نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 گروه حسابداری، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران
2 گروه حسابداری،دانشکده علوم انسانی، دانشگاه زنجان، زنجان، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Investors are interested in the analysis of cash flows and investments in companies and consequently the factors influencing them are important.The purpose of this study is to provide empirical evidence on the effect of conditional conservatism and agency costs on the relationship between cash flow and investment and whether the intensity of impact in firms with high agency costs is stronger or weaker than in low-agency cost firms. The sample consisted of 151 companies listed on Tehran Stock Exchange during the period of 2008-2018. The research hypotheses are tested using multiple regression with panel data. The results show that conditional coservatism, decreases the severity of the impact of cash flows on investment and the interactive effect of conditional conservatism more reduces the severity of this relationship, in high agency cost companies. The results also show that the explanation power based on GMM is better than the conventional OLS method. These findings can be incorporated into investor decision making to analyze corporate cash flows.
کلیدواژه‌ها [English]
پژوهش‌ها نشان دادند کیفیت اطلاعات حسابداری بر ارزش شرکت تأثیر می‌گذارد ]برای مثال 29،28،18،12،10[. حال این سؤال مطرح میشود که اطلاعات حسابداری با چه کیفیتی ارزش شرکت را متأثر میکند. اطلاعات حسابداری، زاییدۀ سیستم حسابداری است که در برخی از نمونه‌ها، شیوه‌های مختلفی را برای شناسایی رویدادهای مالی انعکاس‌پذیر در صورت‌های مالی در اختیار دارد.
یکی از مفاهیم حسابداری، محافظهکاری است که دست‌کم طی چندین دهه حتی یکی از اصول حسابداری در بیانیه‌های هیئت‌های تدوین‌کنندۀ استانداردهای حسابداری بوده است ]14[ و مفهوم ساده‌شدۀ آن این است که شناسایی افزایش دارایی‌ها و درآمدها به‌راحتیِ شناسایی کاهش ارزش دارایی‌ها و زیانها در حسابداری نیست ]40[. بر طبق نظر باسو ]9[، محافظهکاری گرایش مختص حسابداران تعریف میشود که برای شناسایی سود به سطح بالاتری از تأییدپذیری نسبت به شناسایی زیان در نظر می‌گیرند؛ یعنی شناسایی زودتر (سریع‌تر) زیان در مقایسه با شناخت سود. درواقع، این تعریف بیان‌کنندۀ محافظهکاری شرطی است. به محافظهکاری شرطی، محافظهکاری پس‌رویدادی یا محافظهکاری وابسته به اخبار هم گفته میشود.
گوای و ورچیا ]16[ و سویجس ]37[ بیان می‌کنند محافظهکاری شرطی، توانایی شرکت بر تأمین مالی ارزان‌تر را افزایش میدهد و از این طریق، سبب افزایش ارزش شرکت میشود. افزون بر این، محافظهکاری شرطی عملکرد نظارتی شرکت را تسهیل میکند و شرکت می‌تواند از مزایای حاکمیتی بهتر برخوردار شود ]27[.
جنسن ]22[ معتقد است محافظهکاری، سازوکاری است که در پیش‌بینی‌ها، تصمیم‌های سرمایهگذاری مدیریت را کنترل میکند و پس از تصمیم‌گیری‌ها، کارکرد نظارتی (بازخور) بر آن تصمیم‌ها را تسهیل میکند. قبل از سرمایهگذاری، مدیریت تمایل دارد از پروژه‌های با خالص ارزش فعلی منفی اجتناب کند و می‌داند که محافظهکاری به شناسایی به‌موقع زیان در پروژۀ سرمایه‌گذاری‌شده منجر میشود و پس از اجرای پروژه‌های سرمایهگذاری، نتایج حسابداری محافظه‌کارانه، ارزیابی اثربخش‌تری از عملکرد مدیریت مهیا می‌کنند.
مدیر برای سرمایهگذاری به منابع مالی نیاز دارد؛ چنانچه منابع داخلی برای سرمایهگذاری کفایت نکند، او مجبور است به تأمین مالی خارجی بپردازد و هرچه تأمین مالی خارجی بیشتری انجام شود، نظارت بر مدیر بیشتر میشود و انتظار می‌رود او با وسواس بیشتری بر سودآوری سرمایه‌گذاری‌ها متمرکز شود تا مبادا در فشار نظارت مضاعف ایجادشده قرار گیرد ]38،34 .[این موضوع به کارآمدی بهتر فعالیت‌های مدیریت منجر میشود. در ادبیات مربوطه، وابستگی میزان فعالیت سرمایهگذاری به وجود منابع داخلی با حساسیت سرمایهگذاری نسبت به جریانات نقدی (حساسیت جریان نقد - سرمایهگذاری) سنجیده میشود. این حساسیت نشاندهندۀ توانایی شرکت در دستیابی به منابع خارجی است ]20،21،24[. حساسیت کمتر نشان میدهد فعالیت‌های سرمایهگذاری شرکت نه‌تنها از منابع داخلی، از منابع خارجی (با هزینۀ مالی مناسب‌تر) نیز تأمین می‌شوند.
عواملی وجود دارند که با این حساسیت مرتبط‌اند. یکی از آنها هزینۀ نمایندگی است. حساسیت، زمانی بیشتر (کمتر) خواهد بود که اطلاعات نامتقارن زیادی (کمتری) بین مدیران و سرمایه‌گذاران وجود داشته باشد که این امر ناشی از هزینۀ نمایندگی بالا (پایین) است ]21،22[. ایمهوف ]21[ بیان میکند زمانی که هزینۀ نمایندگی نسبتاً بالایی وجود دارد، شرکت به دلیل هزینه‌های بالای سرمایهگذاری خارجی که سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان ایجاد کرده‌اند، کار دشوارتری در تأمین منابع خارجی دارد؛ بنابراین میزان منابع داخلی موجود برای پیش‌بینی فعالیت‌های سرمایهگذاری شرکت بسیار تأثیرگذار خواهد بود (حساسیت جریانهای نقدی – سرمایهگذاری بالا).
محافظهکاری شرطی هزینۀ سرمایهگذاری خارجی را کاهش میدهد ]16،37[. کاهش هزینۀ سرمایۀ خارجی باعث‌می‌شود شرکت کمک‌های خارجی را بسیار آسان‌تر به دست آورد؛ به‌طوری‌که فعالیت سرمایهگذاری، وابستگی کمتری به میزان منابع داخلی داشته باشد.
با توجه به این ایده، این پژوهش استدلال‌می‌کند محافظهکاری شرطی سطح حساسیت جریانهای نقدی - سرمایهگذاری را کاهش میدهد. علاوه بر این، ارزیابی ریسک تأمین‌کنندگان منابع مالی متأثر از هزینه‌های نمایندگی است ]41[.
هدف این پژوهش تمرکز بر حساسیت جریانهای نقدی - سرمایهگذاری است؛ بنابراین باید بر هزینه‌های نمایندگی ناشی از روابط نمایندگی بین تأمین‌کنندگان منابع مالی (سهامداران در برابر اعتباردهندگان) تمرکز کرد.
مقدار هزینۀ نمایندگی نشاندهندۀ سطح عدم تقارن اطلاعاتی است که شرکت سعی میکند آن را کاهش دهد. هرچه هزینۀ نمایندگی بیشتر باشد، ریسک سرمایه‌گذاران بیشترخواهد بود و هرچه ریسک بیشتر باشد، هزینۀ سرمایه خارجی که شرکت پرداخت میکند، بیشتر خواهد بود. هزینۀ سرمایه خارجی گران‌تر، کار شرکت را برای به دست آوردن منابع خارجی در هنگام سرمایهگذاری دشوار میکند؛ درنتیجه، مقدارسرمایه‌گذاری انجام‌شدۀ شرکت وابستگی زیادی به مقدار منابع داخلی خواهد داشت که نتیجۀ آن حساسیت بیشتر جریانهای نقدی - سرمایهگذاری است ]21[؛ بنابراین انتظار می‌رود سطح سرمایهگذاری و حساسیت جریان نقدی برای شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی بالاتر، بیشتر از شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی کمتر باشد. همچنین، محافظهکاری شرطی علاوه بر توانایی در کاهش هزینه‌های تأمین مالی خارجی، به بهبود کیفیت حاکمیتی شرکت‌ها منجر میشود ]27،21[. بر اساس این توضیح، اثر محافظهکاری شرطی در کاهش حساسیت جریانهای نقدی - سرمایهگذاری در شرکت‌های دارای مشکلات حاکمیتی (شرکت با هزینه‌های نمایندگی بالا) قوی‌تر و در شرکت‌های دارای سازوکار حاکمیتی خوب (با هزینۀ نمایندگی پایین) ضعیف‌تر است. در این پژوهش هدفِ تحلیل رابطۀ جریانات نقدی - سرمایهگذاری بررسی شده است و با توجه به توضیحات داده‌شده بر نقش دو عامل محافظهکاری شرطی و هزینۀ نمایندگی بر این رابطه تمرکز میشود. نیز به دنبال پاسخ به سؤالات زیر است:
(1) تأثیر محافظهکاری شرطی بر رابطۀ بین حساسیت جریان نقد عملیاتی - سرمایهگذاری چگونه است؟
(2) شدت تأثیر جریان نقد عملیاتی بر سرمایهگذاری در شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی بالا نسبت به شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی پایین چگونه است؟
(3) شدت تأثیر محافظهکاری شرطی بر کاهش حساسیت جریانهای نقدی - سرمایهگذاری برای شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی بالا نسبت به شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی پایین چگونه است؟
در ادامه به‌ترتیب مبانی نظری و پیشینۀ پژوهشهای مربوطه ارائه می‌شوند. به دنبال آن، روش پژوهش، جامعه و نمونۀ آماری، تبیین و تجزیه‌وتحلیل‌های مربوط به آزمون فرضیه‌ها ارائه می‌شوند. در انتها، نتیجه‌گیری‌ها، محدودیت‌ها و پیشنهادها برای پژوهشهای آتی بررسی می‌شوند.
