دادههای ترکیبی، عناصر هر دو دسته از دادههای سری زمانی و مقطعی وجود دارد؛ یعنی اطلاعات مربوط به دادههای مقطعی در طول زمان مشاهده میشود. به بیان دیگر، چنین دادههایی دارای دو بعد هستند که یک بعد آن مربوط به واحدهای مختلف در هر مقطع زمانی خاص است و بعد دیگر آن مربوط به زمان است. یعنی، روش دادههای ترکیبی، روشی برای تلفیق مشاهدات مقطعی در خلال چندین دوره زمانی است ] 22[ همچنین، با توجه به نوع دادهها (دادههای ترکیبی) به منظور تعیین مدل تخمین مناسب از آزمونهای هاسمن، چاو و بروش-پاگان ال ام استفاده میشود. نگاره شماره (1) نتایج حاصل از آزمونهای ذکر شده را نشان میدهد.
با توجه به نتایج نگاره (1) مدل تأثیرات تصادفی انتخاب میشود.
نگاره (1): نتایج حاصل از آزمونهای تعیین مدل تخمین مناسب
|
آزمون |
آماره آزمون |
معناداری |
|
آزمون هاسمن |
703/6 |
3492/0 |
|
آزمون چاو |
883/6 |
4412/0 |
|
آزمون بروش- پاگان ال ام |
470/4 |
0345/0 |
روش آماری آزمون فرضیهها
رگرسیون چندگانه
نقطه آغازین پژوهشهای اقتصادسنجی مدل رگرسیون است که طی آن رابطهای علّی، بین متغیر وابسته و متغیر مستقل فرض میشود. در این پژوهش نیز از مدل رگرسیون چندگانه به شرح زیر استفاده میشود:
CEPS1= β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei
CEPSLt = β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei
CROA = β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei
CMtoB = β0 + β1 Inventory Change + ∑ βi Control variablei
نبود خود همبستگی
برای بررسی اینکه آیا در مدل رگرسیون مطالعه جملات خطا خود همبسته هستند یا خیر، از آزمون دوربین- واتسن[7] استفاده شده است:
آماره دوربین- واتسن برای این آزمون به شکل زیر است:
|
|
که در آن et جمله خطای رگرسیون در دوره tام و n تعداد مشاهدات در برازش رگرسیون است.
محاسبه حد دقیق عمل آزمون دوربین- واتسن مشکل است. بنابراین، آزمون را با کران پایین (dL) و کران بالا (du) انجام میدهند ]22[.
به علت غیرایستا[8] بودن بیشتر متغیرهای اقتصادی در سطح[9]، برآورد الگوهای اقتصادسنجی در سری‌های زمانی به کمک این متغیرها باعث بروز رگرسیون کاذب[10] میشود. بنابراین، به کارگیری متغیرهای اقتصادی در الگوهای اقتصادسنجی به انجام آزمونهای پایایی منوط شد، اما بحث پایایی و هم‌جمعی متغیرها و آزمونهای مربوط، در حالتی که از دادههای ترکیبی مقطعی- سری زمانی استفاده میشود، با حالتی که دادهها به صورت سری‌های زمانی است، تفاوت عمده‌ای دارد. پارامترهای (گشتاورهای) مربوط به متغیرهای هر مدل اعم از مستقل و وابسته باید در طول زمان در یک مدل رگرسیونی از نوع سری زمانی ثابت باشد، که برای تعیین ایستایی (پایایی) متغیرهای مدل از آزمون ریشه واحد استفاده میشود ]3[ و ]23[.
آزمونهای ریشه واحد دادههای ترکیبی که در این پژوهش استفاده شدهاند، عبارتند از: آزمونهای لوین، لین و چو ]29[؛ ایم، پسران و شین ]25[؛ دیکی فولر تعمیم یافته ]19[؛ فلیپس- پرون ]33[؛ و هاردی]24[. چنانچه آزمونهای ریشه واحد، ناایستا بودن متغیرها را نشان دهد، باید از آزمونهای هم‌جمعی داده های ترکیبی پدرونی]32[ استفاده کرد که این مورد در هیچ یک از متغیرهای این پژوهش مشاهده نشده است.
جامعه و نمونه آماری
جامعه آماری این پژوهش کلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است. دوره زمانی این پژوهش 8 سال، بین سال 1381 تا 1388 است. برای انتخاب شرکتهای مناسب از روش سیستماتیک با در نظر گرفتن معیارهای زیر استفاده شده است:
1) به منظور ایجاد قابلیت مقایسه، دوره مالی شرکتها باید منتهی به پایان اسفندماه باشد.
