آذر ۹ ۱۳۹۷

دانلود پایان نامه ارشد درمورد ابراز وجود، منبع کنترل، بزرگسالان

استاد مشاور:
دکتر عباس ابوالقاسمی
پژوهشگر:
خدیجه مقدسی اقدم
تابستان ۱۳۹۳
دانشکدهی علوم تربیتی و روانشناسی
گروه آموزشی روانشناسی
پایاننامه برای دریافت درجهی کارشناسی ارشد
در رشتهی روانشناسی گرایش عمومی
عنوان:
مقایسه راهبردهای تنظیم شناختی هیجان، سبک های دلبستگی، ابراز وجود و منبع کنترل در دختران فراری و عادی
پژوهشگر:
خدیجه مقدسی اقدم
ارزیابی و تصویب شدهی کمیتهی داوران پایاننامه با درجهی ……………………….
نام و نام خانوادگی
مرتبهی علمی
سمت
امضاء
دکتر نادر حاجلو
دانشیار
استاد راهنما و رییس کمیتهی داوران
دکتر محمد نریمانی
پروفسور
استاد راهنما
دکتر عباس ابوالقاسمی
دانشیار
استاد مشاور
دکتر اکبر عطادخت
استادیار
داور
تابستان ۱۳۹۳
تقدیم به
پدر و مادر مهربانم که
از نگاهشان صلابت،
از رفتارشان محبت و
از صبرشان ایستادگی را آموختم.
تقدیر و تشکر
خدای را بسی شاکرم که توفیق عنایت کرد تا پایان نامه خود را در حد توان خویش به پایان برسانم.
بدین وسیله بر خود وظیفه می دانم از اساتید فرهیخته و فرزانه جناب آقای دکتر نادر حاجلو، جناب آقای دکتر محمد نریمانی و جناب آقای دکتر عباس ابوالقاسمی که با نکته های دلاویز و گفته های بلند، صحیفه های سخن را علم پرور نمودند و همواره راهنما و راهگشایم در اتمام و اکمال این پایان نامه بوده اند تشکر و قدردانی نمایم.
نام خانوادگی دانشجو: مقدسی اقدم نام: خدیجه
عنوان پایاننامه: مقایسه راهبرد های تنظیم شناختی هیجان، سبک های دلبستگی، ابراز وجود و منبع کنترل در دختران فراری و عادی
اساتید راهنما: دکتر نادر حاجلو – دکتر محمد نریمانی
استاد مشاور: دکتر عباس ابوالقاسمی
مقطع تحصیلی: کارشناسی ارشد رشته: روانشناسی
گرایش: عمومی دانشگاه: محقق اردبیلی
دانشکده: علوم تربیتی و روانشناسی تاریخ دفاع:۲۲/۶/۱۳۹۳ تعداد صفحات: ۸۸
چکیده:
هدف این پژوهش مقایسه راهبرد های تنظیم شناختی هیجان، سبک های دلبستگی، ابراز وجود و منبع کنترل در دختران فراری و عادی بود. روش تحقیق در این پژوهش، روش علی- مقایسه ای بود . آزمودنی ها نیز مشتمل بر ۳۶ دختر (۱۸ دختر فراری و ۱۸ دختر عادی) بودند. گروه دختران فراری به صورت در دسترس و دختران عادی به روش خوشه ای انتخاب شدند و به سوالات آزمون های فرم کوتاه راهبرد های تنظیم شناختی هیجان، سبک های دلبستگی کولینز و رید، ابراز وجود شرینگ و منبع کنترل راتر پاسخ گفتند. داده ها با استفاده از آزمون های تحلیل واریانس چند متغیری، t مستقل و خی دو تجزیه و تحلیل شدند. نتایج نشان داد بین راهبردهای تمرکز مجدد مثبت، تمرکز مجدد بر برنامه ریزی و سرزنش دیگران در دختران فراری و عادی تفاوت معنی داری وجود دارد ولی در راهبردهای ملامت خود، نشخوارگری، پذیرش، ارزیابی مجدد مثبت، دیدگاه پذیری و فاجعه پنداری تفاوت معنی داری وجود ندارد. نتایج نشان داد دختران فراری در مقایسه با دختران عادی از ابراز وجود پایین تری برخوردارند. همچنین دختران فراری اغلب از منبع کنترل بیرونی و دختران عادی اغلب از منبع کنترل درونی برخوردارند. می توان گفت نوع راهبرد شناختی که دختران برای تنظیم هیجان به کار می برند می تواند از عوامل پیش گیرانه در رفتار فرار از خانه باشد. توانایی ابراز افکار و احساسات نیز می تواند احتمال خطر فرار از خانه را کاهش دهد. از طرفی نوع ارزیابی فرد در تأثیر گذاری بر رویداد های زندگی در رفتار فرار از خانه دختران موثر است.
کلید واژهها: راهبردهای تنظیم شناختی هیجان، سبک های دلبستگی، ابراز وجود، منبع کنترل، دختران فراری
فهرست مطالب
شماره و عنوان مطالب
صفحه
فصل اول: کلیات پژوهش
۱-۱- مقدمه……………………………………………………………………………………………………………………………………………………….۲
۱-۲- بیان مساله…………………………………………………………………………………………………………………………………………………۲
۱-۳- اهمیت و ضرورت پژوهش…………………………………………………………………………………………………………………………..۶
۱-۴- فرضیه های پژوهش…………………………………………………………………………………………………………………………………..۷
۱-۵- اهداف پژوهش…………………………………………………………………………………………………………………………………………..۷
۱-۶- متغیر های پژوهش…………………………………………………………………………………………………………………………………….۸
۱-۷- تعاریف نظری متغیرها…………………………………………………………………………………………………………………………………۹
۱-۸- تعاریف عملیاتی متغیرها……………………………………………………………………………………………………………………………۱۰
فصل دوم: پیشینه نظری و پژوهشی
۲-۱- مبانی نظری…………………………………………………………………………………………………………………………………………………۱۲
۲-۲- فرار ازمنزل…………………………………………………………………………………………………………………………………………………..۱۲
۲-۲-۱-مفهوم شناسی و نوع شناسی فرار از منزل…………………………………………………………………………………………………….۱۲
۲-۲-۲-علت فرار از خانه……………………………………………………………………………………………………………………………………….۱۳
۲-۲-۳-گستره فرار از خانه……………………………………………………………………………………………………………………………………..۱۴
۲-۳-تنظیم هیجان………………………………………………………………………………………………………………………………………………..۱۵
۲-۳-۱-مبانی تنظیم هیجان…………………………………………………………………………………………………………………………………..۱۵
۲-۳-۲-تعریف تنظیم هیجان………………………………………………………………………………………………………………………………….۱۵
۲-۳-۳-تنظیم شناختی هیجان……………………………………………………………………………………………………………………………….۱۷
۲-۳-۴-ابعاد تنظیم شناختی هیجان………………………………………………………………………………………………………………………..۱۸
۲-۳-۵-مدل های تنظیم هیجان…………………………………………………………………………………………………………………………….۱۸
۲-۳-۶-فرایند تنظیم هیجان…………………………………………………………………………………………………………………………………..۲۰
۲-۴-دلبستگی……………………………………………………………………………………………………………………………………………………….۲۱
۲-۴-۱-تعریف دلبستگی………………………………………………………………………………………………………………………………………..۲۲
۲-۴-۲-پیدایش دلبستگی در کودک……………………………………………………………………………………………………………………….۲۵
۲-۴-۳-انواع دلبستگی…………………………………………………………………………………………………………………………………………..۲۵
۲-۴-۴-مراحل ایجاد دلبستگی……………………………………………………………………………………………………………………………….۲۷
۲-۴-۵-دلبستگی و رشد بعدی……………………………………………………………………………………………………………………………….۲۸
۲-۴-۶-دلبستگی بزرگسالان………………………………………………………………………………………………………………………………….۲۸
۲-۴-۶-۱-تعریف دلبستگی بزرگسالان…………………………………………………………………………………………………………………..۲۹
۲-۴-۶-۲-الگوی چهارگانه دلبستگی بزرگسالان……………………………………………………………………………………………………..۲۹
۲-۴-۷-نظریه های دلبستگی………………………………………………………………………………………………………………………………..۳۰
۲-۴-۷-۱-نظریه کردارشناختی بالبی………………………………………………………………………………………………………………………۳۱
۲-۴-۷-۲-نظریه روان تحلیل گری………………………………………………………………………………………………………………………..۳۳
۲-۴-۷-۳-نظریه اریکسون…………………………………………………………………………………………………………………………………….۳۴
۲-۴-۷-۴-نظریه ارتباط


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد بورس اوراق بهادار، بورس اوراق بهادار تهران، اندازه شرکت

اندازه شرکت بر سود آوری تاثیر معنیداری ندارد. ممکن است به این دلیل باشد که اندازه شرکت باعث افزایش ارزش سهام شرکت نمی شود. بلکه بازده داراییها را افزایش می دهد.
به علاوه تحقیق حاضر بیانگرتاثیر مثبت معنی دار رشد شرکت روی هر دو روش محاسبه سودآوری (کیوتوبین و بازده دارائیها) میباشد نتایج پژوهش رضازاده و حیدریان (۱۳۸۹) و اپتو (۲۰۱۲) موافق همین نتیجه می باشد. هم چنین ایزدی نیاوتاکی (۱۳۸۹) رابطه مستقیم رشد شرکت با بازده را به اثبات رساندند و این رابطه در شرکت ها ی بزرک، تاثیر گذاری بیشتری را نشان می دهد.اما نظیر و افزا دریافتند رشد شرکت با بازده داراییها رابطه مثبت دارد و با کیو توبین رابطه معنادار ندارد.
در نهایت تحقیق حاضر اثبات کرد؛ اهرم مالی با بازده داراییها رابطه معکوس و با ارزش بازار کیوتوبین رابطه مستقیم دارد. نتایج پژوهش اپتو (۲۰۱۲) موافق همین نتیجه می باشد.رضازاده و حیدریان (۱۳۸۹) دریافتند؛ اهرم مالی با سود آوری تاثیر معکوس و معنیدار دارد و آنها معتقدند. شرکتهای ایرانی نمیتوانند از وامهای بلندمدت استفاده بهینه بکنند وسودآوری وبازدهی مناسبی داشته باشد. در نهایت وبه صورت عجیب بین سودآوری شرکتهای ایرانی با نرخ رشد تولید ناخالص داخلی رابطه منفی و معنیداری دارد. ستایش و منصوری (۱۳۸۹) در تحقیقی نشان دادند بین اهرم مالی و سود خالص ارتباط معناداری وجود ندارد. وینرب و پسچر (۱۹۹۸) و نظیر و افزار (۲۰۰۷ ) بطور کلی مشاهده کردند؛ سود آوری با عوامل مختلف از جمله سیاست مدیریت سرمایه در گردش، اندازه شرکت، رشد فروش و اهرم مالی هدایت میشود.
۵-۳- بحث و نتیجهگیری
در این پژوهش، فرضیه وجود رابطه سیاستهای سرمایه در گردش و سودآوری مورد آزمون و بررسی قرار گرفت.نتایج تحقیق نشان دادند؛ که کاهش دارائیهایی جاری باعث افزایش سودآوری طبق رویکرد متهورانه نیست. بدین معنی که مدیران از رویکرد متهورانه برای سیاست سرمایه گذاری خود بهره نمیگیرند. بلکه در این زمینه رویکرد محافظه کارانه را انتخاب کردند، که جایگزین رویکرد متهورانه در این سیاست می باشد و تأکید به قراردادن سهم بیشتری از سرمایه برای دارایی های سیال دارد.