مبانی نظری و پیشینۀ پژوهش
1. محافظهکاری شرطی و هزینۀ سرمایه
محافظهکاری شرطی، به شناخت به هنگام هزینه و زیان منجر میشود؛ ازاین‌رو، اطلاعات مالی پرخطر زودتر افشا می‌شوند و اطمینان سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان نسبت به شرکت بالاتر می‌رود و چون عدم اطمینان کاهش می‌یابد، هزینۀ تأمین مالی خارجی، کاهش و درنتیجه ارزش شرکت افزایش می‌بابد ]16،37[. مدیران دائماً در حال تصمیم‌گیری هستند و نتیجۀ تصمیم‌های آنها به تغییر منافع سهامداران و بستانکاران منجر میشود. مدیران جسور گاهی بی‌پروا به سرمایه‌گذاری‌های پُرریسک اقدام می‌کنند که نتیجۀ آن بعد مشخص میشود. محافظهکاری شرطی در حسابداری تاحدی از منافع سرمایه‌گذاران (سهامداران و بستانکاران) محافظت میکند؛ زیرا مدیران می‌دانند با وجود محافظهکاری حسابداری، نمی‌توانند زیان‌های محقق‌شده سرمایهگذاری را به تعویق بیندازند. همچنین، شناسایی درآمدها ممکن است معوق شود؛ بنابراین عملکرد مالی آنها زودتر مشخص میشود و توجه سرمایه‌گذاران را جلب خواهد کرد. پس مدیران برای اجتناب از فشار سرمایه‌گذاران، مجبور به تمرکز و گزینش بهتر پروژه‌های سرمایهگذاری می‌شوند که همسو با منافع سرمایه‌گذاران باشد ]40.[ علاوه بر این، محافظهکاری تسهیل عملکرد نظارتی را به دنبال دارد و عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیر و سرمایه‌گذاران (سهامداران و اعتباردهندگان) را کاهش میدهد و به ارتقای حاکمیت شرکتی منجر میشود ]27[؛ برای نمونه، مدیران از انتخاب پروژه‌های سرمایهگذاری با خالص ارزش فعلی منفی و پر ریسک خودداری می‌کنند تا مبادا نتیجۀ آتی با شناسایی به‌هنگام هزینه‌ها و زیانها و تعویق درآمدها، نگرش منفی سرمایه‌گذاران را به دنبال داشته باشد و پس از انجام سرمایهگذاری نیز نتایج حسابداری محافظه‌کارانه، از جلوه‌دادن بهتر عملکرد مدیریت جلوگیری میکند ]22[.
2. حساسیت جریانات نقدی - سرمایهگذاری
حساسیت جریان نقدی – سرمایهگذاری، شاخصی برای نشان‌دادن سطح وابستگی (حساسیت) فعالیت‌های سرمایهگذاری به در دسترس بودن منابع داخلی شرکت است و به تعبیر دیگر، اندازۀ این حساسیت نشاندهندۀ توانایی شرکت در دستیابی به منابع تأمین مالی خارجی در هنگام سرمایهگذاری است. حساسیت کوچک‌تر (بزرگ‌تر) نشاندهندۀ توانایی (ناتوانی) شرکت‌ها برای دریافت تأمین مالی خارجی برای فعالیت‌های سرمایهگذاری است ]11،21،32،20،13،34[.
فازاری، هوبارد و پترسون ]13[ در یک مطالعه به تحلیل حساسیت جریانهای نقدی – سرمایهگذاری پرداختند. آنها شرکت‌ها را براساس هزینۀ تأمین مالی خارجی به‌منزلۀ شاخصی از محدودیت مالی، دسته‌بندی و رابطۀ مذکور را در هر کدام از دسته‌ها تحلیل کردند. نتایج نشان دادند شرکت‌های دارای محدودیت (دارای موانع تأمین‌مالی بیشتر) دارای حساسیت جریانهای نقدی - سرمایهگذاری بیشتری نسبت به شرکت‌های با محدودیت کمترند (دارای منابع تأمین‌مالی نسبتاً کمتر). همچنین آلمدیا و کامپلو ]5[ در پژوهش خود دریافتند وجود دارایی‌های قابل وثیقه در شرکت‌های دارای محدودیت مالی به افزایش شدت حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری منجر میشود.
مولیر و شورس و ملورده ]33[ این قاعده را تأیید کردند. آنها با بررسی شرکت‌های کوچک و متوسط اروپایی و استفاده از شاخص محقق‌ساخته برای محدودیت مالی، دریافتند در این شرکت‌ها در صورت وجود محدودیت مالی، شدت حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری افزایش یافته است.
برادران حسن‌زاده و بادآور نهندی و نگهبان ]1[ در پژوهش خود با دو معیار مختلف به اندازه‌گیری محدودیت مالی پرداختند. یافته‌های آنها نشان دادند باوجود نبود رابطۀ معنادار بین محدودیت مالی و کارایی سرمایهگذاری با یکی از معیارها، تأثیر مثبت محدودیت مالی بر کارایی سرمایهگذاری در معیار دیگر وجود داشته است.
3. هزینۀ نمایندگی
مسائل نمایندگی در شرکت‌ها به سه نوع تقسیم می‌شوند ]15[.
نوع اول، مناقشه بین سهامداران و مدیریت است. نوع دوم، مناقشه بین بیشتر سهامداران به اضافۀ مدیریت در مقابل اقلیت است و نوع سوم، مناقشه بین سهامداران و طلبکاران است ]40[.
از منظر سهامداران، گزارشگری نه‌تنها باید ارزش دارایی‌ها را نشان دهد، سطح اعتباربخشی آنها نیز حائز اهمیت است. هوبارد ]20[ در پژوهش خود استدلال میکند چون هزینۀ نمایندگی، شاخصی از عدم تقارن اطلاعاتی است، هرچه هزینۀ نمایندگی بالاتر باشد، ازنظر اعتباردهندگان خارجی ریسک شرکت بیشتر است و نرخ هزینه سرمایۀ بالاتری را مطالبه می‌کنند؛ به همین دلیل در این شرکت‌ها، بیشتر بر تأمین مالی داخلی تمرکز میشود و درنتیجۀ آن، حساسیت جریان نقدی و سرمایهگذاری بیشتر است. بر پایۀ این استدلال، واتز ]39[ بر نقش محافظهکاری در این رابطه تأکید میکند. در پژوهش او، اینگونه استدلال شده است که محافظهکاری شرطی به سبب شناسایی به‌موقع‌تر هزینه‌ها نسبت به درآمدها، به افزایش سطح اطمینان اعتباردهندگان خارجی منجر میشود و با کاهش نرخ تأمین مالی خارجی، حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری را کاهش میدهد. ایمهوف ]21[ در پژوهش خود این فرضیه را بررسی کرد که شدت کاهش حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری در شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی بالاتر، نسبت به شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی پایین‌تر بیشتر است؛ زیرا در شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی بالاتر، ریسک زیادتر، تمایل انتقال وجود از اعتباردهندگان را بیشتر کاهش میدهد و نرخ هزینۀ سرمایه به‌وسیلۀ آنها حالت تصاعدی می‌گیرد. پس با کاهش سطح ریسک ناشی از محافظهکاری، نرخ بالای مطالبه‌شدۀ تأمین‌کنندگان خارجی به همان نسبت صعودی، بیشتر کاهش می‌یابد. عرب‌صالحی و کاظمی نوری ]4[ با بررسی تأثیر مستقیم هزینه‌های نمایندگی بر حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری دریافتند هزینه‌های نمایندگی به‌تنهایی عامل ایجاد بیش (کم) سرمایهگذاری نیست؛ اما باعث افزایش حساسیت سرمایهگذاری - جریانهای نقدی میشود. سامت و جاربوی ]36[ با تأکید بر نقش مثبت مسئولیت‌پذیری اجتماعی، ضمن تأیید تأثیر هزینۀ نمایندگی بر حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری، دریافتند مسئولیت‌پذیری اجتماعی، نقش تعدیل‌کننده و کاهشی بر این تأثیرگذاری دارد. با وجود این، ماکینا و ویل ]31[ با تفکیک عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی در پژوهش خود در شرکت‌های آفریقای جنوبی، به این نتیجه رسیدند که تأثیر مثبت عدم تقارن اطلاعاتی بر حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری، بیشتر از هزینه‌های نمایندگی بوده است.
فرضیههای پژوهش
1. محافظهکاری شرطی و حساسیت جریانهای نقدی - سرمایهگذاری
محافظهکاری شرطی عبارت است از تمایل حسابداران به ثبت به‌موقع هزینه‌ها و تعویق شناسایی درآمدها. این گرایش باعث شده است مدیریت، اطلاعات بیشتری را به‌طور کامل و با قابلیت اطمینان بیشتری ارائه دهد تا اطلاعات حسابداری از جنبۀ اعتمادپذیری، مفید واقع شود و عدم اطمینان در گزارشگری مالی کاهش یابد؛ بنابراین ریسک شرکت در برابر سرمایه‌گذاران و بستانکاران کمتر میشود و هزینۀ دسترسی به تأمین مالی خارجی کاهش می‌یابد ]37،16[. هزینۀ پایین‌تر سرمایهگذاری خارجی شرکت را قادر می‌سازد وجوه خارجی را به‌منزلۀ منبع تأمین مالی فعالیت‌های سرمایهگذاری به کار گیرد و درنتیجه باعث میشود شرکت وابستگی کمتری به منابع داخلی سرمایهگذاری داشته باشد ]21 .[با توجه به این استدلال، فرضیۀ اول پژوهش به شرح زیر است:
H1: محافظهکاری شرطی بر رابطۀ حساسیت جریانهای نقدی – سرمایهگذاری تأثیر منفی دارد.
2. حساسیت جریانهای نقدی – سرمایهگذاری و هزینۀ نمایندگی
متغیرهای دیگری وجود دارند که بر حساسیت جریانهای نقدی – سرمایهگذاری تأثیر می‌گذارند. هزینه‌های نمایندگی شدت حساسیت را تغییر میدهد؛ برای مثال، هزینه‌های نمایندگی بر ارزیابی ریسک تأمین‌کنندگان سرمایه تأثیرگذار است ]40[ و هرچه ریسک تأمین‌کنندۀ سرمایه کمتر ارزیابی شود، احتمالاً او حاضر است با نرخ کمتری به تأمین مالی پروژه‌های شرکت بپردازد.