2) جزو شرکتهای سرمایهگذاری یا واسطه‌گری مالی، هلدینگ، بانکها و لیزینگ نباشند.
3) اطلاعات مالی شرکتها در دوره زمانی مورد مطالعه در دسترس باشد.
4) معاملات سهام شرکتها بهطور مداوم در بورس اوراق بهادار تهران صورت گرفته باشد و توقف معاملاتی بیش از یک ماه نداشته باشند.
با توجه به شرایط بالا 56 شرکت (448 سال- شرکت) در دوره زمانی 1381 تا 1388 شرایط مذکور را دارا بوده و به عنوان نمونه آماری انتخاب شدهاند.
آمارههای توصیفی و آزمون فرضیهها
نگاره (1) آمارههای توصیفی محاسبه شده شامل میانگین، میانه و انحراف معیار متغیرهای وابسته، مستقل و کنترلی و نگاره (2) همبستگی پیرسون برای سالهای 1381 الی 1388 را نشان میدهند.
با توجه به نگاره (2) میانگین تغییرات در موجودی کالا 319/23- و انحراف معیار آن 952/310 است. همچنین میانگین تغییرات کوتاه مدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود، کارایی عملیاتی و تغییرات در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری به ترتیب 1-، 4، 11- و 16- است. انحراف معیار تغییرات کوتاه مدت در سود، تغییرات بلندمدت در سود، کارایی عملیاتی و تغییرات در نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری نیز به ترتیب 517/19، 631/21، 914/226 و 097/160 است.
نگاره (2): آمارههای توصیفی
|
شاخص پراکندگی |
شاخصهای مرکزی |
شاخص آماری متغیر |
||
|
انحراف معیار |
میانه |
میانگین |
||
|
426/310،952 |
20،562- |
23،319- |
میلیون ریال |
DInventory |
|
517/19 |
12/1- |
1- |
% |
CEPS1 |
|
631/21 |
26/0- |
4 |
% |
CEPSLt |
|
914/226 |
07/0- |
11- |
% |
CROA |
|
097/160 |
31- |
16- |
% |
CMtoB |
|
726/765،088 |
108،25- |
60،073- |
میلیون ریال |
DAR |
|
745/601،148 |
22،521- |
106،000- |
میلیون ریال |
DS&A |
نگاره (3): همبستگی پیرسون
|
DS&A |
DAR |
CMtoB |
CROA |
CEPSLt |
CEPS1 |
DInventory |
شرح |
|
608/0 (000/0) |
485/0 (000/0) |
099/0- (036/0) |
014/0 (761/0) |
047/0 (318/0) |
096/0- (042/0) |
1
|
DInventory |
|
116/0- (014/0) |
078/0- (097/0) |
139/0 (003/0) |
050/0 (290/0) |
083/0- (080/0) |
1
|
096/0- (042/0) |
CEPS1 |
|
015/0 (759/0) |
056/0 (238/0) |
190/0 (000/0) |
057/0 (230/0) |
1
|
083/0- (080/0) |
047/0 (318/0) |
CEPSLt |
|
000/0 (985/0) |
015/0 (759/0) |
228/0 (000/0) |
1
|
057/0 (230/0) |
050/0 (290/0) |
014/0 (761/0) |
CROA |
|
077/0 (102/0) |
073/0- (121/0) |
1
|
228/0 (000/0) |
190/0 (000/0) |
139/0 (003/0) |
099/0- (036/0) |
CMtoB |
|
665/0 (000/0) |
1
|
073/0- (121/0) |
015/0 (759/0) |
056/0 (238/0) |
078/0- (097/0) |
485/0 (000/0) |
DAR |
|
1
|
665/0 (000/0) |
077/0 (102/0) |
000/0 (985/0) |
015/0 (759/0) |
116/0- (014/0) |
608/0 (000/0) |
DS&A |
اعداد داخل پرانتز مقادیر بحرانی (p-value) را نشان میدهد.
خطای نوع اول در این پژوهش 5 درصد در نظر گرفته شده است. نتیجه آزمون K-S بیانگر نرمال بودن توزیع دادههاست. همچنین، نتایج آزمون ریشه واحد، که در این پژوهش از آزمونهای لوین، لین و چو ]29[؛ ایم، پسران و شین ]25[؛ دیکی فولر تعمیم یافته ]19[؛ فلیپس- پرون ]33[؛ و هاردی ]24[ استفاده شده است، بیانگر پایا بودن متغیرهاست. این بدان معنی است که میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها بین سالهای مختلف ثابت بوده است. در نتیجه، استفاده از این متغیرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمیشود.