اما در تجزیه و تحلیل بیشتر دریافتیم که رابطه بین سیاست تامین مالی سرمایه در گردش و بازده دارائی ها معنای آماری ندارد.ممکن است نشان دهنده توجه بیشتر مدیران مالی به پرخطر بودن سیاست تأمین مالی کوتاه مدت باشد. در حالیکه، افزایش بدهیهای جاری باعث افزایش کیوتوبین (ارزش بازار) شرکتها میشود. به نظر می رسد که سرمایه گذاران علاقه مندند بیشتردر شرکتهایی سرمایه گذاری کنند که رویکرد متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش دارند زیرا آنها تصور میکنند؛ سهام چنین شرکتهایی در بازار ارزشمندتر است.
در این مطالعه بطور قوی رابطه بین سودآوری با متغیرهای کنترلی اندازه، رشد و نسبت اهرم مالی اثبات شد. وآزمونهای آماری مشخص کردند که با حضور متغیرهای کنترلی در مدل، قابلیت پیش بینی متغیرهای وابسته توسط متغیرهای مستقل افزایش مییابد.
۵-۴- محدودیتهای تحقیق
بورس اوراق بهادار تهران بانک اطلاعاتی جامعی ندارد و دادهها با صرف زمان طولانی از منابع مختلفی جمع آوری شدهاند. درنتیجه موضوع اعتبار و صحت دادهها از محدودیت ذاتی این نوع مطالعات میباشد.
دراین تحقیق اثرات نوع صنعت در نظر گرفته نشده است. با توجه به احتمال متفاوت بودن شدت و ضعف روابط و حتی جهت رابطه مشاهده شده در صنایع مختلف، تفاوت صنعت باید در تفسیر نتایج ملاحظه گردد.
از محدودیتهای تحقیق حاضر که احتمالا میتواند تعمیم پذیری نتایج حاصل را تحت تاثیر قرار دهد، می توان به عدم کنترل برخی از عوامل موثر بر نتایج پژوهش از جمله تاثیر متغیرهایی چون عوامل اقتصادی، شرایط سیاسی، عمر شرکت اشاره کرد.
۵-۶- پیشنهادات مبتنی بر نتایج تحقیق
با این پژوهش، مدل سیاست سرمایه در گردش به عنوان آگاهی عمومی از پیشنهاد سیاستهای مختلف جهت تصمیمگیری محتاطانه به مدیریت کمک میکند. بنابراین باید توجه کرد که یافتههای این مطالعه باید منجر به مدلهای جدید سیاست سرمایه در گردش و تکنیکهای مدیریت جهت تصمیمگیری بهتر شوند.
نتایج این تحقیق میتواند دیدگاههای کارشناسان مالی را جهت تعیین سهم سیاستهای عملیاتی در شرکت و چگونگی رسیدن به سودآوری پایدار را بهبود بخشد. بنابراین مدیریت باید قادر به انتخاب پرسنل مناسب باشند تا بتوانند سیاستهای درستی با رسیک کمتر، به منظور بهبود اهداف شرکت اتخاذ نمایند.
علاوه بر این مدیریت مالی جهت تنظیم سیاست سرمایه در گردش بطور آگاهانه دارائیهای جاری شرکت را در راهی تخصیص دهد که منجر به تغییرات مهم در تخصیص منابع شرکت شوند بنابراین مدیریت باید یک نظارت دورهای بر داراییها جاری و بدهیهای جاری جهت تغییر و تنظیم مجدد سیاستهای سرمایه در گردش انجام دهد.
۵-۷- پیشنهادات برای تحقیقات آتی
۱)در تحقیق حاضر از نرخ تولید ناخالص داخلی به عنوان یک متغیر کنترلی استفاده نشده است. با این حال این واقعیت بطور گسترده شناخته شده است که این نرخ یک پیس بینی از محیط اقتصادی یک کشور است.
۲) تاثیر سیاست سرمایه در گردش روی سودآوری شرکت منحصرا به وسیله نسبتهای اعلام شده در این پژوهش نشان داده نمیشود. عوامل دیگری هم چون سبک مدیریت، محیط قانونی و فرهنگ جامعه روی دستیابی به سودآوری تاثیر دارند. اندازه گیری کمی این عوامل بطور معمول کمی دشوار است. به هر حال مطالعهای مرکب از آنها می تواند پاسخ برخی از پرسش های مربوط به پیشبرد سیاستهای سرمایه درگردش برای سودآوری بالا در یک شرکت را بطور مفید ایجاد کند.
منابع و مآخذ
فهرست منابع فارسی
اشرف زاده، حمیدرضا. و نادر مهرگان. ۱۳۸۴٫ اقتصاد سنجی پانل دیتا. انتشارات موسسه آموزش و تحقیقات تعاون.
اصول و ضوابط حسابداری و حسابرسی. ۱۳۸۹٫ سازمان حسابرسی. تهران: کمیته تدوین استاندادهای حسابداری
اعرابی، سیدمحمد. و رحیم عابدی. ۱۳۹۰٫ رابطه هماهنگی بین استراتژی های مالی، سرمایه گذاری، تأمین مالی، تقسیم سود و سرمایه ی در گردش با عملکرد سازمانی: شرکت داروسازی اکسیر. مجله پژوهش های مدیریت در ایران، دوره ۱۵، شماره ۴٫
ایزدی نیا، ناصر. و عبداله تاکی. ۱۳۸۹٫ بررسی تاثیر مدیریت سرمایه در گردش بر قابلیت سوددهی شرکت ها ی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه علمی پژوهشی حسابداری مالی،شماره ۵٫
برخورداری سجاد. و اسداله فرزین وش. ۱۳۸۹٫ تجارب جهانی مقابله با بحران مالی و آموزه هایی برای اقتصاد ایران. مجله تازه‌های اقتصاد، شماره ۱۲۷٫
بهار مقدم، مهدی.، وحید محمدرضاخانی. و رحمت اله هوشمند زعفرانیه. ۱۳۹۱٫ بررسی اثر ویژگی های خاص شرکت ها بر مدیریت سرمایه در گردش. مجله پژوهش های تجربی حسابداری مالی، سال دوم، شماره ۴٫
حیدرپور، افشین. و فرشید پور شهابی. ۱۳۹۱٫ تبیین آثار نا اطمینانی اقتصادی بر متغیرهای کلان اقتصاد(مطالعه موردی:ایران). فصلنامه مجلس و راهبرد ، سال نوزدهم، شماره ۷۱٫
جان نثاری، سیدامیر. ۱۳۹۱٫ تاثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سود آوری واحد های تجاری کوچک و متوسط. مجله حسابرس، شماره ۵۸٫
جهانخانی، علی. و علی پارسائیان. ۱۳۸۹٫ مدیریت مالی. ریموندپی. نوو، تهران: مرکز تحقیق وتوسعه علوم انسانی.
حسن پور، شیوا. ۱۳۸۸٫ بررسی تأثیر استراتژی های سرمایه ی در گردش بر بازده سهام. فصلنامه حسابداری مالی، سال اول، شماره ۱٫
حیدریان، جعفر. و جواد رضازاده. ۱۳۸۹٫ تاثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سود آوری شرکت های ایرانی. فصلنامه علمی – پژوهشی تحقیقات حسابداری، دوره ۷، شماره ۲٫
خاکی، غلامرضا. (۱۳۸۸). روش تحقیق در مدیریت. انتشارات بازتاب، چاپ پنجم.
خدادادحسینی سیدحمید.، پریسا ریاحی. و مینا نوری. ۱۳۹۱٫ پیشبرد نوآوری در کشورهای در حال توسعه: بررسی برنامه های توسعه اقتصادی در ایران. فصلنامه سیاست علم و فناوری، شماره ۳٫
رهنمای رود پشتی، فریدون. و علی کیانی. ۱۳۸۷٫ بررسی و تبیین استراتژی های مدیریت سرمایه درگردش در شرکت ها ی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه دانش و پژوهش حسابداری. شماره ۱۳٫
زهدی، محمدهادی.، هاشم ولی پور. و علیرضا شهابی. ۱۳۸۹٫ سیاست های سرمایه در گردش و ریسک شرکت. پژوهشنامه حسابداری مالی و حسابرسی.
ستایش، محمدحسین. و امید منصوری. ۱۳۸۹٫ بررسی ارتباط بین سرمایه در گردش و اجزای مختلف سود حسابداری شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. پژوهشنامه حسابداری مالی و حسابرسی، سال دوم، شماره ۸٫
شباهنگ، رضا. (۱۳۸۷). مدیریت مالی. انتشارات سازمان حسابرسی.
شمس الاحرارفرد، فاطمه. و اسفندیار جهانگرد. ۱۳۹۰٫ اثر مستقیم وغیر مستقیم توسعه مالی بر رشد اقتصادی ایران. فصلنامه علمی پژوهشی دانش مالی تحلیل اوراق بهادار،شماره۱۲٫
شیرین بخش، شمس الله. و زهرا حسن خوانساری. ۱۳۸۴٫ کاربرد Eviews (ایی ویوز) در اقتصاد سنجی. انتشارات پژوهشکده امور اقتصادی.
عباسی، غلامرضا.، اشکان رحیم زاده. و داوود سلمانی. ۱۳۸۸٫ نااطمینانی تورمی و رشد اقتصادی در ایران. فصلنامه علوم اقتصادی، سال سوم، شماره۹٫
فتحی، سعید.، سیدیاسین توکلی. ۱۳۸۸٫ بررسی ارتباط بین مدیریت سرمایه در گردش و عملکرد مالی بنگاه های اقتصادی. بررسی های بازرگانی، شماره۳۶ .
فرزین وش، اسداله. و سجاد برخورداری. ۱۳۸۹٫ تجارب جهانی مقابله با بحران مالی و آموزه هایی برای اقتصاد ایران. مجله تازه های اقتصاد، سال هشتم، شماره۱۲۷٫
مالکی نیا ناهید.، حسین عسکری آلوج. و اعظم قزلباش. ۱۳۹۰٫ رابطه بین استراتژی سرمایه درگردش و معیارهای سودآوری شرکتهای خودرو، دارو سازی و کانی بورس اوراق بهادار تهران. دوفصلنامه اقتصاد پولی، مالی(دانش وتوسعه سابق)، شماره۲٫٫
محمدزاده، امیر. و لیلا نوفرستی. ۱۳۸۸٫ بررسی تأثیر سیاست های سرمایه در گردش بر بازده سرمایه گذاری شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنایع شیمیایی و مواد غذایی. مجله پژوهش های مدیریت، شماره ۱۸٫
محمدی، محمد. ۱۳۸۸٫ تاثیر مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت ها در جامعه شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. فصلنامه مدیریت، شماره ۱۴٫
مومنی، منصور. و آذر عادل. (۱۳۸۷). آمار و کاربرد آن در مدیریت. انتشارات سمت، چاپ ۱۱٫
مومنی، منصور. و علی فعال قیومی. ۱۳۸۸٫ مقایسه انواع تحلیل های رگرسیونی برای داده های حسابداری. فصلنامه بررسی های حسابداری و حسابسی، شماره ۵۸٫
مهرانی، کاوه.، جلال وافی ثانی. و محمد حلاج. ۱۳۸۸٫ رابطه ی قراردادهای بدهی و اندازه ی شرکت با محافظه کاری در شرکت های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجله بررسی های حسابداری و حسابرسی دوره ۱۷، شماره ۵۹٫
نیکومرام، هاشم.، فریدون رهنمای رود پشتی. و فرشاد هیبتی. ۱۳۸۶٫ مبانی مدیریت مالی. انتشارات ترمه.