ایمهوف ]21[ معتقد است میزان هزینۀ نمایندگی نشاندهندۀ سطح عدم تقارن اطلاعاتی است که تلاش میشود شرکت آن را کاهش دهد. هزینۀ نمایندگی بیشتر (کمتر)، به ارزیابی ریسک بیشتر و درنتیجه، بازده مورد انتظار بیشتر (کمتر) برای تأمین‌کنندگان سرمایه منجر میشود و این نگرش، تأمین مالی خارجی شرکت را گران‌تر میکند و بنابراین بازدهی پروژه‌ها کمتر میشود. همچنین، باوجود محدودیت در تأمین مالی خارجی، تأکید مدیران بر تأمین مالی داخلی، بیشتر و حساسیت جریان نقدی – سرمایهگذاری بیشتر میشود. بر اساس این توضیحات، فرضیۀ زیر طرح میشود:
H2: حساسیت جریانهای نقدی – سرمایهگذاری در شرکت‌های دارای هزینه‌های نمایندگی بالا، بیشتر از شرکت‌هایی است که هزینه‌های نمایندگی کمتری دارند.
3. اثر محافظهکاری شرطی بر حساسیت جریانهای نقدی - سرمایهگذاری با در نظر گرفتن هزینه‌های نمایندگی
شرکت‌های دارای مشکلات نمایندگی بیشتر، در حاکمیت سازمانی نیز دچار مشکلات بیشتری هستند ]40[. نبود حاکمیت مطلوب، عدم تقارن اطلاعات را بالا می‌برد؛ به‌طوری‌که این شرکت‌ها نسبت به انتخاب نامطلوب و خطر اخلاقی آسیب‌پذیرترند. این وضعیت سبب میشود مدیران به دلیل کاهش آسیب‌پذیری از عدم تقارن اطلاعات، مقدار هزینۀ بیشتری را در هزینه‌های نمایندگی منعکس کنند. در این شرایط محافظهکاری شرطی یک راه‌حل در نظر گرفته میشود؛ چون می‌تواند نظارت مؤثر برای حاکمیت شرکتی در بر داشته باشد.
ایمهوف ]21[ معتقد است در شرکت‌های دارای مشکلات حاکمیتی (که هزینه‌های نمایندگی مشخص می‌کنند) تأثیر محافظهکاری شرطی در کاهش حساسیت بیشتر خواهد بود. دلیلش این است که پذیرش محافظهکاری شرطی در شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی بالا هزینۀ سرمایهگذاری را کاهش میدهد و همچنین عملکرد حاکمیت شرکتی را بهبود می‌بخشد. این امر باعث میشود تأمین‌کنندگان سرمایه، هنگامی که شرکت‌های با ساختار حاکمیتی ضعیف (هزینۀ نمایندگی بالا)، محافظهکاری شرطی را اتخاذ می‌کنند، واکنش مثبت‌تری (تغییر بیشتر در نرخ بازده مورد انتظار) نشان دهند نسبت به اینکه محافظهکاری شرطی در شرکت‌های دارای حاکمیت مطلوب (هزینۀ نمایندگی پایین) به کار گرفته شود. از این استدلال، فرضیۀ زیر طرح میشود:
H3: تأثیر منفی محافظهکاری شرطی بر حساسیت جریان نقدی – سرمایهگذاری برای شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی بالا نسبت به شرکت‌های با هزینۀ پایین نمایندگی، بیشتر است.
روش پژوهش
این پژوهش ازنظر هدف، کاربردی است؛ زیرا با استفاده از مدل‌ها، روش‌ها و نظریه‌های موجود، بهبود وضعیت تصمیم‌گیری را مدنظر دارد. همچنین از نظر ماهیت توصیفی -همبستگی است که به‌صورت شبه‌تجربی با استفاده از مدل‌های رگرسیونی انجام شده است.
جامعۀ آماری، شامل شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران و نمونه آماری شامل دادههای 151 شرکت در بازه زمانی 1387 تا 1397 است که با توجه به معیارهای زیر و بر مبنای شیوۀ حذف سامانمند از جامعۀ آماری گزینش شده است:
1) جزء شرکت‌های سرمایهگذاری، مؤسسات مالی و بانکی و لیزینگ، بیمه، واسطه‌گری‌های مالی نباشند. دلیل این امر تفاوت در نوع فعالیت آنها است.
2) به‌منظور مقایسه‌پذیر بودن اطلاعات، پایان سال مالی شرکت منتهی به 29 اسفند در همان سال باشد.
3) در سال مدنظر، دست‌کم هر سه ماه یک‌بار، سهام آنها مبادله شده باشد؛ زیرا توقف بیش از حد معاملاتی نشان از وجود مشکل در فرایند عملیاتی یا اداری شرکت دارد که بر متغیرهای پژوهش تأثیرگذار است.
4) کلیۀ دادههای موردنیاز پژوهش برای شرکت‌های بررسی‌شده موجود باشد.
دادههای موردنیاز برای آزمون فرضیه‌ها، ابتدا از پایگاه دادۀ آرشیو بورس و نرم‌افزار رهاورد نوین، استخراج، سپس با استفاده از ابزارهای موجود در نرم‌افزار اکسل محاسبات ثانویه انجام شد و ترتیب‌بندی داده‌ها صورت گرفت تا قابلیت استفاده در نرم‌افزار استتا[1] را داشته باشد.
مدل‌های تحقیق
برای آزمون فرضیههای پژوهش از الگوی رگرسیون چندگانه بهره گرفته شد که در ادامه تشریح میشود:
برای اندازه‌گیری حساسیت جریان نقد -سرمایهگذاری، بیشتر از ضریب رابطۀ رگرسیونی بین جریان نقد (متغیر مستقل) و سرمایهگذاری (متغیر وابسته) استفاده میشود ]19،3[؛ بنابراین ابتدا فرضیۀ ضمنی پژوهش با مدل (1) بررسی شد که به تأثیرگذاری جریانهای نقدی بر سرمایهگذاری اشاره دارد.
مدل (1)
INVit = αit + β1CFOit + β2Qit + β3SIZEit +β4RETit-1 + β5INVit-1+ εit(1)
سپس برای آزمون فرضیههای اول، دوم و سوم به‌ترتیب از مدل‌های شماره 2 و 3 و 4 استفاده شد که به‌صورت زیر است:
مدل (2)
INVit = αIt + β1CFOit + β2CONSit + β3CFOit * CONSit + β4Qit + β5SIZEit + β6RETit-1 + β7INVit-1 + εit
مدل (3)
INVit = αIt + β1CFOit + β2AGENCYit + β3AGENCYit * CFOit+ β4Qit+ β5SIZEit + β6RETit-1 + β7INVit-1 + εit
مدل (4)
INVit = αIt + β1CFOit + β2CONSit+ β3CFOit * CONSit + β4AGENCYit + β5AGENCYit * CFOit + β6CFOit * CONSit * AGENCYit + β7Qit + β8SIZEit + β9RETit-1 + β10INVit-1 + εit
متغیرهای پژوهش براساس نقش آنها در مدل‌های یادشده به شرح زیر تعریف میشود:
متغیرهای وابسته:
در مدل 1 و مدل‌های 2 تا 4 متغیر وابسته سرمایهگذاری است:
INV، سرمایهگذاری: مخارج سرمایه‌ای همگنشده به‌وسیلۀ جمع دارایی‌های ابتدای دوره
با توجه به اینکه هدف اصلی این پژوهش تمرکز بر تغییرات حساسیت جریانهای نقدی و سرمایهگذاری است، متغیر وابسته پژوهش (متغیر تصمیم‌گیری) در مدل‌های 2 و 3 و 4 سرمایهگذاری است که به پیروی از ایمهوف ]21[ و ویبانا ]40[ این متغیر به‌صورت غیرمستقیم و با تغییرات β1 در کلیۀ مدل‌های مربوط به آزمون فرضیه‌ها اندازه‌گیری میشود.
متغیر مستقل:
CFO، جریان نقد عملیاتی: جریان نقد ناشی از عملیات شرکت، همگنشده براساس دارایی‌ها در دورۀ مدنظر.
متغیرهای تعدیل‌کننده:
CONS، محافظهکاری شرطی (β3it در مدل 8): به‌منظور محاسبۀ این متغیر از مدل خان و واتز ]26[ استفاده شده است. آنها از مدل مقطعی باسو ]9 [ استفاده کردند که به‌صورت مدل (5) است:
مدل (5)
EPSi.t = αIt + β1DRi.t + β2RETi.t + β3DRi.t∗ RETi.t + εit
در مدل (5)، EPS سود خالص شرکت همگنشده با دارایی‌ها، DR متغیر دو وجهی که اگر بازده سهم در سال گذشته مثبت باشد، عدد صفر و در غیر این صورت، عدد 1 است و RET بازده سهم در سال گذشته است. در این رابطه، محافطه‌کاری شرطی با استفاده از ضریب مثبت و معنادار β3 اندازه‌گیری میشود.
سپس ضرایب β2 و β3 در مدل (۵) که به‌ترتیب نشاندهندۀ اخبار خوب و اخبار بد هستند، با مدل‌های (۶) و (۷) جایگزین می شوند.
بعد جمله «در حسابداری اخبار خوب با محافظهکاری و تعویق زمانی باید منعکس شوند و اخبار بد زودتر» در زیرنویس بیاید:
مدل (6)
G− SCORE = β2it = μ1t + μ2tSIZEi.t + μ3tMTBi.t + μ4tLEVi.t
مدل (7)
C− SCORE = β3it = λ1t + λ2tSIZEi.t + λ3tMTBi.t + λ4tLEVi.t
SIZE، لگاریتم جمع دارایی‌ها،
MTB، ارزش دفتری به ارزش بازار و
LEV، نسبت بدهی به جمع دارایی است.