نتایج آزمون فرضیه اول
1-1) رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات کوتاهمدت در سود شرکت
نگاره (4): نتایج آزمون فرضیه 1-1
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||
|
مقدار ثابت |
887/0- |
921/0 |
|
962/0- |
337/0 |
956/1 |
رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
6-10×045/6- |
000/0 |
096/0- |
043/2- |
042/0 |
||
همان طور که در نگاره (4) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که رابطه معنیداری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاهمدت در سود وجود دارد. آماره t برابر با 043/2- و مقادیر بحرانی (p-value) آن برابر با 042/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار است. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است. افزون بر این، با توجه به نتایج به دست آمده از آزمون فرضیه مذکور، میتوان بیان کرد که رابطه معنیدار، ولی معکوس بین تغییرات در موجودیکالا و تغییرات کوتاهمدت در سود وجود دارد. به بیانی دیگر، با افزایش 1 واحدی تغییرات در موجودیکالا، تغییرات کوتاهمدت در سود 096/0 واحد کاهش مییابد.
1-2) رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود شرکت
نگاره (5): نتایج آزمون فرضیه 2-1
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||
|
مقدار ثابت |
309/4 |
025/1 |
|
204/8 |
000/0 |
020/2 |
عدم رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
7-10×290/3- |
000/0 |
047/0- |
000/1 |
318/0 |
||
همان طور که در نگاره (5) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که رابطه معنیداری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود وجود ندارد.آماره t برابر با 000/1 و مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 318/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار نیست. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است.
1-3) رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در بازده داراییها
نگاره (6) : نتایج آزمون فرضیه 3-1
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||
|
مقدار ثابت |
045/11- |
762/10 |
|
026/1- |
305/0 |
937/1 |
عدم رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
5-10×050/1 |
000/0 |
014/0 |
304/0 |
761/0 |
||
همان طور که در نگاره (6) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که رابطه معنیداری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در بازده داراییها وجود ندارد.آماره t برابر با 304/0 و مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 761/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار نیست. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است.
نتایج آزمون فرضیه دوم
فرضیه دوم: رابطه بین تغییرات موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت
نگاره (7): نتایج آزمون فرضیه دوم
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||
|
مقدار ثابت |
753/16- |
556/7 |
|
217/2- |
027/0 |
996/1 |
رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
5-10×114/5- |
000/0 |
099/0- |
108/2- |
036/0 |
||
همان طور که در نگاره (7) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که رابطه معنیداری بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات ارزش شرکت وجود دارد. آماره t برابر با 108/2- و مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 036/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار است. همچنین، مقدار آماره دوربین-واتسن بیانگر نبود خودهمبستگی بین جملات خطا در معادله رگرسیون است.
با توجه به نتایج به دست آمده از آزمون فرضیه مذکور، میتوان بیان کرد که یک رابطه معنیدار، ولی معکوس بین تغییرات در موجودیکالا و تغییرات در ارزش شرکت وجود دارد. به بیانی دیگر، با افزایش 1 واحدی تغییرات در موجودیکالا، تغییرات در ارزش شرکت 099/0 واحد کاهش مییابد.
نتایج آزمون فرضیه سوم
فرضیه 3-1) تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاهمدت در سودها میشود.
نگاره (8): آماره آزمون فرضیه 3-1
|
مدل |
جمع توان دوم |
درجه آزادی |
میانگین توان دوم |
آماره F |
P-Value |
|
تیمار خطا (کل) |
145/2713 440/167571 586/170284 |
3 444 447 |
382/904 413/377 |
396/2 |
068/0 |
نگاره (9): نتایج آزمون فرضیه 3-1
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
Eigenvalue |
Condition Index |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||||
|
مقدار ثابت |
154/1- |
934/0 |
|
236/1- |
217/0 |
210/2 |
000/1 |
982/1 |
عدم رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
6-10×128/3- |
000/0 |
05/0- |
827/0- |
409/0 |
977/0 |
504/1 |
||
|
تغییرات در حسابهای دریافتنی |
6-10×713/3- |
000/0 |
114/0- |
732/1- |
084/0 |
516/0 |
069/2 |
||
|
تغییرات در هزینههای اداری و فروش |
6-10×233/1 |
000/0 |
048/0 |
812/0 |
417/0 |
296/0 |
730/2 |
||
همانطور که در نگاره شماره (8) و (9) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که رابطه معنیدار بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات کوتاه مدت در سود شرکت با وارد کردن متغیرهای کنترلی از بین میرود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 068/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده میشود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفر نیست. افزون بر این، شاخصهای وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود همخطی بین متغیرها پذیرفته نمیشود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده است و میتوان از رگرسیون استفاده کرد.