یعقوب نژاد، احمد.، حمیدرضا وکیلی. و احمدرضا بابایی. ۱۳۸۹٫ ارتباط بین مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری درشرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران. مجله مهندسی مالی ومدیریت پرتفوی، شماره ۲٫
فهرست منابع انگلیسی
Appuhami, B. A. R. (2008). The impact of firm’s capital expenditure on working capital management: An empirical study across industries in Thailand. International Management Review, 4 (1).
Autukaite, Ruta and Molay, Eric. (2011). Cash Holdings, Working Capital and Firm Value: Evidence from France. International Conference of the French Finance Association (AFFI), May 11-13, 2011. Available at SSRN: http://ssrn.com/abstract=1836900 or


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد عملکرد شرکت، نرم افزار، اندازه شرکت

تحقیقات آینده همراه است.
جدول ۴-۱۲: نتایج آزمون فرضیه های تحقیق
فرضیه
متغیر وابسته
متغیر وابسته
تحلیل واریانس
توان تبیین
استقلال خطاها
نوع رابطه
نتیجه
روش محاسبه سود آوری
سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش
سیاست تامین مالی سرمایه در گردش
اندازه
رشد
اهرم مالی
آماره f (معناداری مدل)
R^2
آماره دوربین واتسن
ضریب
آمارهt (معناداری)
ضریب
آمارهt (معناداری)
ضریب (معناداری)
ضریب (معناداری)
ضریب (معناداری)
فرضیه اول
بازده دارایی
۰۹۷/۰
۱۷/۳
*
*
۰۵/۰
۰۶/۰
۳۷/۰-
۹۴/۲۵۷
۷۲/۰
۹۶/۱
مستقیم
رد
۰۰/۰
*
۰۰/۰
۰۰/۰
۰۰/۰
۰۰/۰
کیو توبین
۰٫۱۷
۴۶/۲
*
*
۱۹/۰-
۰۵/۰
۰٫۲۹
۹۶/۱۹۱
۶۶/۰
۸۶/۱
مستقیم
رد
۰۱/۰
*
۰۰/۰
۰۱/۰
۰٫۰۰
۰۰/۰
فرضیه دوم
بازده دارایی
*
*
۰۵/۰
۸۰/۱
۰۳/۰
۰۴/۰
۴۳/۰-
۹۱/۳۴۸
۷۸/۰
۹۳/۱
مستقیم
رد
*
۰۷/۰
۰۱/۰
۰۰/۰
۰۰/۰
۰۰/۰
کیو توبین
*
*
۰٫۱۶
۱٫۹۶
۱۷/۰-
۰۶/۰
۱۵/۰
۰۶/۱۸۷
۶۶/۰
۸۶/۱
مستقیم
تایید
*
۰۵/۰
۰/۰
۰۱/۰
۱۲/۰
۰۰/۰
فرضیه سوم
تایید
فصل پنجم:
نتیجه گیری و پیشنهادات
۵-۱- مقدمه
ثبات مالی هدف اصلی ایجاد یک شرکت است. یک شرکت باید ایجاد سود کند و توانا در پرداخت بدهیها باشد تا بتواند به ثبات مالی دست یابد. یکی از جنبههای مهم ثبات مالی سرمایه در گردش است. این مطالعه سیاستهای سرمایه در گردش و روابط انها را با سودآوری شرکت تجزیه وتحلیل می کند در سالهای اخیر نا اطمینانی اقتصادی باعث از دست دادن سود آوری کسب وکار شده است. به هر حال سیاستهای موثر سرمایه در گردش، سود شرکتها را بهبود میبخشد درنهایت در این مطالعه سعی شده است عوامل درگیر در سیاستهای سرمایه درگردش شرکتها شناسایی شوند.
۵-۲- نتایج آزمون فرضیهها
فرضیه شماره یک : بین سیاست متهورانه سرمایهگذاری سرمایه در گردش و سودآوری عملکرد شرکت ها ارتباط معناداری وجود دارد.
جهت بررسی فرضیه شماره یک، دو مدل (ROA و Tobin’s q) با متغیر مستقل(سیاست سرمایه گذاری) درنرم افزار Eviews6 تخمین زده شدند. در این فرضیه انتظار میرفت، با حداقل سطح سرمایهگذاری در دارائیهای جاری، سودآوری افزایش یابد. اما نتایج نشان داد افزایش داراییهای جاری منجر به افزایش سودآوری میشود. بنابراین یک رابطه منفی بین درجه متهورانه بودن سیاستهای سرمایه در گردش شرکتها و دو روش اندازه گیری عملکرد (ROA و Tobin’Sq) وجود دارد. در نتیجه رویکرد محافظه کارانه سیاست سرمایه گذاری با تاکید بر سرمایه گذاری بیشتر در دارایی های نقدی جهت سودآوری مورد تایید قرار گرفت.
نظیر و افزا (۲۰۰۹) و اپتو (۲۰۱۲) درمطالعهای مشابه تحقیق حاضربه نتایج تقریبا یکسانی دست یافتند، همچنین نتایج تحقیق حاضر شبیه به مطالعه هر دو میباشد. اپتو به این نتیجه رسید، اگر شرکتی از داراییهای جاری بیشتری برای تأمین وجوه سرمایه گذاری سرمایه درگردش استفاده کند، سود بیشتری را هم کسب خواهد کرد. اما پاداچی (۲۰۰۶) تقریبا مخالف آنها دریافت، زمانیکه شرکت به میزان بالایی در موجودیها و حسابهای دریافتی سرمایه گذاری میکند، سودآوری را کاهش میدهد.
محمدزاده و نوفرمستی (۱۳۸۸) در پژوهشی دریافتند، یک رابطه مثبت و مستقیم بین سرمایه درگردش و بازده داراییها وجود دارد.همچنین ستایش و منصوری (۱۳۸۹) در پژوهش خود ارتباط بین سرمایه درگردش خالص و ناخالص را با اجزاء مختلف سود حسابداری بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند سرمایه در گردش خالص دارای ارتباط مثبت و معناداری با سود عملیاتی، سود قبل از کسر بهره مالیات وسود خالص می باشد و سرمایه در گردش ناخالص با هیچ کدام رابطه معناداری ندارد.محمدزاده و نوفرمستی( ۱۳۸۸ ) و ستایش و منصوری (۱۳۸۹) در حالیکه درپژوهش خود از متغیر وابسته سرمایه درگردش استفاده کردند، اما نتایج این مطالعات با مطالعه حاضر تقریبا مشابه است.
محمدی (۱۳۸۸)، جواد رضازاده و جعفر حیدریان (۱۳۸۹) و احمد یعقوب نژاد و همکاران (۱۳۸۹) دریافتند بین متوسط دوره وصول مطالبات و دوره گردش موجودی کالابا سودآوری رابطه منفی و معنادار وجود دارد.به عبارتی مدیران با کاهش دوره وصول مطالبات و دوره گردش موجودیها در حد معقول می توانند سودآوری شرکتشان را افزایش دهند. اکثریت مطالعات سرمایه در گردش از نسبتهای سنتی همانند مقدار حسابهای دریافتنی روزانه، تعداد موجودیهای کالای روزانه و تعداد حسابهای پرداختی روزانه برای اندازهگیری سطح نقدینگی یک شرکت استفاده می کنند (فالوپ و آجیلر ۲۰۰۹، ۷۷). اپتو باتوجه به نظر شالمن و کوکس (۱۹۸۵) استدلال میکند، نسبتهای سنتی دغدغههای یک شرکت را مورد توجه قرار نمیدهند و بنابراین خالص سرمایه در گردش ارزش واقعی نقدینگی نیست. از این رو پیشبینی وضعیت مالی یک شرکت، نسبتهای مالی سرمایه در گردش را بهتر به منابع دائمی مانند مجموع دارائیها پیوند میزنند (اپتو۲۰۱۲، ۴۰).
فرضیه شماره دو: بین سیاست متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش و سودآوری عملکرد شرکت ها ارتباط معناداری وجود دارد.
جهت بررسی فرضیه شماره دو هر دو مدل ROA و Tobin’s q با متغیر مستقل (سیاست تامین مالی) در نرم افزار Eviews6 تخمین زده شدند. در این پژوهش مدل ROA نشان می دهد؛ بین حداقل سطح تأمین مالی سرمایه درگردش و سود آوری شرکت ارتباط معناداری وجود ندارد. اما نتایج تحققیقات نظیر و افزا (۲۰۰۹) در پاکستان و اپتو (۲۰۱۲ ) در آمریکا مشابه می باشند. همچنین، طبق نتیجه پژوهش اپتو (۲۰۱۲) که تقریبا ازمتغیرهای پژوهش حاضر استفاده کرده است؛ شرکتهای کوچکی که از سطح بالای بدهی جاری برای بهبود سودآوری استفاده می کنند، ممکن است نا امید شوند. زیرا یک مدل محافظه کارانه با استفاده از کمترین بدهی جاری اثر مثبت بر سودآوری را به اثبات میرساند. نظیر و افزا (۲۰۰۹) طی این تحقیق به این نتیجه رسیدند، اگر مدیران رویکرد محافظه کارانه را برای سیاستهای سرمایه گذاری و تامین مالی سرمایه در گردش استفاده کنند آنها میتوانند برای شرکت ایجاد ارزش کنند.
اما مدل Tobin’s q نشان می دهد؛ با استفاده از حداکثر سطح تامین مالی در سرمایه در گردش، سود آوری شرکت افزایش می یابد. طبق نظر نظیر وافزا که در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند هنگامی که شرکت ها از رویکرد متهورانه برای تامین مالی داراییهای سرمایه درگردش استفاده می کنند درنتیجه لزوما سطح سودآوری افزایش مییابد. بنابراین به نظر میرسد سرمایه گذاران علاقه مندند، بیشتر در شرکتهایی سرمایهگذاری کنند که رویکرد متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش دارند. زیرا آنها تصور می کنند، سهام چنین شرکت ها یی در بازار با ارزش تر است. به همین دلیل مدل کیوتوبین و بازده دارایی ها دو نتیجه متفاوت را نشان دادند. همچنین، پاداچی (۲۰۰۶) از استراتژیهای سرمایه درگردشی حمایت می کند که اتلاف منابع را کاهش خواهد داد و رشد وتوسعه و افزایش در ارزش شرکت را ترویج می دهد.
فیلبک و همکاران (۲۰۰۷) در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند؛ هزینه پایین بدهی جهت تأمین مالی اجازه می دهد، مبلغ بیشتری برای دارایی های جاری صرف شود. با این حال تجزیه و تحلیل نشان می دهد، ارزشهای سرمایه در گردش میان صنایع در یک دوره زمان متفاوت است.
محمدزاده و نوفرستی (۱۳۸۸) بر خلاف نتیجه پژوهش حاضر نشان دادند، بین نسبت جاری (ریسک عدم توان بازپرداخت بدهیها) و بازده داراییها یک رابطه مثبت و مستقیم وجود دارد احتمالا این تفاوت به دلیل کاربرد متغیرهای متفاوت جهت سنجیدن میزان تامین مالی در شرکت ها میباشد.