در مرحله بعد، مدل (8) به‌صورت مقطعی برآورد میشود:
مدل (8)
EPSit= β0 + β1i.tDRi.t + RETi.t(μ1.t + μ2tSIZEi.t + μ3tMTBi.t + μ4tLEVi.t) + DRi.t∗ RETi.t(λ1t + λ2tSIZEi.t + λ3tMTBi.t + λ4tLEVi.t) + (δ1tSIZEi.t + δ2tMTBi.t + δ3tLEVi.t + δ4tDRi.t ∗ SIZEi.t + δStDRi.t∗ MTBi.t + δ6tDRi.t ∗ LEVi.t) + εi.t
و درنهایت با استفاده از برآوردهای مدل (8) مقدار β3it برای هر شرکت در هر سال محاسبه میشود که شاخص محافظهکاری شرطی است.
Agency، هزینه‌های نمایندگی: از دو معیار برای اندازه‌گیری هزینه‌های نمایندگی استفاده شده است.
معیار اول:
Dividend، سود نقدی: برابر است با نسبت سود پرداختی به سود خالص ]17،35[.
معیار دوم:
FCF*GO، حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد ]2 [که به‌صورت معادله (1) است.
معادله (1)
𝐹𝐶𝐹𝑖𝑡 = (𝐼𝑁𝐶𝑖𝑡 − 𝑇𝐴𝑋𝑖𝑡 − 𝐼𝑁𝑇𝐸𝑃𝑖𝑡 − 𝐶𝑆𝐷𝐼𝑉𝑖𝑡) /𝐴𝑖,−1
FCF: جریان نقد آزاد ]30[،
𝐼𝑁𝐶𝑖𝑡: سود خالص،
𝑇𝐴𝑋: مالیات،
𝐼𝑁𝑇𝐸𝑃: هزینه پرداختی،
𝐶𝑆𝐷𝐼𝑉: سود پرداخت شده سهام،
𝐴: جمع دارایی‌ها
GO، فرصت رشد: یک متغیر دو وجهی است که اگر نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار شرکت کوچک‌تر از یک باشد، برابر با 1 است و در غیر این صورت، عدد صفر خواهد بود.
در مدل شماره (2) از دو معیار بالا برای اندازه‌گیری هزینۀ نمایندگی استفاده شده است و در مدل (3) براساس هر دو معیار هزینۀ نمایندگی (سود نقدی و حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد)، شرکت‌ها به دو دسته (براساس میانه) تقسیم می‌شوند؛ برای دستۀ دارای نسبت سود نقدی کمتر از میانه، عدد 1 و برای دستۀ دیگر، عدد صفر در نظر گرفته میشود.
متغیرهای کنترلی:
Size، اندازه: لگاریتم طبیعی ارزش دفتری مجموع دارایی‌های شرکت.
Q، کیوتوبین: برابر است با نسبت مجموع ارزش دفتری بدهی‌ها و ارزش بازار سهام شرکت تقسیم بر جمع ارزش دفتری دارایی‌ها.
RETit-1: بازده سهام سالانه شرکت i در دورۀ گذشته.
INVit-1: ارزش سرمایهگذاری شرکت در دورۀ گذشته.
آمار توصیفی
در نگارۀ شماره (1) مشاهده میشود در شرکت‌های نمونه، به‌طور متوسط حدود 25/0 از دارایی‌ها، از نوع سرمایهگذاری ثابت عملیاتی است و هرچند میانۀ شرکت‌ها از این عدد کمتر است، با توجه به خطای معیار، پراکندگی بین شرکت‌های نمونه اندک بوده است. جریان نقد عملیاتی با توجه به شرایط اقتصادی کشور در سال‌های مختلف برای شرکت‌ها متفاوت بوده است؛ ولی به‌طور متوسط در حدود کمتر از 10% دارایی‌ها در شرکت‌ها، گردش نقدی ناشی از عملیات بوده است. شاخص محافظهکاری، کمترین پراکندگی با خطای معیار 032/0 را داشته است و این شاخص به‌نوعی هم‌جهت‌بودن شرکت‌ها را ازنظر اعمال محافظهکاری تجویزشده در استانداردهای حسابداری نشان میدهد. همچنین آمار توصیفی براساس تفکیک شرکت‌ها بر مبنای نسبت سود نقدی (معیار اول برای هزینه‌های نمایندگی) در بخش (ب) و (ج) نگارۀ شماره (1) آورده شده است.
|
نگاره 1- آمار توصیفی متغیرهای منتخب |
||||||||
|
بخش الف. آمار توصیفی مربوط به کل شرکت‌های نمونه |
||||||||
|
خطای معیار |
کمترین |
بیشترین |
میانه |
میانگین |
متغیر |
نماد |
||
|
207/0 |
0 |
689/0 |
203/0 |
254/0 |
سرمایهگذاری |
INV |
||
|
230/2 |
824/0- |
632/0 |
120/0 |
083/0 |
جریان نقد عملیاتی |
CFO |
||
|
032/0 |
0039/0- |
0051/0 |
0015/0 |
0011/0 |
محافظهکاری شرطی |
CONS |
||
|
682/0 |
0 |
936/0 |
098/0 |
128/0 |
نسبت سود نقدی |
Devident |
||
|
328/0 |
0 |
643/0 |
4630/0 |
0412/0 |
حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد |
FCF*GO |
||
|
268/1 |
488/0 |
524/14 |
614/1 |
962/1 |
کیوتوبین |
Q |
||
|
482/1 |
9/905 |
769/19 |
548/13 |
662/13 |
اندازه |
SIZE |
||
|
732/3 |
78/0- |
2/449 |
12/951 |
38/414 |
بازده سالانۀ سهام |
RET |
||
|
منبع: یافته‌های پژوهش نگاره 1. بخش ب. آمار توصیفی مربوط به شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی بالا |
||||||||
|
خطای معیار |
کمترین |
بیشترین |
میانه |
میانگین |
متغیر |
نماد |
||
|
179/0 |
0 |
571/0 |
225/0 |
283/0 |
سرمایهگذاری |
INV |
||
|
680/1 |
434/0- |
632/0 |
113/0 |
076/0 |
جریان نقد عملیاتی |
CFO |
||
|
029/0 |
0039/0- |
005/0 |
0039/0 |
002/0 |
محافظهکاری شرطی |
CONS |
||
|
439/0 |
0 |
643/0 |
568/0 |
0612/0 |
حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد |
FCF*GO |
||
|
224/1 |
488/0 |
624/13 |
961/1 |
318/2 |
کیوتوبین |
Q |
||
|
420/1 |
905/9 |
18/325 |
221/13 |
296/13 |
اندازه |
SIZE |
||
|
568/3 |
62/0- |
2/449 |
051/11 |
315/22 |
بازده سالانۀ سهام |
RET |
||
|
منبع: یافته‌های پژوهش نگاره 1. بخش ج. آمار توصیفی مربوط به شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی پایین |
||||||||
|
خطای معیار |
کمترین |
بیشترین |
میانه |
میانگین |
متغیر |
نماد |
||
|
169/0 |
0 |
689/0 |
183/0 |
217/0 |
سرمایهگذاری |
INV |
||
|
001/2 |
824/0- |
473/0 |
129/0 |
086/0 |
جریان نقد عملیاتی |
CFO |
||
|
061/0 |
0002/0- |
0042/0 |
0003/0 |
0005/0 |
محافظهکاری شرطی |
CONS |
||
|
311/0 |
0 |
392/0 |
3670/0 |
0199/0 |
حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد |
FCF*GO |
||
|
715/1 |
638/0 |
524/14 |
528/1 |
713/1 |
کیوتوبین |
Q |
||
|
526/1 |
267/10 |
769/19 |
769/13 |
983/13 |
اندازه |
SIZE |
||
|
218/4 |
78/0- |
3/269 |
362/23 |
118/43 |
بازده سالانۀ سهام |
RET |
||
منبع: یافته‌های پژوهش
|
آزمون فروض کلاسیک به‌منظور انجام تخمین‌های مناسب رگرسیون با دادههای ترکیبی، ابتدا لازم است فروض کلاسیک بررسی شوند، سپس نوع مدل کاربردی دادههای ترکیبی مشخص شود. در این پژوهش برای نرمال‌بودن خطاهای مدل‌ها (پسماندها) از آزمون جارکو- برا[2] (احتمال آمارۀ آزمون کمتر از 5% باشد) و برای همسانی واریانس خطاها از آزمون ولدریج[3] (احتمال آماره آزمون بیشتر از 5% باشد) استفاده شد که نتایج در نگارۀ شماره (2)، حاکی از برقراری این دو فرض است. برای فرض عدم هم‌خطی بین متغیرهای مستقل و کنترلی از عامل تورم واریانس (کوچک‌تر از 5 باشد) و برای استقلال خطاها از |
|
آزمون دوربین واتسون[4] (آماره بین 5/1 و 5/2 باشد) استفاده شد. همچنین به‌منظور اطمینان از ثابت‌بودن میانگین و واریانس داده‌ها و کواریانس آنها در طی دوره‌های مختلف از آزمون مانایی لوین، لین، چو[5] (احتمال آماره آزمون بیشتر 5% باشد) استفاده شد. همان‌گونه که اعداد نگاره (3) نشان می‌دهند کلیۀ فروض مربوطه برای انجام رگرسیون حداقل مربعات معمولی تأیید می‌شوند. در مرحلۀ بعد باید نوع دادههای ترکیبی مشخص شود. به همین منظور ابتدا آزمون اف لیمر و سپس آزمون هاسمن[6] برای نوع دادههای ترکیبی انجام شد که نتایج در نگاره (2) نشان می‌دهند برای مدل (1) و سایر مدل‌ها (مدل 2 تا 4) داده‌ها از نوع تابلویی با اثرات ثابت‌اند
|
|
نگاره 2. نتایج آزمون F لیمر، هاسمن، ناهمسانی واریانس، خودهمبستگی و نرمالیتی خطاها |
||||
|
نام آزمون |
فرض صفر |
سطح معناداری |
نتیجه |
|
|
مدل (1) |
F لیمر |
تلفیقی |
0001/0 |
تابلویی |
|
هاسمن |
اثرات تصادفی |
0000/0 |
اثرات ثابت |
|
|
والد تعدیل‌شده |