فرضیه 3-2) تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات بلندمدت در سود میشود.
نگاره (10):آماره آزمون فرضیه 3-2
|
مدل |
جمع توان دوم |
درجه آزادی |
میانگین توان دوم |
آماره F |
P-Value |
|
تیمار خطا (کل) |
150/1185 097/207970 247/209155 |
3 444 447 |
050/395 401/468 |
843/0 |
471/0 |
نگاره (11): نتایج آزمون فرضیه 3-2
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
Eigenvalue |
Condition Index |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||||
|
مقدار ثابت |
188/4 |
040/1 |
|
026/4 |
000/0 |
210/2 |
000/1 |
060/2 |
عدم رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
6-10×578/3 |
000/0 |
051/0- |
855/0 |
393/0 |
977/0 |
504/1 |
||
|
تغییرات در حسابهای دریافتنی |
6-10×405/2- |
000/0 |
067/0- |
984/0- |
343/0 |
516/0 |
069/2 |
||
|
تغییرات در هزینههای اداری و فروش |
6-10×130/2 |
000/0 |
075/0 |
178/1 |
239/0 |
296/0 |
730/2 |
||
همان طور که در نگاره شماره (10) و (11) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که علی رغم وارد کردن متغیرهای کنترلی در معادله رگرسیون، این معادله معنیدار نمیشود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 471/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده میشود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفر نیستند. افزون بر این، شاخصهای وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود همخطی بین متغیرها پذیرفته نمیشود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده و میتوان از رگرسیون استفاده کرد.
فرضیه 3-3) تغییرات در حسابهای دریافتنی و هزینههای اداری و فروش موجب قویتر شدن رابطه بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در بازده داراییها میشود.
نگاره (12): آماره آزمون فرضیه 3-3
|
مدل |
جمع توان دوم |
درجه آزادی |
میانگین توان دوم |
آماره F |
P-Value |
|
تیمار خطا (کل) |
305/15494 107×300/2 107×302/2 |
3 444 447 |
768/5164 047/51803 |
100/0 |
960/0 |
نگاره (13): نتایج آزمون فرضیه 3-3
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
Eigenvalue |
Condition Index |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||||
|
مقدار ثابت |
689/11- |
940/10 |
|
068/1- |
286/0 |
210/2 |
000/1 |
940/1 |
عدم رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
5-10×505/1- |
000/0 |
021/0- |
342/0 |
733/0 |
977/0 |
504/1 |
||
|
تغییرات در حسابهای دریافتنی |
5-10×113/1- |
000/0 |
029/0- |
417/0- |
677/0 |
516/0 |
069/2 |
||
|
تغییرات در هزینههای اداری و فروش |
6-10×153/7 |
000/0 |
024/0 |
376/0 |
707/0 |
296/0 |
730/2 |
||
همان طور که در نگاره شماره (12) و (13) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که علی رغم وارد کردن متغیرهای کنترلی در معادله رگرسیون، این معادله معنیدار نمیشود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 960/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده میشود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفر نیستند. افزون بر این، شاخصهای وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود همخطی بین متغیرها پذیرفته نمیشود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده و میتوان از رگرسیون استفاده کرد.
نتایج آزمون فرضیه چهارم
نگاره (14): آماره آزمون فرضیه چهارم
|
مدل |
جمع توان دوم |
درجه آزادی |
میانگین توان دوم |
آماره F |
P-Value |
|
تیمار خطا (کل) |
639/123076 107×300/2 107×302/2 |
3 444 447 |
546/41025 047/51803 |
607/1 |
187/0 |
نگاره (15): نتایج آزمون فرضیه چهارم
|
شرح |
ضرایب استاندارد نشده |
ضرایب استاندارد شده |
آماره t |
P-Value |
Eigenvalue |
Condition Index |
آماره (DW) |
نتیجه آزمون |
|
|
B |
خطای معیار برآورد |
β |
|||||||
|
مقدار ثابت |
162/17- |
680/7 |
|
235/2- |
026/0 |
210/2 |
000/1 |
996/1 |
عدم رد H0 |
|
تغییرات در موجودی کالا |
5-10×090/4- |
000/0 |
079/0- |
325/1- |
186/0 |
977/0 |
504/1 |
||
|
تغییرات در حسابهای دریافتنی |
6-10×821/2- |
000/0 |
011/0- |
151/0- |
880/0 |
516/0 |
069/2 |
||
|
تغییرات در هزینههای اداری و فروش |
6-10×804/5- |
000/0 |
028/0- |
435/0 |
664/0 |
296/0 |
730/2 |
||
همان طور که در نگاره شماره (14) و (15) مشاهده میشود، نتایج آزمون نشان میدهد که رابطه معنیدار بین تغییرات در موجودی کالا و تغییرات در ارزش شرکت با وارد کردن متغیرهای کنترلی از بین میرود. به بیانی دیگر، معادله رگرسیون با در نظر گرفتن مقادیر بحرانی (p-value) برابر با 187/0 در سطح خطای 5 درصد معنیدار نیست. همچنین، همان گونه که در جدول بالا مشاهده میشود، مقادیر ویژه (Eigenvalue) نزدیک به صفرنیستند. افزون بر این، شاخصهای وضعیت (Condition Index) نیز بین 1 تا 15 قرار دارند. بنابراین، فرض وجود همخطی بین متغیرها پذیرفته نمیشود و این فرض از مفروضات رگرسیون نیز اعمال شده و میتوان از رگرسیون استفاده کرد.