محمدی (۱۳۸۸)، رضازاده و حیدریان (۱۳۸۹) و یعقوب نژاد و همکاران (۱۳۸۹) دریافتند بین متوسط دوره پرداخت بدهی و سود آوری رابطه منفی و معنا دار وجود دارد بنابراین نتایج این تحقیقات در رابطه با دوره واریز بستانکاران می تواند بیانگر این امر باشد؛ شرکت ها یی سودآور می باشند، که دوره واریز بستانکاران کوتاه تری دارند. ممکن است تفاوت در نتایج مطالعه حاضر و مطالعات اخیر مطابق با دلایل ذکر شده در فرضیه قبل باشد.
بطور کلی از دو فرضیه گذشته میتوان نتیجه گرفت؛ در این مطالعه دادههای تجربی از رابطه مثبت بین سیاست سرمایه گذاری سرمایه درگردش با سودآوری حمایت می کند. همچنین اپتو (۲۰۱۲) در کشور آمریکا و نظیر و افزا (۲۰۰۹) در پاکستان در تحقیقی مشابه دریافتند؛ یک سیاست سرمایه در گردش که باعث کاهش هزینهها، افزایش فروش و کاهش بدهی شود فرصت سودآوری بیشتر را در یک شرکت بالا خواهند برد (اپتو ۲۰۱۲، ۱۳۶) و رابطه منفی بین سیاست متهورانه سرمایهگذاری و تامین مالی شرکتها با سودآوری وجود دارد (نظیر و افزا ۲۰۰۹، ۱۹۸). در این مطالعه همانند نتایج نظیر و افزا مشخص شد که در بررسی تاثیر سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش بر هر دو روش اندارهگیری سودآوری (کیو توبین و بازده داراییها) نتایج مشابه کسب شد. همچنین تجزیه و تحلیل دادههای تجربی نشان داد؛ بین سیاست متهورانه تامین مالی سرمایه درگردش با بازده داراییها ارتباط معناداری وجود ندارد. اما این سیاست باعث افزایش کیوتوبین (ارزش بازار شرکت) میشود. بنابراین میتوان نتیجه گرفت؛ احتمالا شرایط اقتصادی ایران در این دوره شرکتها را به سمت رویکرد محافظه کارانه سوق داده است. همچنین نظیر و افزا ۲۰۰۹ بیان کردند، سرمایهگذاران برای شرکتی بیشتر ارزش قائل می شوند که از مدیریت متهورانه برای بدهیهای جاری استفاده میکند.
محمدی (۱۳۸۸)، رضازاده و حیدریان (۱۳۸۹) و یعقوب نژاد و همکاران (۱۳۸۹) به اتفاق نظر رسیدند؛ که بین چرخه تبدیل وجه نقد با سودآوری رابطه منفی و معناداری وجود دارد.هم چنین پاداچی(۲۰۰۶)، ایزدی نیا و تا کی (۱۳۸۹) دریافتند هر چه چرخه تبدیل وجه نقدبزرگتر شود بازدهی داراییها کاهش می یابد.
اعرابی و عابدی (۱۳۹۰) دریافتند؛ عملکرد شرکت (نسبت کیوتوبین و بازده داراییها) در زمانی که استراتژی مالی شرکت (استراتژیهای سرمایه گذاری، تأمین مالی، تقسیم سود و سرمایه در گردش) میانه رو متمایل به خطر پذیری است، بیش از زمانی است که گونه استراتژی مالی آن میانه رو متمایل به خطر گریزی است. هم چنین نتایج نشان میدهد؛ در سالهایی که هماهنگی بین عناصر استراتژیهای مالی بیشتر است، عملکرد شرکت نیز بهتر است.
بهار مقدم و هوشمند (۱۳۹۱) در تحقیقی نشان دادند؛ بین فرصتهای رشد (لگاریتم طبیعی کیوتوبین) و جریان نقد عملیاتی با مدیریت سرمایه در گردش (چرخه تبدیل به نقد) ارتباط منفی و معناداری وجود دارد. هم چنین بین سودآوری (ROA ) و چرخه تبدیل به نقد ارتباط معناداری وجود ندارد.
فرضیه شماره سوم: بین اندازه، رشد و اهرم مالی یک شرکت و سودآوری عملکرد شرکتها ارتباط معناداری وجود دارد.
جهت بررسی فرضیه شماره سه، هر دو مدل (ROA و Tobin’s q) را در نرم افزار Eviews6 برای هر دو فرضیه یکبار بدون حضور متغیرهای کنترلی و بار دیگر با حضور متغیرهای کنترلی تخمین زده شدند. نتایج این تحقیق بیانگر تاثیر منفی معنی دار اندازه شرکت روی کیوتربین و تاثیر مثبت معنی دار آن روی بازده داراییها میباشد. نتایج پژوهش اپتو (۲۰۱۲) موافق همین نتیجه می باشد. اما نظیر و افزا دریافتند بین هر دو روش سودآوری واندازه شرکت رابطه مثبت وجود دارد. هم چنین ایزدی نیا وتاکی (۱۳۸۹) تاثیر مثبت اندازه شرکت فقط روی بازده داراییها را به اثبات رساندند. رضازاده و حیدریان (۱۳۸۹) نشان دادند؛


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد اندازه شرکت، ارزش بازار، سطح معنادار

شرح زیر می باشد:
مدل۴-۵
با توجه به جدول ۴-۱۰ مقدار خطای آماره فیشر مشخص میگردد (prob=0) و مدل رگرسیون خطی این فرضیه معنادار میباشد. ضریب تعیین این مدل در بخش اول (ROA) برابر ۶۹/۰ و در بخش دوم برابر ۷۸/۰ میباشد و نشان می دهد در مدل ROA حدود ۷۸ درصد از تغییرات متغیر وابسته (بازده دارائی) به وسیله متغیرهای مستقل (سیاست تامین مالی سرمایه در گردش) و کنترلی قابل پیشبینی است. همانطور که مشخص است با اضافه شدن متغیرهای کنترلی به مدل قابلیت پیش بینی متغیر وابسته حدود ۹ درصد افزایش یافته است. با توجه به نتیجه آزمون متغیرهای حذف شده (ضمیمه الف-۱۵) فرضیه صفر در سطح معناداری ۹۵ درصد رد میشود، بدین معنا که متغیرهای کنترلی جزء متغیرهای اصلی مدل بوده و به معادله تعلق دارند.
بدلیل اینکه آماره دوربین واتسن برای متغیرهای تحقیق ۹۳/۱ (بین ۵/۱ تا ۵/۲) میباشد میتوان نتیجه گرفت باقیمانده ها نا همبسته هستند. بعلاوه با توجه به جدول ماتریس همبستگی متغیرها (ضمیمه الف-۱۷) کلیه مقادیر نزدیک صفر میباشد بنابراین می توان گفت تقریبا همبستگی بین متغیرها وجود ندارد.
در نمودار پراکنش باقیمانده های استاندارد شده در مقابل پیشبینیهای استاندارد شده(ضمیمه الف-۱۶) روندی مشاهده نشده وتقارن مشاهدات حول خط صفر می باشد، بنابراین همگنی در واریانس باقیمانده ها مورد تایید قرار گرفته است.بعلاوه با توجه به اینکه کلیه مقادیر خطاهای آماره های VIFکوچکتر از ۵ ومقادیرTOL نزدیک به یک می باشند (ضمیمه الف-۱۸)،بنابراین مشکل همخطی بین متغیرهای مستقل و کنترلی نیز در مدل مشاهده نشد. در مجموع با توجه به تایید تمام فرضیات زیربنایی ، به نتایج حاصل از مدل میتوان اطمینان کامل داشت.
۴-۴-۲-۲-۲ سیاست تامین مالی سرمایه در گردش در مقابل کیو توبین
جدول ۴-۱۱ نتیجه تخمین رگرسیون مدل Tobin’s q را در دو بخش نشان میدهد. نتیجه تخمین این مدل در بخش اول (Tobin’s q ( I)) فقط با نسبت WCFP و بدون حضور متغیرهای کنترلی (ضمیمه الف-۱۹) و در بخش دوم (Tobin’s q (II)) نسبت WCFP را با حضور متغیرهای کنترلی (ضمیمه الف-۲۰) نشان میدهد.
جدول۴-۱۱: رگرسیون تجزیه وتحلیل کیوتوبین وسیاست تامین مالی سرمایه در گردش
متغیرها
Tobin’s q( I)
Tobin’s q)II(
کیو توبین(بخش اول)
کیو توبین(بخش دوم)
ضریب
احتمال
ضریب
احتمال
WCFP
سیاست تامین مالی
۲۲۰۵/۰
۰۰۰۷/۰
۱۶۱۶/۰
۰۵۰۰/۰
SIZE
اندازه
——
——
۱۷۵/۰-
۰۰۰۲/۰
GROWTH
رشد
——
——
۰۵۵۴/۰
۰۰۸۹/۰
LVRG
اهرم مالی
——
——
۱۵۳۵/۰
۱۲۳۵/۰
DW
دوربین واتسن
۸۳۶۶/۱
۸۵۸۳/۱
R-sqared
ضریب تعیین
۶۲۹۵/۰
۶۵۵۸/۰
Prob(F-statistic)
آماره فیشر
۰۰۰۰/۰
۰۰۰۰/۰
در بخش اول، ضریب مثبت WCFP نشان می دهد، رابطه مثبت بین سطح سیاست متهورانه تامین مالی و ارزش بازار شرکت (Tobin’s q) با نرخ ۲۲ درصد در سطح بالای از لحاظ آماری معنی‌دار است. بخش دوم جدول ۴-۱۱ با تجزیه و تحلیل بیشتر نشان میدهد، که متغیر WCFP و متغیرهای کنترلی روی کیو توبین تاثیر میگذارند.بطوریکه این رابطه مثبت را به ۱۶درصددر سطح اطمینان ۹۵ درصد کاهش می دهد. بنابراین افزایش نسبت WCFP با افزایش سودآوری همراه است. اندازه شرکت یک تاثیر منفی ۱۷ درصد در سطح اطمینان بالا را نشان میدهد. رشد شرکت تاثیر مثبت ۶درصد در سطح بالای اطمینان نشان می‌دهد. تاثیر مثبت حدود ۱۲ درصدی اهرم مالی در سطح اطمینان ۹۵درصد از نظر آماری معنی‌دار نیست. بنابراین فرضیه صفر رد وفرضیه مقابل آن پذیرفته می شود ومی توان نتیجه گرفت که شرکتهای عضو نمونه این پژوهش در این زمینه متهورانه عمل میکنند. مدل برازش شده به شرح زیر می باشد:
مدل۴-۶
با توجه به جدول ۴-۱۱ مقدار احتمال آمار فیشر(۰=prob) مدل رگرسیون خطی این فرضیه را معنادار نشان می دهد. ضریب تعیین این مدل نشان می دهد، در بخش اول (Tobin’s q ( I)) حدود ۶۳ درصد و در بخش دوم (Tobin’s q (II)) حدود ۶۶ درصد از تغییرات متغیروابسته (کیو توبین) بوسیله متغیرهای مستقل (سیاست تامین مالی سرمایه در گردش) و کنترلی قابل پیشبینی است. همچنین با اضافه شدن متغیرهای کنترلی به مدل قابلیت پیشبینی متغیر وابسته حدود ۳ درصد افزایش یافته است.نتیجه آزمون متغیرهای حذف شده (ضمیمه الف-۲۱) در سطح معناداری ۹۵ درصد رد میشود، بدین معنی که متغیرهای کنترلی جزء متغیرهای اصلی مدل بوده و به معادله تعلق دارند.