همسانی واریانس |
3961/0 |
همسانی واریانس |
|
|
ولدریج |
عدم خودهمبستگی |
1331/0 |
عدم خودهمبستگی |
|
|
|
جارکو - برا |
نرمال‌بودن |
6925/0 |
نرمال‌بودن |
|
مدل (2): فرضیۀ اول |
F لیمر |
تلفیقی |
0001/0 |
تابلویی |
|
هاسمن |
اثرات تصادفی |
0000/0 |
اثرات ثابت |
|
|
والد تعدیل‌شده |
همسانی واریانس |
1539/0 |
ناهمسانی واریانس |
|
|
ولدریج |
عدم خودهمبستگی |
1827/0 |
عدم خودهمبستگی |
|
|
|
جارکو - برا |
نرمال‌بودن |
7236/0 |
نرمال‌بودن |
|
مدل (3): فرضیۀ دوم |
F لیمر |
تلفیقی |
0001/0 |
تابلویی |
|
هاسمن |
اثرات تصادفی |
0000/0 |
اثرات ثابت |
|
|
والد تعدیل‌شده |
همسانی واریانس |
4283/0 |
ناهمسانی واریانس |
|
|
ولدریج |
عدم خودهمبستگی |
2657/0 |
عدم خودهمبستگی |
|
|
|
جارکو - برا |
نرمال‌بودن |
7226/0 |
نرمال‌بودن |
|
مدل (4): فرضیۀ سوم |
F لیمر |
تلفیقی |
0000/0 |
تابلویی |
|
هاسمن |
اثرات تصادفی |
0001/0 |
اثرات ثابت |
|
|
والد تعدیل‌شده |
همسانی واریانس |
2644/0 |
همسانی واریانس |
|
|
ولدریج |
عدم خودهمبستگی |
1763/0 |
عدم خودهمبستگی |
|
|
|
جارکو - برا |
نرمال‌بودن |
7652/0 |
نرمال‌بودن |
منبع: یافته‌های پژوهش
|
نگاره 3- نتایج حاصل از آزمون عدم هم‌خطی بین متغیرهای مستقل و کنترلی و آزمون مانایی متغیرهای پژوهش |
||||||
|
|
متغیرهای پژوهش |
vif |
آمارۀ آزمون لوین، لین، چو |
سطح معناداری آمارۀ آزمون لوین، لین، چو |
نتیجه |
|
|
|
سرمایهگذاری |
65/1 |
11/25- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
|
|
جریان نقد عملیاتی |
32/1 |
32/13- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
|
|
محافظهکاری شرطی |
29/3 |
29/14- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
|
|
نسبت سود نقدی |
56/1 |
36/9- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
|
|
حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد |
76/3 |
41/14- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
|
|
کیوتوبین |
55/1 |
12/14- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
|
|
اندازه |
17/1 |
63/10- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
|
|
بازده سالانۀ سهام (سال قبل) |
47/1 |
37/17- |
00/0 |
مانا - فاقد هم‌خطی با سایر متغیرها |
|
منبع: یافته‌های پژوهش
در مدل (1) برای تعیین حساسیت جریان نقدی – سرمایهگذاری از ضریب متغیر جریان نقدی استفاده میشود؛ همان‌گونه که نتایج برازش مدل (1) در نگارۀ شماره (4) ارائه شدهاند، احتمال آماره F معناداربودن کل رگرسیون را نشان میدهد. ضریب 02/0 برای جریان نقد عملیاتی و معناداربودن در سطح 95%، امکان بررسی فرضیههای پژوهش را فراهم می‌آورد که مطابق با انتظار نظری است، مبنی بر اینکه هرچه جریان نقد عملیاتی افزایش یابد، سرمایهگذاری در دارایی‌های تولیدی نیز افزایش خواهد یافت. در بیشتر پژوهش‌ها، چه در داخل و چه در خارج از کشور، تأثیرگذاری مثبت جریان نقدی بر سرمایهگذاری تأیید شده است؛ مانند ]40، 21، 39[.
همچنین ضرایب متغیرهای کنترلی اندازه و کیوتوبین هر دو معنادار است. ضریب منفی متغیر اندازه با مقدار 006/0 نشان میدهد که هرچه شرکت کوچک‌تر باشد، میزان سرمایهگذاری همگنشده بیشتر بوده است؛ درحالی‌‌که در پژوهش ویبانا ]40[ این ضریب مثبت بوده و تأثیر مستقیم اندازه بر سرمایهگذاری گزارش شده است. ضریب مثبت کیوتوبین مطابق با بیشتر پژوهش‌ها مانند ]39،21[ نشاندهندۀ تأثیر مستقیم این نسبت بر سرمایهگذاری همگنشده است.
|
نگاره 4. نتایج برازش مدل (1): حساسیت جریان نقد و سرمایهگذاری |
|||
|
INVit = αit + β1CFOit + β2Qit + β3SIZEit +β4RETit-1 + β5INVit-1+ εit |
|||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
αit |
0948/0 |
16/14 |
0000/0 |
|
CFOit |
0205/0 |
01/6 |
0000/0 |
|
Qit |
0082/0 |
47/14 |
0000/0 |
|
SIZEit |
0062/0- |
31/13- |
0000/0 |
|
RETit |
0008/0- |
23/1- |
2186/0 |
|
INVit-1 |
0320/0 |
47/8 |
0000/0 |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
574/0 |
آماره D.W |
070/2 |
|
آماره F |
08/14 |
معناداری آماره F |
000/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
آزمون فرضیۀ اول:
نتایج برازش مدل (2) در نگارۀ شماره (5) آورده شده است. احتمال آماره F که کمتر از 5% است، حاکی از معناداری مدل و آمارۀ دوربین واتسون 07/2 حاکی از استقلال خطاهای مدل مزبور است. ضریب متغیر محافظهکاری شرطی (005/0- ) است که ازنظر آماری معنادار نیست. متغیر تعیین‌کنندۀ این فرضیه یعنی حاصل‌ضرب محافظهکاری و جریان نقدی، (069/0- ) و معنادار است و به این مفهوم است که محافظهکاری به‌صورت معکوس به تعدیل رابطه بین جریان نقدی و سرمایهگذاری منجر میشود؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش تأیید میشود که عبارت است از «محافظهکاری شرطی به‌صورت تعاملی، بر حساسیت جریانات نقدی – سرمایهگذاری تأثیر منفی دارد».
|
نگاره 5. نتایج برازش مدل (2) مربوط به فرضیۀ اول |
|||
|
INVit = αIt + β1CFOit + β2CONSit + β3CFOit * CONSit + β4Qit + β5SIZEit + β6RETit-1 + β7INVit-1 + εit t |
|||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
αit |
0953/0 |
06/18 |
000/0 |
|
CFOit |
0161/0 |
30/4 |
000/0 |
|
CONSit |
0050/0- |
78/0- |
431/0 |
|
CFOit * CONSit |
0691/0- |
08/2- |
036/0 |
|
Qit |
0080/0 |
89/16 |
000/0 |
|
SIZEit |
0061/0- |
31/18- |
0000/0 |
|
RETit-1 |
0008/0- |
31/1- |
189/0 |
|
INVit-1 |
0319/0 |
39/8 |
000/0 |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
57/0 |
آماره D.W |
07/2 |
|
آماره F |
87/13 |
معناداری آماره F |
000/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
آزمون فرضیۀ دوم
نتایج برازش مدل (3) در نگارۀ شماره (6) آورده شده است. این مدل دوبار برازش شده و هربار یکی از شاخص‌های اندازه‌گیری هزینه‌های نمایندگی یعنی نسبت سود نقدی و حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد (به‌صورت دو وجهی) در مدل قرار گرفته است. احتمال آماره F برای هر دوبار برازش، کمتر از 5% است که حاکی از معناداری مدل و آمارۀ دوربین واتسون 06/2 و 07/2 حاکی از استقلال خطاهای مدل مزبور است. ضریب متغیر هزینۀ نمایندگی با معیار اول، مثبت و معنادار، ولی با معیار دوم باوجود مثبت‌بودن، ازنظر آماری معنادار نیست؛ ولی متغیر تعیین‌کننده، حاصل‌ضرب تعاملی جریان نقدی و هزینۀ نمایندگی است که برای هر دو برازش مثبت و معنادار (002/0و 016/0) است. به عبارت دیگر، هزینۀ نمایندگی به‌طور مستقیم بر رابطۀ بین جریان نقد و سرمایهگذاری تأثیر می‌گذارد. با توجه به دووجهی بودن متغیر هزینۀ نمایندگی، معناداربودن ضریب تعاملی، حاکی از بیشتربودن تأثیرگذاری در شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی بالاتر نسبت به شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی پایین‌تر است؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش، مبنی بر «حساسیت جریانات نقدی – سرمایهگذاری در شرکت‌های دارای هزینه‌های نمایندگی بالاتر، بیشتر از شرکت‌های دارای هزینه‌های نمایندگی کمترند» تأیید میشود.