بحث و نتیجهگیری
نتایج حاصل از آزمون فرضیه فرعی اول و فرضیه دوم پژوهش نشاندهنده وجود رابطه معکوس و معنیدار بین تغییرات در موجودیکالا و تغییرات کوتاهمدت در سود شرکت و تغییرات در ارزش شرکت است. وجود همبستگی بین متغیرهای مذکور بر اساس تحلیلهای آماری استنباط میشود. نتایج حاصل از فرضیههای مذکور در راستای نتایج به دست آمده از پژوهشهای آباربانل و بوشی ]10[ و باسو و وانگ ]13[ است. آنها نیز در پژوهش خود وجود رابطه معکوس بین تغییرات در موجودیکالا و تغییرات کوتاهمدت در سود تغییرات در ارزش شرکت را گزارش نمودهاند.
نتایج حاصل از آزمون فرضیههای فرعی دوم و سوم پژوهش نشاندهنده عدم رابطه معنیدار بین تغییرات در موجودیکالا با تغییرات بلندمدت در سود شرکت و تغییرات در بازده داراییها شرکت است. همچنین، نتایج آزمون فرضیههای سوم و چهارم پژوهش نیز نشاندهنده عدم رابطه معنیدار بین متغیرهای کنترلی و تغییرات در موجودیکالا با سودآوری و ارزش شرکت است؛ بهگونهای که با وارد کردن متغیرهای کنترلی در معادله رگرسیون رابطه معنیدار برخی متغیرها نیز از بین میرود. نتایج حاصل آزمون فرضیه فرعی دوم در راستای نتایج به دست آمده از پژوهش آباربانل و بوشی ]10[ است. آنها نیز در پژوهش خود عدم رابطه معنیدار بین تغییرات در موجودیکالا با تغییرات بلندمدت در سود شرکت را ارائه نمودهاند. افزون بر این، نتایج حاصل از فرضیه فرعی سوم و فرضیه سوم و چهارم پژوهش با نتایج حاصل از پژوهش باسو و وانگ ]13[همسو نیست. آنها در پژوهش خود وجود رابطه معنیدار بین تغییرات در موجودیکالا و تغییرات در بازده داراییها شرکت و همچنین، رابطه معنیدار بین متغیرهای کنترلی پژوهش و تغییرات در موجودیکالا با سودآوری و ارزش شرکت را نشان دادهاند.
از دلایل همسو نبودن برخی از فرضیههای پژوهش حاضر با پژوهشهای خارجی انجام شده میتوان به موارد زیر اشاره کرد:
1) عدم کارایی بورس اوراق بهادار تهران ]6[و]9[؛
2) نبود شفافیت اطلاعاتی مناسب در بورس اوراق بهادار تهران ]4[؛
3) متفاوت بودن نمونه انتخابی و دوره زمانی پژوهش؛
4) متفاوت بودن فنهای آماری مورد استفاده.
پیشنهادها
براساس یافته های این پژوهش:
1) به پژوهشگران برای پژوهشهای آتی پیشنهاد میشود، رابطه بین تغییرات در موجودیکالا، سودآوری و ارزش شرکت را به تفکیک صنایع مختلف بررسی کنند.
2) برای پژوهشهای آینده پیشنهاد میشود، جامعه مورد مطالعه بزرگتری برای آزمون انتخاب شود، زیرا با انتخاب جامعه بزرگتر به نظر میرسد نتایج متفاوتی حاصل شود.
)