بدلیل اینکه آماره دوربین واتسن برای متغیرهای تخمین ۸۶/۱ (بین ۵/۱ تا۵/۲) میباشد میتوان نتیجه گرفت باقیماندهها ناهمبسته هستند. بعلاوه با توجه به جدول ماتریس همبستگی متغیرها (ضمیمه الف-۱۷) کلیه مقادیر نزدیک صفر میباشد بنابراین می توان گفت تقریبا همبستگی بین متغیرها وجود ندارد.
در نمودار پراکنش باقیمانده های استاندارد شده در مقابل پیشبینیهای استاندارد شده(ضمیمه الف-۲۲) روندی مشاهده نشده وتقارن مشاهدات حول خط صفر می باشد، بنابراین همگنی در واریانس باقیماندهها مورد تایید قرار گرفته است. بعلاوه با توجه به اینکه کلیه مقادیر خطای آماره های VIFکوچکتر از ۵ ومقادیرTOL نزدیک به یک میباشند (ضمیمه الف-۱۸)، بنابراین مشکل همخطی بین متغیرهای مستقل و کنترلی نیز در مدل مشاهده نشد. در مجموع با توجه به تایید تمام فرضیات زیربنایی، به نتایج حاصل از مدل می توان اطمینان کامل داشت.
۴-۴-۲-۳ آزمون فرضیه ۳
هدف از فرضیه سوم تعیین تاثیر اندازه، رشد و اهرم مالی یک شرکت برسودآوری عملکرد آن شرکت می باشد. بنابراین یک تجزیه و تحلیل کافی از سوال ۳ به آن پاسخ خواهد داد: آیا سودآوری عملکرد یک شرکت به اندازه و رشد و اهرام مالی بستگی دارند؟
هر یک از متغیرهای کنترلی بطور مستقل با روشهای اندازهگیری عملکرد مرتبط هستند نتایج یافتههای گرافیکی با استفاده از ارقام بیان میشود و به وضوح تاثیر متغیرها راتوصیف میکند. در این بخش از مقایسه بین محاسبات بازده دارائیها و کیو توبین طبق جداول۷،۸،۱۰و۱۱ این فصل استفاده میشود.
نمودارها در این بخش نشاندهنده نتایج آماری حاصل از رگرسیون و در شش شکل بیان میشود. برای هر متغیرکنترلی دو نمودار پراکندگی استفاده میشود، اولین نمودار نشاندهنده خط رگرسیون بازده دارایی و دومین نمودار نشاندهنده خط رگرسیون کیو توبین است. نمودارها، توصیفی از متغیرهای کنترلی یعنی اندازه، رشد و نسبت اهرم مالی هستندو برای مقایسه ROA و Tobin’s q شرکت ها ی عضو نمونه به نمایش گذاشته شدهاند.
۴-۴-۲-۳-۱ اندازه
درابتدا، تاثیر اندازه را روی ROA (نمودار ۴-۱۱) بررسی میکنیم. بدیهی است که یافتههای این دادههای آماری به طور قوی خوشهای هستند، خط ROA یک روند افزایش، همراه با افزایش اندازه شرکت را نشان میدهد. اما خط کیو توبین در نمودار ۴-۱۲ با افزایش اندازه شرکت کاهش مییابد این انعکاس منفی نشان میدهد که اندازه شرکت روی ارزش بازار شرکت تاثیر ندارد.
نمودار۴-۱۱: خط رگرسیون ساده بین اندازه شرکت و بازده دارایی ها
نمودار ۴-۱۲: خط رگرسیون ساده بین اندازه شرکت و کیوتوبین
در نتیجه نتایج تجزیه و تحلیل رگرسیون تاثیر اندازه شرکت برسودآوری آنرا نشان میدهد. جداول ۷،۸،۱۰و۱۱ این فصل، بیانگر تاثیر منفی معنیدار اندازه شرکت روی کیو توبین و تاثیر مثبت معنیدار آن روی بازده دارائیها می باشد. به عبارت دیگر، اگر اندازه یک شرکت یک درصد افزایش یابد، ROA حدود ۳ تا ۵ درصد (جداول۷ و ۱۰) افزایش مییابد و کیو توبین حدود ۱۷ تا ۵/۱۸ درصد(جداول ۸ و ۱۱)کاهش مییابد.
۴-۴-۲-۳-۲ رشد
سطح رشد یک شرکت براساس تغییرات در ارزش فروشهای سالانه شرکت به فروش سال قبل محاسبه میشود. نتایج نشان می دهد که ROA همراه با رشد فروش (نمودار ۴-۱۳) افزایش مییابد، این ادعا با نتایج توبین (نمودار ۴-۱۴) تایید شد به این معنی که ارزش بازار شرکت ها همراه با افزایش فروش آنها تحت یک انحراف اساساً بالا افزایش مییابد.
نمودار ۴-۱۳: خط رگرسیون ساده بین رشد یک شرکت و بازده دارایی ها
نمودار ۴-۱۴: خط رگرسیون ساده بین رشد یک شرکت و کیو توبین
نهایتاً، نتایج رگرسیون رشد شرکت در جداول ۷،۸،۱۰و۱۱ این فصل کامل کننده نمودارهای پراکندگی میباشد، اگر در آمد فروش شرکت ها با نرخ یک درصد افزایش یابد، ROA هم با نرخ حدود ۴ تا ۶ درصد افزایش و در سطح قوی آماری معنیدار(جداول۷ و ۱۰) است وهمچنین کیو توبین با افزایش حدود ۵ تا ۶ درصد در سطح اطمینان ۹۵ درصد از نظرآماری معنیدار (جداول ۸ و ۱۱) است.
۴-۴-۲-۳-۳ اهرم مالی
این متغیر کنترلی با نسبت کل بدهی ها بر کل دارائیها محاسبه میگردد و کل بدهیها بطور مساوی در هر دو روش محاسبه سودآوری یعنی، بازده داراییها و کیو توبین لحاظ میشوند. یافتهها در نمودار ۴-۱۵ (ROA) و نمودار ۴-۱۶ (کیو توبین) نشان داده میشوند. تاثیر اهرم مالی روی ROA منفی است زیرا افزایش جمع بدهیها در تامین مالی یک شرکت منجر به کاهش بازده دارائیها میشود.
در نتیجه ممکن است یک تصور اقتصادی ایجاد شود، مبنی بر اینکه میزان بالای بدهیهای بلندمدت با میزان بالایی از هزینه سرمایه بلند مدت همراه است. از طرف دیگر ارزش بازار (کیو توبین) یک شرکت با افزایش کل بدهیها یک روند کاهشی را (نمودار ۴-۱۵) نشان میدهد. این روند کاهش با انحراف بسیار کم است و باعث کاهش اعتماد طلبکاران تجاری شرکتها میشود.
نمودار ۴-۱۵: خط رگرسیون ساده بین نسبت اهرم مالی و بازده دارایی ها
نمودار ۴-۱۶: خط رگرسیون ساده بین رشد یک شرکت و کیوتوبین
در نتیجه برای تجزیه و تحلیل از طریق رگرسیون و نتایج تخمین از جدول۷،۸،۱۰و۱۱ استفاده میشود. یک درصد افزایش اهرم مالی با کاهش حدود ۳۷ تا ۴۳ درصد بازده داراییها در سطح بالایی از نظر آماری معنی‌دار است(جداول۷و۱۰). اما با افزایش حدود۲۹ درصد کیو توبین در فرضیه یک در سطح اطمینان۹۵ درصد (جدول۸) همراه است، در صورتیکه در فرضیه دو با افزایش کیو توبین به اندازه ۱۵ درصد در سطح اطمینان۹۵ درصد از لحاظ آماری معنادار(جدول۱۱) نمیباشد.
در فرضیه های یک و دو هر دو مدل ROA و Tobin’s q یکبار بدون حضور متغیرهای کنترلی و بار دیگر با حضور متغیرهای کنترلی تخمین زده شده اند و نتایج در جداول (۷،۸،۱۰و۱۱) نشان داده شده است. در نتایج تخمین با حضور متغیر های کنترلی، ضریب تعیین معادله ROA در فرضیه یک حدود ۱۶ درصد و در فرضیه دوم حدود ۳درصد افزایش یافته است. همچنین ضریب تعیین معادله Tobin’s q در فرضیه اول حدود ۹درصد و در فرضیه دوم حدود ۳ درصد افزایش را نشان می دهد. براین اساس باحضور متغیرهای کنترلی در مدل تحقیق میزان قابلیت پیش بینی تغیرات متغیر وابسته بوسیله متغیر مستقل افزایش می یابد.
بعلاوه، نتایج آزمون متغیر های حذف شده برای مدل ROA در فرضیه اول طبق ضمیمه الف-۵ و در فرضیه دوم طبق ضمیمه الف-۱۵و برای مدل Tobin’s q در فرضیه اول مطابق ضمیمه الف-۱۱ و در فرضیه دوم مطابق ضمیمه الف-۲۱ به اتفاق نشان می دهند، فرضیه صفر در سطح معناداری ۹۵ درصد رد میشود. بدین معنا که متغیرهای کنترلی جزو متغیرهای اصلی مدل بوده و به معادله تعلق دارند.
۴-۵- خلاصه
در فصل چهارم، هر سه فرضیه تحقیق مقابل دادههای تجربی مربوطه آزمون شدند. از آمارههای اصلی تجزیه و تحلیل رگرسیون برای پاسخ به سئوالات تحقیق و فرضیه ها استفاده شد.همچنین براساس وضوح نتایج آزمونهای متغیرها در این پژوهش از جداول و نمودارها استفاده شد. خلاصه ای ازنتایج آزمون فرضیههای پژوهش در جدول۴-۱۲ ارائه شده است.درفصل ۵ یافته های این تحقیق خلاصه شده و تنها با نتیجه گیری و پیشنهاداتی برای


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد ارزش بازار، اندازه شرکت، رشد شرکت

q و WCIP را نشان می دهد.این نمودار میتواند اینگونه تفسیر شود، هنگامی که افزایشی در دارائیهای جاری عملیاتی یک شرکت وجود داشته باشد ممکن است، افزایش در ارزش بازار شرکت را به همراه داشته باشد.
نمودار۴-۶: خط رگرسیون ساده بین نسبت سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش در مقابل کیو توبین
جدول ۴-۸ نتیجه تخمین رگرسیون بین متغیر وابسته کیو توبین و متغیر مستقل WCIP یکباردر بخش Tobin’s q(I) بدون حضور متغیرهای کنترلی (ضمیمه الف-۹) و یکباردر بخش Tobin’S q(II) با حضور متغیرهای کنترلی (ضمیمه الف-۱۰) را نشان می دهد.