|
|
نگاره 6. نتایج برازش مدل (3) مربوط به فرضیۀ دوم |
||||||||
|
|
INVit = αIt + β1CFOit + β2AGENCYit + β3AGENCYit * CFOit + β4Qit + β5SIZEit + β6RETit-1 + β7INVit-1 + εit |
||||||||
|
نسبت سود نقدی |
|
حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد |
|||||||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
|
αit |
0974/0 |
77/14 |
0000/0 |
|
αit |
036/0 |
00/12 |
000/0 |
|
|
CFOit |
0217/0 |
89/8 |
0000/0 |
|
CFOit |
018/0 |
42/6 |
000/0 |
|
|
AGENCYit |
0018/0 |
78/6 |
0009/0 |
|
AGENCYit |
0019/0 |
34/1 |
065/0 |
|
|
AGENCYit * CFOit |
0029/0 |
29/2- |
006/0 |
|
AGENCYit * CFOit |
0161/0 |
83/6 |
000/0 |
|
|
Qit |
0082/0 |
55/13 |
0000/0 |
|
Qit |
0029/0 |
52/9 |
000/0 |
|
|
SIZEit |
0064/0- |
22/13- |
0000/0 |
|
SIZEit |
0052/0- |
25/16- |
000/0 |
|
|
RETit-1 |
00007/0- |
18/1- |
2343/0 |
|
RETit-1 |
0004/0- |
87/0- |
432/0 |
|
|
INVit-1 |
031/0 |
55/8 |
0000/0 |
|
INVit-1 |
032/0 |
55/10 |
000/0 |
|
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
51/0 |
آماره D.W |
06/2 |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
50/0 |
آماره D.W |
07/2 |
|
|
آماره F |
84/13 |
معناداری آمارهF |
000/0 |
|
آماره F |
81/13 |
معناداری آماره F |
000/0 |
|
منبع: یافته‌های پژوهش
آزمون فرضیۀ سوم پژوهش
نتایج برازش مدل (3) در نگارۀ شماره (7) آورده شدهاند. این مدل نیز دوبار برازش شده و هربار یکی از شاخص‌های اندازه‌گیری هزینه‌های نمایندگی یعنی نسبت سود نقدی و حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد (به‌صورت دو وجهی)، در مدل قرار گرفته است. احتمال آماره F برای هر دوبار برازش، کمتر از 5% است که حاکی از معناداری مدل و آمارۀ دوربین واتسون 07/2 (هر دو) حاکی از استقلال خطاهای مدل مزبور است. نتایج نشان می‌دهند ضریب متغیر محافظهکاری شرطی در هر دوبار برازش همچنان منفی است، ولی معنادار نیست. همچنین ضریب متغیر هزینۀ نمایندگی در هر دوبار برازش معنادار نیست. متغیرهای تعاملی محافظهکاری و جریان نقدی، مانند نتایج مدل (2)، منفی و در برازش اول، معنادار است، ولی در برازش دوم معنادار نیست و متغیر تعاملی هزینۀ نمایندگی و جریان نقدی (هر دو برازش) مثبت و معنادار است. هرچند این ضریب نسبت به مدل (2) افزایش یافته است، ضریب تعیین‌کننده، ضریب متغیر تعاملی حاصل‌ضرب سه متغیر هزینۀ نمایندگی، محافظهکاری شرطی و جریان نقدی است که هرچند در هر دو برازش منفی (01/0- و 003/0-) است، تنها در برازش اول معنادار است. با توجه به اینکه شرکت‌ها براساس متغیر هزینۀ نمایندگی به دو دسته با هزینۀ نمایندگی بالا و با هزینۀ نمایندگی پایین تقسیم شدهاند، ضریب منفی متغیر مزبور حاکی از تأثیرگذاری بیشتر محافظهکاری شرطی بر حساسیت جریان نقدی و سرمایهگذاری است. به عبارت دیگر «تأثیر منفی محافظهکاری شرطی بر حساسیت جریان نقدی – سرمایهگذاری برای شرکت‌های با هزینه‌های نمایندگی بالاتر نسبت به شرکت‌های با هزینۀ پایین‌تر نمایندگی، بیشتر است» که این فرضیه تنها با برازش اول تأیید میشود و یافته‌های برازش دوم را تأیید نمی‌کند.
|
نگاره 7. نتایج برازش مدل (4) فرضیۀ سوم |
|||
|
بخش الف- نتایج برازش مدل براساس متغیر دو وجهی هزینۀ نمایندگی با شاخص نسبت سود نقدی |
|||
|
INVit = αIt + β1CFOit + β2CONSit + β3CFOit * CONSit + β4AGENCYit + β5 AGENCYit * CFOit + β6CFOit * CONSit * AGENCYit + β7Qit + β8SIZEit + β9RETit-1 + β10INVit-1 + εit |
|||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
αit |
099/0 |
71/19 |
00/0 |
|
CFOit |
019/0 |
80/6 |
00/0 |
|
CONSit |
003/0- |
98/0- |
32/0 |
|
CFOit * CONSit |
023/0- |
54/2- |
001/0 |
|
AGENCYit |
001/0 |
37/0 |
168/0 |
|
AGENCYit * CFOit |
006/0 |
59/3 |
000/0 |
|
CFOit*CONSit* AGENCYit |
010/0- |
39/2- |
016/0 |
|
Qit |
008/0 |
14/15 |
000/0 |
|
SIZEit |
006/0- |
70/17- |
000/0 |
|
RETit-1 |
000081/0- |
30/1- |
191/0 |
|
INVit-1 |
031/0 |
34/8 |
000/0 |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
53/0 |
آماره D.W |
07/2 |
|
آماره F |
40/13 |
معناداری آماره F |
00/0 |
|
منبع: یافته‌های پژوهش |
|
|
|
|
بخش‌ب-نتایج برازش مدل براساس متغیر دووجهی هزینۀ نمایندگی با شاخص حاصل‌ضرب جریان نقد آزاد و فرصت رشد |
|||
|
INVit = αIt + β1CFOit + β2CONSit + β3CFOit * CONSit + β4AGENCYit + β5 AGENCYit * CFOit + β6CFOit * CONSit * AGENCYit + β7Qit + β8SIZEit + β9RETit-1 + β10INVit-1 + εit |
|||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
αit |
173/0 |
71/19 |
0000/0 |
|
CFOit |
0271/0 |
80/6 |
0000/0 |
|
CONSit |
0005/0- |
26/1- |
0832/0 |
|
CFOit * CONSit |
0018/0- |
93/0- |
4326/0 |
|
AGENCYit |
0021/0 |
37/0 |
2361/0 |
|
AGENCYit * CFOit |
0084/0 |
18/4 |
002/0 |
|
CFOit*CONSit* AGENCYit |
0032/0- |
28/0- |
1467/0 |
|
Qit |
0099/0 |
28/13 |
0000/0 |
|
SIZEit |
0005/0- |
44/11- |
0000/0 |
|
RETit-1 |
00023/0- |
30/0- |
12863/0 |
|
INVit-1 |
030/0 |
73/9 |
0000/0 |
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
52/0 |
آماره D.W |
07/2 |
|
آماره F |
40/13 |
معناداری آماره F |
0000/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
استحکام‌بخشی نتایج
هنگامی که متغیر وابسته با وقفه در سمت راست مدل رگرسیون باشد، به عقیدۀ بسیاری از صاحب‌نظران حوزۀ آمار، برآورد رگرسیون به روش حداقل مربعات معمولی دچار تورش است. استدلال آنها بر این است که ممکن است متغیر وابسته با وقفه با جزء اخلال مدل، همبستگی داشته باشد و مشکل خودهمبستگی سریالی در بین متغیرهای تبیینی مانع از تخمین درست شود ]8[. کندی ]25[ در این باره بیان میکند حداقل مربعات معمولی تخمین درستی ارائه میدهد؛ ولی مشکل در کیفیت تخمین مزبور است.
دو راهکار جایگزین: روش استفاده از حداقل مربعات دو مرحله‌ای (روش ارائه‌شدۀ اندرسون و هسیائو ]6[) و روش گشتاورهای تعمیمیافته (روش ارائه‌شدۀ آرلانو وب‌اند ]7[) است که روش حداقل مربعات دو مرحله‌ای به دلیل احتمال انتخاب نادرست متغیرهای ابزاری و درنتیجه، ایجاد واریانس زیاد برای ضرایب، احتمال عدم معناداری برآورد را به همراه دارد و روش گشتاورهای تعمیمیافته مناسب‌تر است ]25[. در این بخش برای آزمون فرضیههای پژوهش از روش GMM[7] استفاده شده است و در ادامه برای مقایسۀ نتایج به روش OLS و GMM، با به‌کارگیری تخمین‌ها برای 10 شرکت، به روش خارج از نمونه و همچنین روش‌های کمترین واریانس و بیشترین ضریب تعیین، اعتبارسنجی صورت گرفته است.
تخمین مدل GMM
با توجه به اینکه در تخمین مدل GMM از متغیرهای ابزاری استفاده میشود، لازم است ابزارهای معتبر و عدم همبستگی این متغیرها با خطاهای مدل به‌عنوان پیش‌فرض آزمون شود. برای این منظور از آماره J استفاده میشود که به آزمون سارگان[8] معروف است (باید احتمال آماره بزرگ‌تر از 5% باشد). همچنین برای عدم همبستگی سریالی مرتبۀ دوم در جملات خطای تفاضلی مرتبۀ اول، از آماره 2M استفاده میشود (باید احتمال آماره بزرگ‌تر از 5% باشد)؛ نتایج در نگاره (8) آورده شده است. (درخور ذکر است مدل (4) فقط براساس معیار نسبت سود نقدی برازش شد).
نگاره 8.. آزمون اعتبار ابزار و عدم همبستگی سریالی بین ابزارها و جملات خطا
|
مدل فرضیه سوم |
مدل فرضیه دوم(هر دو شاخص) |
مدل فرضیه اول |
|
|
سطح معناداری |
سطح معناداری |
سطح معناداری |
آزمون |
|
28/0 |
29/0و26/. |
26/0 |
سارگان (J-Statistic) |
|
74/0 |
71/0و71/0 |
66/0 |
همبستگی سریالی مرتبه دوم (M2) |
منبع: یافته‌های پژوهش
با توجه به اعداد در نگاره (8)، پیش‌فرض‌های اختصاصی مدل GMM تأمین شده و امکان استفاده از این مدل برای آزمون فرضیههای پژوهش فراهم بوده است. در ادامه، نتایج مربوط به فرضیههای پژوهش به‌ترتیب در نگاره‌های 8 و 9 و 10 آورده شدهاند.