جدول۴-۸: رگرسیون تجزیه وتحلیل کیوتوبین وسیاست سرمایه گذلری سرمایه در گردش
متغیرها
Tobin’s q( I)
Tobin’s q) II)
کیو توبین(بخش اول)
کیو توبین (بخش دوم)
ضریب
احتمال
ضریب
احتمال
WCIP
سیاست سرمایه گذاری
۱۸۸۴/۰
۰۱۹۳/۰
۱۷۴/۰
۰۱۴۲/۰
SIZE
اندازه
——
——
۱۸۵۵/۰-
۰۰۰۱/۰
GROWTH
رشد
——
——
۰۵۲/۰
۰۱۴۲/۰
LVRG
اهرم مالی
——
——
۲۸۵۳/۰
۰۰۰۳/۰
DW
دوربین واتسن
۸۱/۱
۸۶/۱
R-sqared
ضریب تعیین
۶۳/۰
۶۶/۰
(Prob)F-statistic
آماره فیشر
۰۰۰/۰
۰۰۰/۰
جدول ۴-۸ در بخش اول نشان می دهد اگر سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش (WCIP) یک درصد افزایش یابد با خطای ۲ درصد ارزش بازار شرکت ( q Tobin’s ) 19 درصد افزایش مییابد.
بخش Tobin’s q(II) علاوه بر متغیر مستقل WCIP، سه متغیر کنترلی اندازه، رشد و اهرم مالی هم در معادله تخمین زده می شوند و نتیجه نشان می دهد ، ورود متغیر کنترلی به معادله تاثیر بسیار جزئی داشته است. به عبارت دیگر، معادله Tobin’s q (II) همانند نتیجه تخمین بخش اول (Tobin’s q (I)) با کاهش حدوداً ۲ درصد ضریب متغیر مستقل WCIP با خطای ۴/۱ درصد معنی آماری دارد. رشد شرکت یک تاثیر مثبت ۵ درصد با خطای ۴/۱ درصد را نشان میدهد و همین رابطه با ضریب ۲۸ درصد و با سطح بالای اطمینان برای اهرم مالی وجود دارد. اما اندازه شرکت یک رابطه منفی ۱۸ درصد با سطح اطمینان بالا را نشان می دهد. بنابراین فرضیه صفر پذیرفته وفرضیه مقابل آن رد می شود و می توان نتیجه گرفت که شرکت ها ی عضو نمونه این پژوهش در این زمینه محافظه کارانه عمل می کنند.مدل برازش شده به شرح زیر می باشد:
مدل۴-۴
با توجه به جدول ۴-۸ و مقدار احتمال آماره فیشر مشخص میگردد که مدل رگرسیون خطی این فرضیه معنادار میباشد. ضریب تعیین این مدل در بخش اول (Tobin’s q (I)) برابر ۶۳/۰ و بخش دوم (Tobin’s q (II)) برابر ۶۶/۰ است، گویای این مطلب می باشد که در مدل کیو توبین ۶۶ درصد از تغییرات متغیر وابسته سودآوری به وسیله متغیر مستقل سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش و متغیرهای کنترلی قابل پیش بینی است. همانطور که مشخص است با اضافه شدن متغیرهای کنترلی به معادله، قابلیت پیشبینی متغیر وابسته سه درصد افزایش یافت. همچنین آزمون متغیرهای اضافه شده (ضمیمه الف-۱۱) نشان می دهد، فرضیه صفر در سطح خطای ۵ درصد رد میشود. بدین معنا که متغیرهایی کنترلی جزء متغیرهای اصلی این مدل بوده و به معادله تعلق دارند.
با توجه به نتایج تخمین مدل Tobin’s q (II) طبق جدول ۴-۸ مقدارآماره دوربین واتسن برای متغیرهای تحقیق ۸۶/۱ (بین ۵/۱ تا ۵/۲) میباشد، میتوان نتیجه گرفت که باقیمانده ها ناهمبسته هستند. بعلاوه با توجه به جدول ماتریس همبستگی متغیرها (ضمیمه الف-۶) کلیه مقادیر نزدیک صفر میباشد بنابراین می توان گفت تقریبا همبستگی بین متغیرها وجود ندارد.
در نمودار پراکنش باقیماندههای استاندارد شده در مقابل پیشبینیهای استاندارد شده(ضمیمه الف-۱۲) روندی مشاهده نشده وتقارن مشاهدات حول خط صفر می باشد، بنابراین همگنی در واریانس باقیمانده ها مورد تایید قرار گرفته است.بعلاوه با توجه به اینکه کلیه مقادیر آماره های VIFکوچکتر از ۵ ومقادیرTOL نزدیک به یک می باشند (ضمیمه الف-۸)، بنابراین مشکل همخطی بین متغیرهای مستقل و کنترلی نیز در مدل مشاهده نشد. در مجموع با توجه به تائید فرضیات زیربنایی، بنابراین به نتایج حاصل از مدل میتوان اطمینان کامل داشت.
۴-۴-۲-۲ آزمون فرضیه دوم
هدف از فرضیه دو تعیین تاثیر نسبت سیاست تامین مالی سرمایه در گردش یک شرکت روی روشهای اندازهگیری سودآوری عملکرد است. بطور خاص، سوال پژوهش این است که، آیا یک رابطه معناداری بین سیاست متهورانه تامین مالی شرکت و سودآوری وجود دارد. هدف از فرضیه دو رسیدن به این نتیجه است، اگر یک شرکت از رویکرد متهورانه برای سیاست تامین مالی شرکت استفاده کند یا به عبارت دیگر، با استفاده از بالاترین سطح تامین مالی سرمایه در گردش از طریق بدهیهای جاری، سودآوری شرکت افزایش خواهدیافت. انتظار داریم، این استراتژی هزینههای تامین مالی شرکت را کاهش و در نتیجه سودآوری را افزایش دهد. بنابراین، بیانیه بالا به وسیله تجزیه و تحلیل فرضیه به صورت زیر آزمون میشود:
که نشان دهنده سودآوری بالاترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش شرکتها و نشان دهنده سودآوری پایین ترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش شرکتهاست. فرضیه صفر بالا و فرضیه مقابل آن آزمون میکند که آیا بالاترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش شرکت ها ، پائینترین سودآوری را در مقابل سودآوری پائینترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش ایجاد نمیکند.
در مرحله اول سودآوری عملکرد شرکت ها ی موجود در نمونه براساس روش اندازهگیری حسابداری، یعنی بازده دارائیها (ROA) اندازهگیری میشود در مرحله دوم باید نمونه صنعت به ترتیب نسبتهای محاسبه شده سازماندهی شوند. دادههای توصیفی WCFP در مقایسه با ROA صنایع در جدول ۴-۹ به صورت زیر به نمایش گذاشته شده است.
جدول۴-۹: نتایج میانگین وانحراف معیار ۸ ساله نسبت سیاست تامین مالی سرمایه در گردش و بازده دارایی ها
صنایع
میانگین(انحراف معیار) WCFP
میانگین(انحراف معیار) ROA
پیمانکاری صنعتی
۸۵/۰
?۱۷/۰?
۰۱/۰
?۱۱/۰?
ساخت محصولات فلزی
۷۱/۰
?۲۸/۰?
۰۵/۰
?۱۴/۰?
محصولات غذایی و آشامیدنی به جز قند و شکر
۷۰/۰
?۲/۰?
۰۷/۰
?۰۸/۰?
فراورده های نفتی، کک و سوخت هسته ای
۶۹/۰
?۰۸/۰?
۱۲/۰
?۰۸/۰?
خودرو و ساخت قطعات
۶۵/۰
?۱۳/۰?
۰۷/۰
?۰۷/۰?
مواد و محصولات دارویی
۶۲/۰
(۱۵/۰)
۱۴/۰
?۰۷/۰?
ماشین آلات و تجهیزات
۶۱/۰
?۲۵/۰?
۰۴/۰
?۱۲/۰?
ماشین آلات و دستگاه‌های برقی
۶۰/۰
?۰۶/۰?
۰۷/۰
?۰۲/۰?
حمل ونقل، انبارداری و ارتباطات
۵۸/۰
?۱۶/۰?
۱۰/۰
?۰۸/۰?
فلزات اساسی
۵۶/۰
?۲/۰?
۰۹/۰
?۱۴/۰?
قند و شکر
۵۵/۰
?۱۵/۰?
۱۶/۰
?۰۶/۰?
منسوجات
۵۵/۰
?۱۴/۰?
۰۴/۰
?۰۳/۰?
لاستیک و پلاستیک
۵۵/۰
?۱۶/۰?
۰۷/۰
?۱۴/۰?
کاشی و سرامیک
۵۱/۰
?۱۶/۰?
۰۷/۰
?۰۹/۰?
محصولات چوبی
۴۴/۰
?۱۱/۰?
۰۴/۰
?۰۷/۰?
سیمان، آهک و گچ
۴۳/۰
?۲۳/۰?
۲۵/۰
?۱۳/۰?
سایر محصولات کانی غیرفلزی
۴۳/۰
?۱۳/۰?
۰۹/۰
?۱۱/۰?
محصولات شیمیایی
۰٫۴۲
?۲۲/۰?
۱۹/۰
?۱۶/۰?
استخراج کانه های فلزی
۳۹/۰
?۱۹/۰?
۱۶/۰
?۱۸/۰?
استخراج ذغال سنگ
۳۷/۰
?۰۸/۰?
۲۸/۰
?۰۹/۰?
دومین سوال این پژوهش این است آیا بالاترین میانگین نسبت WCFP رابطه مثبتی با بالاترین میانگین نسبت ROA دارد؟ این هدف بطور واضح از طریق مشاهدات هر یک از بخشهای صنعت در این پژوهش مورد استفاده قرار میگیرد.
نمودار ۴-۷: میانگین سیاست تامین مالی سرمایه در گردش برای هشت سال صنعت
جدول ۴-۹ و نمودار۴-۷ نشان می دهند. صنعت پیمانکاری صنعتی بطور متوسط بالاترین نسبت سیاست تامین مالی سرمایه در گردش (۸۵%) را دارا میباشد. اما این صنعت در نمودار ۴-۲ بطور متوسط پائینترین نسبت بازده دارایی را بین صنایع دارد. در حالیکه صنعت استخراج ذغالسنگ پائینترین میانگین نسبت WCFP (37%) را دارا میباشد اما ROA این صنعت با ۲۸ درصد بالاترین میانگین این نسبت را دارد . مشاهده بیشتر جدول ۴-۹ انحراف معیار در هر صنعت را برای دو متغیر ROA و WCFP نشان می دهد. آماره انحراف معیار جدول ۴-۹ بطور گرافیکی در دو نمودار ۴-۸ (انحراف معیار WCFP) و نمودار ۴-۲ (انحراف معیار ROA) به نمایش گذاشته شده است.
نمودار۴-۸: انحراف معیار سیاست تامین مالی سرمایه در گردش برای هشت سال صنعت
نسبت انحراف معیار منعکس شده در جدول ۴-۹ نشان میدهد که بزرگترین انحراف معیار، بیشترین تغییرات داده‌های مربوط به روابط صنعت بین ROA و WCFP میباشد. نسبت انحراف معیار WCFP مربوط به صنعت ساخت محصولات فلزی (۲۸ درصد) بالاترین و صنعت ماشین آلات و دستگاههای برقی (۶درصد) پائینترین مقدار را در جدول نشان میدهند. در حالیکه نسبت انحراف معیار ROA مربوط به صنعت استخراج کانههای فلزی (۱۸درصد)بالاترین و صنعت ماشین الات و دستگاههای برقی (۲درصد) پائینترین مقدار را در جدول نشان می دهد. بنابراین همان قضاوت را میتوان به متغیرهایی نسبت داد، که تغییرات موجود بین روش محاسبه سودآوری ROA را به وجود آوردهاند.
در این تحقیق تاثیر بدهیهای جاری یک شرکت روی سودآوری با نمودار پراکندگی تجزیه و تحلیل میشود و نتایج خط رگرسیون ساده بین این دو متغیر، در دو نمودار ۴-۸ (WCFPو ROA) و نمودار ۴-۹ (WCFPو Tobin’s q) نمایش داده میشود. نمودار ۴-۹ یک روند رو به پائین با افزایش بدهیهای جاری را نشان میدهد.
نمودار۴-۹: خط رگرسیون ساده بین نسبت سیاست تامین مالی سرمایه در گردش و بازده دارایی ها
اما نمودار ۴-۱۰ یک روند رو به رشد را نشان می دهد در این نمودار افزایش بدهیهای جاری یک شرکت، ارزش بازار هر کدام از شرکتها را افزایش می دهد.
نمودار۴-۱۰: خط رگرسیون ساده بین نسبت سیاست تامین مالی سرمایه در گردش و کیو توبین
۴-۴-۲-۲-۱ سیاست تامین مالی سرمایه در گردش در مقابل بازده دارایی ها
جدول ۴-۱۰ سطح معناداری روش اندازهگیری ROA را با توجه به نتیجه تخمین رگرسیون این مدل در دو بخش نشان می دهد. بخش اول (ROA(I)) با نسبت WCFP بدون حضور متغیرهای کنترلی (ضمیمه الف-۱۳) و بخش دوم (ROA(II)) با نسبت WCFP و با حضور متغیرهای کنترلی (ضمیمه الف-۱۴) انجام شده است.
جدول۴-۱۰: رگرسیون تجزیه وتحلیل بازده دارایی و تامین مالی سرمایه در گردش
متغیرها
ROA(I)
ROA(II)
بازده داراییها(بخش اول)
بازده داراییها(بخش دوم)
ضریب
احتمال
ضریب
احتمال
WCFP
سیاست تامین مالی
۲۲۷/۰-
۰۰۰۰/۰
۰۵۰۶/۰
۰۷۲۹/۰
SIZE
اندازه
——
——
۰۳۱۳/۰
۰۱۳۷/۰
GROWTH
رشد
——
——
۰۴۳۳/۰
۰۰۰۰/۰
LVRG
اهرم مالی
——
——
۴۲۷/۰-
۰۰۰۰/۰
DW
دوربین واتسن
۹۶۷۴/۱
۹۳۴۰/۱
R-sqared
ضریب تعیین
۶۹۳۱/۰
۷۸۰۴/۰
Prob(F-statistic)
آماره فیشر
۰۰۰۰/۰
۰۰۰۰/۰
در بخش اول ضریب منفی WCFP نشانه یک رابطه منفی بین سیاست تامین مالی سرمایه در گردش و بازده دارائیهاست. تجزیه و تحلیل بیشتر نشان میدهد که افزایش یک درصدی WCFP (به معنی افزایش میزان متهورانه بودن) با کاهش ۲۳ درصدی ROA با سطح اطمینان بالا همراه است. به هر حال هنگامی که متغیرهای کنترلی اندازه، رشد و اهرم مالی با WCFP در مدل ترکیب میشوند، با افزایش ۵درصدی ROA با اطمینان ۹۵ درصد معنای آماری ندارد. . اندازه شرکت یک تاثیر مثبت ۳ درصد با اطمینان ۹۵ درصد را نشان میدهد و همین رابطه با ضریب ۴ درصد و با سطح بالای اطمینان برای رشد شرکت وجود دارد. اما اهرم مالی شرکت یک رابطه منفی ۴۳ درصد با سطح اطمینان بالا را نشان می دهد. بنابراین فرضیه صفر پذیرفته وفرضیه مقابل آن رد می شود و می‌توان نتیجه گرفت که شرکت ها ی عضو نمونه این پژوهش در این زمینه محافظه کارانه عمل می کنند.مدل برازش شده به


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد معنادار بودن، اندازه شرکت، سطح معنادار

را در دورههای زمانی مختلف آزمون می کند، اگر بین باقیماندهها همبستگی صد درصد مثبت (۱+) وجود داشته باشد آنگاه این آماره برابر صفر و اگر همبستگی صددرصد منفی (۱-) وجود داشته باشد مقدار این آماره برابر ۴ خواهد شد ، اگر مقدار این آماره برابر ۲ باشد نشان می دهد که باقیمانده ها از یکدیگر مستقل هستند، مقدار نزدیک به ۲ برای این آماره قابل قبول می باشد و نشان دهنده برقراری شرط عدم همبستگی جملات خطا در رگرسیون است (نگهبان ۱۳۸۰، ۸۸).
۴-۴-۲ آزمون فرضیه های تحقیق
برای تعیین معناداری مدل رگرسیون از آماره فیشر استفاده شده است. با مقایسه ی آماره F و F جدول که با درجات آزادی K-1 و n-K در سطح خطای ۵% محاسبه شده، مدلهای فرضیه مورد بررسی قرار گرفته است. برای بررسی معنادار بودن ضریب متغیرهای مستقل در هر مدل از آماره t استفاده شده است، آماره t بدست آمده با t جدول که با درجه آزادی n-k در سطح اطمینان ۹۵% محاسبه شده است، مقایسه می شود. چنانچه قدر مطلق t محاسبه شده از t جدول بزرگتر باشد، ضریب مورد نظر معنادار خواهد بود که دلالت بر وجود ارتباط بین متغیر مستقل و وابسته است. دو مدل مورد استفاده در این تحقیق، برای آزمون فرضیات پژوهش بصورت زیر است:
مدل۴-۱
مدل۴-۲
۴-۴-۲-۱ آزمون فرضیه اول
هدف ازفرضیه اول آزمون تاثیر نسبت سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش یک شرکت بر روشهای اندازهگیری عملکرد سودآوری است. مشخصاً سوال تحقیق این است آیا رابطه معناداری بین سیاست متهورانه سرمایه گذاری یک شرکت و سودآوری وجود دارد. در فرضیه یک هدف رسیدن به این نتیجه است، اگر یک شرکت از رویکرد متهورانه در مورد سیاست سرمایهگذاری خود استفاده کند یعنی با حداقل سطح سرمایهگذاری در دارئیهای جاری، انتظار رود سودآوری شرکت افزایش یابد، این رویکرد به تنهایی با دیگر متغیرهای کنترلی به شرکت برای اجتناب از اتلاف منابع و نگهداری سود بالای شرکت کمک خواهد کرد. گزینه دیگر، رویکرد محافظه کارانه سیاست سرمایهگذاری است. این سیاست تاکید میکند، بخش بیشتری از سرمایه در دارائیهای نقدی قرار داده شود. از طرف دیگر، این رویکرد از رشد بالا در سودآوری یک شرکت حمایت نمیکند. بنابراین، بیانیه بالا با یک تجزیه و تحلیل فرضیه به شرح زیر مورد آزمون قرار میگیرند.
که سودآوری پایین ترین سطح سیاست سرمایهگذاری در سرمایه در گردش شرکتها را نشان میدهد وسودآوری بالاترین سطح سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش شرکتها را نشان میدهد.
جدول ۴-۶: نتایج میانگین وانحراف معیار ۸ ساله نسبت سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش و بازده داراییها
صنایع
میانگین(انحراف معیار)
میانگین(انحراف معیار)
ROA
WCIP
منسوجات
۰۴/۰
?۰۳/۰?
۸۶/۰
?۰۳/۰?
ماشین آلات و تجهیزات
۰۴/۰
?۱۲/۰?
۸۲/۰
?۰۷/۰?
پیمانکاری صنعتی
۰۱/۰
?۱۱/۰?
۷۶/۰
?۰۵/۰?
مواد و محصولات دارویی
۱۴/۰
?۰۷/۰?
۷۴/۰
?۱۱/۰?
قند و شکر
۱۶/۰
?۰۶/۰?
۷۳/۰
?۰۷/۰?
خودرو و ساخت قطعات
۰۷/۰
?۰۷/۰?
۷۲/۰
?۱۲/۰?
ماشین آلات و دستگاه‌های برقی
۰۷/۰
?۰۲/۰?
۷۰/۰
?۲۵/۰?
محصولات غذایی و آشامیدنی به جز قند و شکر
۰۷/۰
?۰۸/۰?
۶۶/۰
?۰۹/۰?
لاستیک و پلاستیک
۰۷/۰
?۱۴/۰?
۶۶/۰
?۰۹/۰?
ساخت محصولات فلزی
۰۵/۰
?۱۴/۰?
۶۶/۰
?۰۸/۰?
فلزات اساسی
۰۹/۰
?۱۴/۰?
۶۰/۰
?۱۱/۰?
حمل ونقل، انبارداری و ارتباطات
۱۰/۰
?۰۸/۰?
۵۹/۰
?۲۶/۰?
کاشی و سرامیک
۰۷/۰
?۰۹/۰?
۵۹/۰
?۱/۰?
محصولات شیمیایی
۱۹/۰
?۱۶/۰?
۵۸/۰
?۱۹/۰?
سایر محصولات کانی غیرفلزی
۰۹/۰
?۱۱/۰?
۵۳/۰
?۲۱/۰?
استخراج کانه های فلزی
۱۶/۰
?۱۸/۰?
۴۹/۰
?۳۲/۰?
فراورده های نفتی، کک و سوخت هسته ای
۱۲/۰
?۰۸/۰?
۴۷/۰
?۰۶/۰?
محصولات چوبی
۰۴/۰
?۰۷/۰?
۴۲/۰
?۰۵/۰?
استخراج ذغال سنگ
۲۸/۰
?۰۹/۰?
۴۲/۰
?۰۷/۰?
سیمان، آهک و گچ
۲۵/۰
?۱۳/۰?
۳۲/۰
?۲۱/۰?
جدول ۴-۶ نتایج میانگین و انحراف معیار نسبت سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش(WCIP) و بازده دارائیها(ROA) مربوط به ۸ ساله صنعت را نشان می دهد. سوال این بود که آیا پایین ترین میانگین نسبت WCIP بطور متوسط با نسبت بالای ROA در ارتباط است؟ این هدف، به وضوح مطابق با مشاهده هر یک از صنایع استفاده شده در این مطالعه نیست.
نمودار ۴-۱: میانگین ۸ ساله سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش صنعت
نمودار ۴-۲: میانگین ۸ ساله بازده دارائیها صنعت
در نمودار ۴-۱ متوسط نسبت WCIP صنعت سیمان ، آهک و گچ کمترین میانگین با ۳۲/۰ را دارا می باشد، در حالیکه مشابه آن در میانگین ROA (نمودار ۴-۲) با ۲۵/۰ بالاترین نمیباشد. متوسط نسبت WCIP صنعت منسوجات دارای بالاترین میانگین با ۸۶ میباشد در حالیکه نتایج ROA آن با ۰۴/۰ پایئنترین میانگین نمیباشد. بنابراین یک شرکت با کمترین سرمایهگذاری در دارائیهای جاری نمودار (۴-۱) بیشترین ROA (نمودار ۴-۲) را ندارد.
انحراف معیار که در جدول ۴-۶ اورده شده است، نمودارآن ۴-۳ میباشد.