|
نگاره 9. نتایج برازش مدل (1) فرضیۀ اول |
|||
|
INVit = αIt + β1CFOit + β2CONSit + β3CFOit * CONSit + β4Qit + β5SIZEit + β6RETit-1 + β7INVit-1 + εit t |
|||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
αit |
082/0 |
05/17 |
0000/0 |
|
CFOit |
018/0 |
30/5 |
0000/0 |
|
CONSit |
0063/0 |
68/0 |
51/0 |
|
CFOit * CONSit |
038/0- |
28/3- |
006/0 |
|
Qit |
0057/0 |
13/18 |
0000/0 |
|
SIZEit |
005/0- |
81/16- |
0000/0 |
|
RETit-1 |
000/0- |
21/1- |
27/0 |
|
INVit-1 |
027/0 |
12/6 |
0000/0 |
|
ضریب تعیین |
58/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
57/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
نگاره 10. نتایج برازش مدل (3) فرضیۀ دوم
|
INVit = αIt + β1CFOit + β2AGENCYit + β3AGENCYit * CFOit + β4Qit + β5SIZEit + β6RETit-1 + β7INVit-1 + εit |
|||||||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
αit |
088/0 |
15/16 |
000/0 |
|
031/0 |
02/13 |
000/0 |
|
CFOit |
025/0 |
38/7 |
000/0 |
|
016/0 |
12/5 |
000/0 |
|
AGENCYit |
006/0 |
23/9 |
000/0 |
|
0025/0 |
96/1 |
009/0 |
|
AGENCYit * CFOit |
031/0- |
49/2- |
001/0 |
|
015/0- |
15/9- |
000/0 |
|
Qit |
007/0 |
39/13 |
000/0 |
|
011/0 |
52/11 |
000/0 |
|
SIZEit |
006/0- |
27/19- |
000/0 |
|
007/0- |
38/18- |
000/0 |
|
RETit-1 |
0006/0- |
39/0- |
73/0 |
|
001/0- |
97/0- |
27/0 |
|
INVit-1 |
026/0 |
28/10 |
0000/0 |
|
029/0 |
06/11 |
000/0 |
|
ضریب تعیین |
59/0 |
|
|
ضریب تعیین |
58/0 |
|
|
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
57/0 |
|
|
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
54/0 |
|
|
منبع: یافته‌های پژوهش
|
نگاره 11- نتایج برازش مدل (4) فرضیۀ سوم |
|||
|
INVit = αIt + β1CFOit + β2CONSit + β3CFOit * CONSit + β4AGENCYit + β5 AGENCYit * CFOit + β6CFOit * CONSit * AGENCYit + β7Qit + β8SIZEit + β9RETit-1 + β10INVit-1 + εit |
|||
|
متغیرها |
ضرایب |
آماره t |
سطح معناداری |
|
αit |
078/0 |
71/18 |
0000/0 |
|
CFOit |
0025/0 |
80/7 |
0000/0 |
|
CONSit |
0045/0- |
29/1- |
17/0 |
|
CFOit * CONSit |
023/0- |
54/2- |
053/0 |
|
AGENCYit |
009/0 |
87/0 |
086/0 |
|
AGENCYit * CFOit |
017/0- |
099/2- |
008/0 |
|
CFOit*CONSit* AGENCYit |
016/0 |
498/3 |
0007/0 |
|
Qit |
012/0 |
17/15 |
0000/0 |
|
SIZEit |
005/0- |
99/16- |
0000/0 |
|
RETit-1 |
0009/0- |
36/0- |
62/0 |
|
INVit-1 |
026/0 |
84/9 |
0000/0 |
|
ضریب تعیین |
58/0 |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
56/0 |
منبع: یافته‌های پژوهش
برای اختصار، مهم‌ترین نتایج حاصل آزمون مدل‌های فرضیه‌ها به روش گشتاورهای تعمیمیافته به شرح زیرند.
1-تما‌می فرضیه‌ها مشابه با روش حداقل مربعات معمولی تأیید می‌شوند.
2-در آزمون مدل فرضیۀ اول به روش GMM برخلاف روش OLS، ضریب متغیر بازده انباشته، متغیر کنترلی معنادار و برابر با 003/0 است. ضرایب بقیۀ متغیرها تقریباً مشابه‌اند و نوع علامت آنها نیز ثابت بوده است.
3-در آزمون مدل فرضیۀ دوم به روش GMM مشابه با روش OLS، ضریب متغیر بازده انباشته به‌عنوان متغیر کنترلی، همچنان معنادار نبوده است و ضرایب بقیۀ متغیرها تقریباً مشابه‌اند و نوع علامت آنها نیز ثابت بوده است.
4-در آزمون مدل فرضیۀ سوم به روش GMM برخلاف روش OLS، ضریب متغیر تعاملی هزینۀ نمایندگی و جریان نقد عملیاتی معناداری خود را از دست داده است؛ ولی بازده انباشته به‌عنوان متغیر کنترلی همچنان معنادار نبوده است و ضرایب بقیۀ متغیرها تقریباً مشابه‌اند و نوع علامت آنها نیز ثابت بوده است.
مقایسۀ کارایی روش GMM نسبت به روش OLS در برآورد مدل‌های رگرسیونی
در نگارۀ شماره 12 خلاصۀ یافته‌ها آورده شده که به شرح زیر است:
1- برای اینکه قدرت تبیین دو روش GMM و OLS برای آزمون فرضیههای پژوهش مقایسه شود، مدل‌های تخمین زده شده برای فرضیههای اول تا سوم برای 5 شرکت خارج از نمونه با دادههای سال‌های 93 تا 97 بازسازی شدند، سپس خطاهای تخمین یعنی تفاوت بین تخمین متغیرهای وابسته با مقادیر واقعی آنها محاسبه شدند، سپس واریانس آنها محاسبه شد که در مجموع واریانس‌های حاصل از روش GMM نسبت به روش OLS کمتر بودند.
2- در روشی دیگر، درست‌نمایی ماکزیمم، محدود[9] یا (حداکثر درست‌نمایی باقیماندهها) برای مقایسۀ کارایی دو روش رگرسیونی استفاده میشود. واریانس کمتر نشانۀ برآورد کاراتر است. REML که در سال‌های اخیر به‌عنوان روشی برای برآورد پارامترهای واریانس در مدل‌های خطی تعمیمیافته گسترش پیدا کرده است، برآورد REML برای واریانس (2σ) نااریب است و در مدل‌های پیچیده‌تر برآوردهای REML نسبت به سایر برآورده‌ها اریبی کمتری دارند و بنابراین، کارایی بیشتری ارائه می‌دهند ]23[. این روش حالت خاصی از برآورد ماکسیمم درست‌نمایی است؛ به‌طوری‌که از تابع درست‌نمایی استفاده میکند که براساس مجموعه‌ای از دادههای تغییر شکل یافته است.
نتایج نشان دادند برآورد واریانس باقیماندهها به روش REML در هر سه فرضیه با روش GMM کمتر از روش OLS بوده است؛ بنابراین، روش GMM نسبت به روش OLS برتری نسبی در برآورد مدل‌های رگرسیونی پژوهش داشته است.
3- همچنین ضرایب تعیین تعدیل‌شده در مدل‌های رگرسیونی که با روش GMM تخمین زده شدهاند، بیشتر از ضرایب تعیین تعدیل‌شده در مدل‌های رگرسیونی هستند که با روش OLS تخمین زده شدهاند و این نیز دلیل مضاعف بر برتری روش GMM نسبت به روش OLS در برآورد مدل‌های رگرسیونی پژوهش است.
|
نگاره 12- نتایج حاصل از مقایسۀ دو روش برآورد مدل‌های رگرسیون پژوهش |
|||
|
مدل‌های رگرسیونی |
روش برآورد مدل رگرسیونی |
برآورد واریانس باقیماندهها به روش REML |
ضریب تعیین تعدیل‌شده |
|
مدل رگرسیونی فرضیۀ اول |
GMM |
65/0 |
57/0 |
|
OLS |
76/0 |
51/0 |
|
|
مدل رگرسیونی فرضیۀ دوم |
GMM حالت اول |
62/0 |
54/0 |
|
GMM حالت دوم |
61/0 |
57/0 |
|
|
OLS حالت اول |
80/0 |
50/0 |
|
|
OLS حالت دوم |
82/0 |
53/0 |
|
|
مدل رگرسیونی فرضیۀ سوم |
GMM |
68/0 |
57/0 |
|
OLS |
79/0 |
52/0 |
|
منبع: یافته‌های پژوهش
نتیجه‌گیری
شرکت‌ها برای تأمین مالی پروژه‌های خود نیازمند استفاده از منابع مالی‌اند. چنانچه منابع مالی حاصل‌شده از جریان نقد عملیاتی بیش از اندازه باشند، انتظار سرمایهگذاری در دارایی‌های سرمایه‌ای دور از انتظار نخواهد بود؛ بنابراین وجود رابطۀ مستقیم بین جریان نقد عملیاتی و سرمایهگذاری ازنظر تئوری انتظار می‌رود. یافته‌های این پژوهش مطابق با یافته‌های پژوهشهای ایموف ]21[ و سدیدی و محمدی سانیانی ]3[ هستند. تأمین مالی خارجی برای بسیاری از شرکت‌ها اجتناب‌ناپذیر است و مدیران ترجیح می‌دهند منابع مالی با کمترین هزینه را جذب کنند تا به سود بیشتری دست یابند. به‌کارگیری محافظهکاری بیشتر در شناسایی هزینه‌ها و تعویق شناسایی درآمدها، ازنظر سرمایه‌گذاران خارج از شرکت به کاهش هزینه‌های ناشی از تقارن اطلاعاتی کمک میکند؛ زیرا مدیر، سود مطمئن‌تری را گزارش میکند که در آن، هزینه‌ها با وسواس بیشتری به‌موقع‌تر از درآمدها گزارش شدهاند که شناسایی زودتر آنها مطلوب مدیرند. پس انتظار می‌رود محافظهکاری شرطی بر رابطۀ بین جریان نقد داخلی و سرمایهگذاری به‌طور معکوس تأثیر بگذارد و شرکت‌ها به سبب کاهش هزینۀ تأمین مالی خارجی که نتیجۀ کاهش سطح ریسک سرمایه‌گذاران خارجی بوده است، بر افزایش تأمین مالی خارجی برای پروژه‌های خود متمرکز شوند. یافته‌های فرضیۀ اول پژوهش با یافته‌های ایموف ]21 [و ویباوا ]40[ همسو هستند. همچنین اعتباردهندگان و سرمایه‌گذاران نگران پول‌های خود هستند که مبادا در جای نادرست صرف کرده باشند؛ بنابراین با توجه به ماهیت تضاد منافع بین طرفین، سرمایه‌گذاران در خارج از شرکت، برای در اختیار گذاشتن پول خود برای پروژه‌های شرکت، ریسک را در نظر می‌گیرند و هرچقدر احساس ترس بیشتری داشته باشند، طلب هزینۀ سرمایۀ بیشتری می‌کنند ]21،40[. هرچه تقارن اطلاعاتی کمتر باشد، هزینۀ نمایندگی شرکت از منظر سرمایه‌گذاران بیشتر در نظر گرفته میشود. پس مدیران شرکت‌های با مشکلات نمایندگی بیشتر، با هزینۀ تأمین مالی خارجی بیشتری مواجه می‌شوند و به‌ناچار به سمت استفادۀ بیشتر از جریانهای نقدی داخلی ناشی از عملیات شرکت سوق می‌یابند؛ یعنی تأثیر هزینه‌های نمایندگی بر حساسیت جریان نقد عملیاتی و سرمایهگذاری باید مثبت باشد. یافته‌های مربوط به آزمون فرضیۀ دوم با یافته‌های موین ]32 [مطابقت دارند. با در نظر گرفتن میزان هزینه‌های نمایندگی، دور از ذهن نخواهد بود که استفادۀ بیشتر از محافظهکاری در شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی بالاتر سبب کاهش بیشتر ریسک سرمایه‌گذاران میشود و آنها به کاهش هزینۀ سرمایه واکنش بیشتری نشان می‌دهند و درنهایت این موضوع سبب کاهش حساسیت جریان نقد عملیاتی (داخلی) و سرمایهگذاری میشود تا اینکه محافظهکاری بیشتر در شرکت‌های با هزینۀ نمایندگی کمتر به کار گرفته شود؛ زیرا سرمایه‌گذاران سطح ریسک خود را قبلاً پایین آورده‌اند و محافظهکاری بیشتر سبب تغییر زیاد در ریسک آنها نشده است و بنابراین هزینۀ سرمایه بیشتر کاهش نخواهد یافت. در این پژوهش به‌منظور اعتبارسنجی روش‌های اقتصادسنجی، مدل‌های پژوهش با گشتاورهای تعمیمیافته نیز برازش شدند که نتایج مشابهی حاصل شد. با توجه به این نتایج، به نهادهای سیاست‌گذار حسابداری پیشنهاد میشود به محافظهکاری از منظر سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان خارجی که از آن به‌منزلۀ ابزار کاهش ریسک استفاده می‌کنند، توجه بیشتری داشته باشند و صرف تعصب در گزارشگری برای حذف مفهوم محافظهکاری از مفاهیم حسابداری مدنظر قرار نگیرد. در این پژوهش، اعتبار نتایج با روش گشتاورهای تعمیمیافته نیز آزمون شد که حاکی از تأیید مجدد فرضیههای پژوهش بود. همچنین با مقایسۀ اعتبار دو نوع برازش ازطریق قدرت پیش‌بینی خارج از نمونه، برآورد REML و ضریب تعیین، مشخص شد قدرت تبیین تخمین به روش گشتاورهای تعمیمیافته بیشتر از روش حداقل مربعات معمولی بوده است؛ بنابراین پیشنهاد میشود در تخمین مدل‌های رگرسیونی در پژوهشهای این حوزه، استفاده از روش گشتاورهای تعمیمیافته نیز مدنظر قرار گیرد. در این پژوهش مهم‌ترین محدودیت، شرایط اقتصاد کلان در سال‌های مختلف دورۀ پژوهش بود که به‌طور مستقیم بر عایدی شرکت‌ها و جریان نقد عملیاتی تأثیرگذار است. همچنین، انتظار از سودآوری سایر سرمایه‌گذاری‌ها بر بازده مورد انتظار سرمایه‌گذاران خارجی تأثیرگذار است؛ بنابراین، بدون در نظر گرفتن این محدودیت، تعمیم مناسب یافته‌ها امکان‌پذیر نخواهد بود. در این پژوهش، محدودیت تأثیرگذار، عدم امکان تفکیک شرکت‌های مطالعه‌شده به سبب تعداد اندک آنها براساس نوع صنعت بود که این موضوع بر نتایج پژوهش تأثیرگذار است. مطابق با یافته‌های پژوهش به سرمایه‌گذاران و فعالان بازار پیشنهاد میشود صرف‌نظر از تأثیرگذاشتن یا نگذاشتن متغیرهایی نظیر هزینه‌های نمایندگی و محافظهکاری بر رابطۀ جریان نقدی - سرمایهگذاری، اثر تعدیل‌کنندگی آنها را در نظر بگیرند و به پژوهشگران علاقمند به این حوزه پیشنهاد میشود اثر تعدیل‌کنندگی متغیرهایی نظیر مسئولیت‌پذیری اجتماعی، حاکمیت شرکتی و همچنین متغیرهای کلان اقتصادی را بر رابطۀ بین جریانات نقدی و سرمایهگذاری بررسی کنند.
10. Bushman, R.M. and A.J. Smith., 2001. Financial accounting information and corporate governance. Journal of Accounting andEconomics 32, 237-333.
11. Bushman, R., A. Smith & X. Zhang., 2011. Investment-cash flow sensitivities are really investment-investment sensitivities.Working Paper, University of North Carolina.
12. Easley, D. and M. O’Hara., 2004. Information and the cost of capital. Journal of Finance 59(4), 1553-1583.
13. Fazzari, S., Hubbard, R. G., & Petersen, B. C. (1987). Financing constraints and corporate investment.. Brookings Paper on Economic Activity 1, 141—195.
14. Financial Accounting Standards Board (FASB), 1980. Statement of Financial Accounting Concepts No. 2: QualitativemCharacteristics of Accounting Information.
15. Godfrey, P. C. (2005). The relationship between corporate philanthropy and shareholder wealth: A risk management perspective. Academy of management review, 30(4), 777-798.
16. Guay, W. and Verrecchia, R. E.Conservative disclosure, Working paper, University of Pennsylvania. Available athttp://papers.ssrn.com/sol3/papers.m?abstract_id=995562. (2007).
17. Gugler, K. and Yortuglu, B., 2001. Corporate governance and dividend pay-out policy in Germany. European EconomicReview 47, 731-758.
18. Healy, P.M. and K.G. Palepu., 2001. Information asymmetry, corporate disclosure, and the capital markets: A review of the empirical disclosure literature. Journal of Accounting and Economics 31, 405-440.
19. Hovakimian, G., Titman, S. (2003). Corporate investment with financial constraints: Sensitivity of investment to funds from voluntary asset sales .National Bureau of Economic Research. (No. w9432).
20. Hubbard, R., 1998. Capital-market imperfections and investment. Journal of Economic Literature 36, 193-225.
21. Imhof, M. J. (2014). Timely loss recognition, agency costs and the cash flow sensitivity of firm investment. Academy of Accounting and Financial Studies Journal, 18(3), 45-62.
22. Jensen, M.J., 1986. Agency costs of free cash flow, corporate finance and takeovers. American Economic Review 76(2), 323-329.
23. Johnson, D.L. Thompson, R.(1995). Restricted maximum likelihood estimation of variance components for univariate animal models using sparse matrixtechiques and average information.J. Dairy Science78(1995), 449–456.
24. Kaplan, Steven N., and Luigi Zingales., 1997. Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financingconstraints? Quarterly Journal of Economics 112, 169—215.
25. Kennedy, P. (2003). A guide to econometrics. MIT press.
26. Khan, M., & Watts, R. L. (2009). Estimation and empirical properties of a firm-year measure of accounting conservatism. Journal of accounting and Economics, 48(2-3), 132-150.
27. Lafond, R. and R. Watts., 2008. The Information Role of Conservatism. The Accounting Review 83(2), 447-478.
28. Lambert, R.A., C. Leuz, and R. E. Verrecchia., 2007. Accounting information, disclosure and the cost of capital. Journal ofAccounting Research 45(2), 385-420.
29. Lara, J., B. Osma& F. Penalva., 2010. Conditional conservatism and firm investment efficiency. Working Paper, UniversidadCarlos III de Madrid, Universidad Autonoma de Madrid and University of Navarra.
30. Lehn, K., & Poulsen, A. (1989). Free cash flow and stockholder gains in going private transactions. The Journal of Finance, 44(3), 771-787.
31. Makina, D., & Wale, L. E. (2016). The source of investment cash flow sensitivity in manufacturing firms: Is it asymmetric information or agency costs?. South African Journal of Economic and Management Sciences, 19(3), 388-399.
32. Moyen, Nathalie., 2004. Investment-Cash Flow Sensitivities: Constrained Versus Unconstrained Firms. Journal of Finance 59,2061-2092.
33. Mulier, K., Schoors, K., &Merlevede, B. (2016). Investment-cash flow sensitivity and financial constraints: Evidence from unquoted European SMEs. Journal of Banking & Finance, 73, 182-197.
34. Myers S. & N. Majluf., 1984. Corporate financing decisions when firms have investment information that investors do not.Journal of Financial Economics 13, 187-221.- 88 -International Research Journal of BusinessStudies | vol. X no. 02 (2017)
35. Rozeff, M.S., 1982. Growth, beta, agency cost as determinants of dividend payout ratio. Journal of Financial Research 3, 249-259.
36. Samet, M., &Jarboui, A. (2017). CSR, agency costs and investment-cash flow sensitivity: a mediated moderation analysis. Managerial Finance, 43(3), 299-312.
37. Suijs, J., 2008. On the value relevance of asymmetric financial reporting policies. Journal of Accounting Research 46 (5), 1297-1321.
38. Stiglitz, J. E., & Weiss, A. (1981). Credit rationing in markets with imperfect information. The American economic review, 71(3), 393-410.
39. Watts, R.L., 2003. Conservatism in Accounting Part I: Explanations and Implications. Accounting Horizons 17 (3), 207-221.
40. Wibawa, B. A., &Wardhani, R. (2018). The Effect of Conditional Conservatism and Agency Cost on Investment-Cashflow Sensitivity. International Research Journal of Business Studies, 10(2), 69-88.
41. Wong, T. Y. (2018). Dynamic agency and endogenous risk-taking. Management Science.
)