نمودار ۴-۳: انحراف معیار ۸ ساله سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش صنعت
نرخ ریسک به عنوان بزرگترین انحراف معیار تفسیر میشود ، انحراف معیار سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش (WCIP) یعنی بیشترین تغییرات دادهها باید در ارتباط بین دارائیهای جاری و کل دارائیهای صنعت باشد. نسبت WCIP صنعت استخراج کانههای فلزی با ۳۲/۰ بیشترین انحراف معیار و صنعت منسوجات با۰۳/۰ کمترین انحراف معیار را دارد همچنین همان قضاوت را میتوان نسبت به تغییرات موجود بین درصد سود آوری(ROA) داشت، درصد ROA با تقسیم سود خالص پس از کسر مالیات بر ارزش دفتری دارائیها اندازهگیری میشود. در نمودار ۴-۴ انحراف معیار ROA صنعت ماشین آلات با ۰۲/۰ کمترین و صنعت استخراج کانههای فلزی با ۱۸/۰ بیشترین مقدار را نشان میدهد.بنابراین همان نتیجه ای که از میانگین این دو نسبت گرفته شد دوباره مورد تایید قرار می گیرد.
نمودار ۴-۴: انحراف معیار ۸ ساله بازده دارائیها صنعت
به هر حال به منظور بررسی معنیداری ارتباط روشهای سودآوری عملکرد (Tobin’sQ و ROA) با سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش (WCIP) دو مدل تخمین زده شده است و برای بررسی بیشتر تفاوت بین ارزشهای صنعت از تجزیه و تحلیل رگرسیون استفاده میشود. بخش بعدی درا ین تجزیه و تحلیل به مقایسه تاثیرWCIP بر روشهای اندازهگیری سودآوری شرکت میپردازد. سودآوری در پژوهش حاضر ازطریق ۱)بازده داراییها(ROA) 2)کیو توبین(Tobin’sQ) اندازهگیری میشود. در ابتدا به تجزیه و تحلیل روی ROA و WCIP پرداخته میشود.
۴-۴-۲-۱-۱ نسبت سیاست سرمایه گذاری سرمایه درگردش در مقابل بازده دارائی
نمودار ۴-۵ پراکنش خط رگرسیون ساده بین ROA و WCIP را نشان می دهد. افزایش دارائیهای جاری باعث افزایش در روند بازده میشود نتیجه این بررسی مخالف پیشبینی قبلی میباشد که توصیه میکرد پائینترین سطح دارائیهای جاری، بالاترین ROA را به همراه دارد.
نمودار ۴-۵: افزایش در روند ROA در نتیجه افزایش WCIP
جدول۴-۷: رگرسیون تجزیه وتحلیل بازده دارایی وسیاست سرمایه گذلری سرمایه در گردش
متغیرها
I)) ROA
ROA (II)
بازده داراییها(بخش اول)
بازده داراییها(بخش دوم)
ضریب
احتمال
ضریب
احتمال
WCIP
سیاست سرمایه گذاری
۱۶۴/۰
۰۰۰۱/۰
۰۹۷۴/۰
۰۰۱۶/۰
SIZE
اندازه
——
——
۰۵۴۷/۰
۰۰۰۲/۰
GROWTH
رشد
——
——
۰۵۹۸/۰
۰۰۰۰/۰
LVRG
اهرم مالی
——
——
۳۷۰۳/۰-
۰۰۰۰/۰
DW
دوربین واتسن
۹۲۶/۱
۹۶۰/۱
R-sqared
ضریب تعیین
۵۵/۰
۷۲/۰
(Prob)F-statistic
آماره فیشر
۰۰۰۰/۰
۰۰۰۰/۰
جدول ۴-۷ نتیجه تخمین معادله متغیر وابسته ROA را با متغیر مستقل WCIP یکبار بدون حضور متغیرهای کنترلی (ضمیمه الف-۳) و یکبار با حضور متغیرهای کنترل (ضمیمه الف-۴) نشان می دهد.
جدول ۴-۷ در دو بخش طراحی شده است و هرکدام تاثیر ROA را روی متغیرهای جانشین نشان می دهد. اولین قسمت () ROA(I) ) فقط تاثیر متغیر مستقل WCIP را بدون در نظر گرفتن متغیرهای کنترلی تخمین می زند و تخمین معادلهI)) ROA نشان می دهد اگر نسبت سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش یک درصد افزایش یابد نسبت ROA به اندازه۱۶ درصد با خطای ۰۱/۰ درصد افزایش می‌یابد.
بخش دوم جدول ۴-۷ نشان می دهد معادله ROA(II) گنجاندن متغیرهای کنترلی را در این معادله توجیه میکند و وارد کردن متغیرهای کنترلی در معادله ROA(II) اثرات جزئی را در نتیجه تخمین نشان می دهد. معادله ROA(II) همانند نتیجه تخمین معادلهI)) ROA ولی با کاهش ۶ درصدی ضریب متغیر مستقل WCIP معنی آماری دارد اندازه شرکت یک تاثیر مثبت روی ROA دارد، درست مثل رشد شرکت که ۶ درصد را نشان می دهد. اما اهرم مالی یک تاثیر منفی روی ROA دارد،به گونه ای که یک درصد افزایش در اهرم مالی حدوداً ۳۷% مقدار ROA را کاهش می دهد. بنابراین فرضیه صفر پذیرفته وفرضیه مقابل آن رد می شود و می توان نتیجه گرفت که شرکت ها ی عضو نمونه این پژوهش، در این زمینه محافظه کارانه عمل می کنند نتایج برست آمده، مشابه نتایج مطالعه نظیر و افزا (۲۰۰۹) در پاکستان و اپتو (۲۰۱۲)در آمریکا در همین زمینه میباشد. مدل برازش شده به شرح زیر می باشد:
مدل۴-۳
از آماره فیشر برای تعیین معنادار بودن مدل رگرسیون استفاده شد. با توجه به جدول ۴-۷ مقدار خطای این دو مدل (Prob f-statistic) کمتر از سطح معنیدار ۰۵/۰ میباشد لذا فرض خطی نبودن هر دو مدل رد میشود در نتیجه میتوان گفت که دو مدل رگرسیون خطی طراحی شده این فرضیه معنادار است. به طوریکه ضریب تعیین مدل I)) ROA و ROA(II) به ترتیب برابر ۵۶/۰ و ۷۲/۰ میباشد بدین معناست که در مدل I)) ROA حدود ۵۶ درصد و مدل ROA(II) حدود ۷۲ درصد از تغییرات متغیر وابسته (بازده دارائی) بوسیله متغیر مستقل (سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش) قابل پیشبینی است. باید توجه کرد با حضور متغیرهای کنترلی میزان قابلیت پیش بینی تغییرات متغیر وابسته بوسیله متغیر مستقل مدل افزایش مییابد. در مدل ROA(II) علاوه بر متغیر مستقل WCIP متغیرهای کنترلی هم اضافه می شود، برای اینکه مشخص کنیم آیا این متغیرهای اضافه شده اثر معناداری در توضیح تغییرات متغیر وابسته دارند از آزمون متغیرهای حذف شده استفاده کردیم. با توجه به نتایج حاصل از این آزمون(ضمیمه الف-۵)، فرضیه صفر در سطح معناداری ۵ درصد رد میشود. بدین معنا که متغیرهای کنترلی جزو متغیرهای اصلی مدل بوده و به معادله تعلق دارند.
با توجه به نتایج تخمین مدل ROA(II) طبق جدول ۴-۷ مقدارآماره دوربین واتسن برای متغیرهای تحقیق ۹۶/۱ (بین ۵/۱ تا ۵/۲) می باشد، میتوان نتیجه گرفت که باقیمانده ها ناهمبسته هستند. بعلاوه با توجه به جدول ماتریس همبستگی متغیرها (ضمیمه الف-۶) کلیه مقادیر نزدیک صفر میباشد بنابراین می توان گفت تقریبا همبستگی بین متغیرها وجود ندارد.
در نمودار پراکنش باقیمانده های استاندارد شده در مقابل پیش بینی های استاندارد شده(ضمیمه الف-۷) روندی مشاهده نشده وتقارن مشاهدات حول خط صفر میباشد، بنابراین همگنی در واریانس باقیمانده ها مورد تایید قرار گرفته است. بعلاوه با توجه به اینکه کلیه مقادیر آماره های VIFکوچکتر از ۵ ومقادیرTOL نزدیک به یک می باشند (ضمیمه الف-۸)، بنابراین مشکل همخطی بین متغیرهای مستقل و کنترلی نیز در مدل مشاهده نشد. در مجموع با توجه به تایید تمام فرضیات زیربنایی، به نتایج حاصل از مدل می توان اطمینان کامل داشت.
۴-۴-۲-۱-۲ نسبت سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش در مقابل کیو توبین
نمودار ۴-۶ پراکنش خط رگرسیون ساده بین Tobin’s


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد اثرات ثابت، معنادار بودن، نرم افزار

که با استفاده از نتایج نمونه درستی یا نادرستی فرضیه آماری را تعیین می کند.
۳-۱۱-۱ آزمون معنی دار بودن مدل رگرسیونی
در هر فرضیه جهت بررسی معنی دار بودن مدل رگرسیون و آزمون ضرایب معنیدار آن، که دلالت بر معنی دار بودن روابط بین متغیرهای مستقل و وابسته است، از آماره F استفاده شده است از آنجایی که برای آزمون آماری در این تحقیق فرضیه ها به عنوان فرض جانشین (H1) در نظر گرفته شده اند، زمانی فرضیه تایید میشود که F محاسبه شده از F جدول بزرگتر باشد.
فرمول ۳-۵
همچنین در صورتیکه مقدار احتمال (P-VALUE) محاسبه شده بر مبنای آماره F ،کمتر از ۰۵/۰ باشد، فرض صفر آماری مبنی بر عدم معنیداری مدل رگرسیونی رد، و فرض معنی دار بودن مدل تایید میگردد.
۳-۱۱-۲ بررسی مفروضات آزمون ضرایب مدل رگرسیونی
در این مرحله به بررسی صحت فرضیات زیر بنایی که عبارتند از همگنی واریانس، استقلال باقیماندهها و هم خطی چند گانه پرداخته شده است.
الف) از نمودار پراکنش باقیمانده های استاندارد شده در مقابل پیشبینیهای استاندارد شده برای بررسی همگنی واریانس استفاده شد که وجود تقارن حول خط صفر و عدم وجود روند در نمودار مذکور نشاندهنده همگنی در واریانس است.
ب) برای بررسی استقلال باقیمانده ها از آماره دوربین واتسون استفاده شده است اگر مقدارآماره دوربین واتسن نزدیک به عدد ۲ بود، استقلال باقیمانده ها پذیرفته می شود. اما اگر آماره دوربین واتسون بین (۱٫۵تا۲٫۵)نباشد ،بنا براین نتایج بیانگر وجود خود همبستگی در پسماندهای معادله تخمین زده شده است.برای رفع خود همبستگی از فرایند خودرگرسیونی مرتبه اول AR(1) برای خطای تصریح استفاده می شود.
ج) برای بررسی عدم وجود همخطی بین متغیرهای مستقل (همخطی به معنی وجود ارتباط معنی دار بین متغیرهای مستقل می باشد که برای رگرسیون مطلوب نیست و مشکلاتی را ایجاد می کند) از آماره های TOL37 و VIF38 استفاده شد مقادیر کوچکتر از ۵ آماره VIF و مقادیر نزدیک به یک برای TOL نشاندهنده عدم وجود همخطی بوده است.
در انتها اگر تمام فرضیات فوق مورد تایید قرار گرفتند صحت حاصل از مدل برازش شده مورد تایید قرار گرفته است.
برای تشخیص همخطی (وجود ارتباط خطی معنی دار بین متغیرهای مستقل مدل) از معیارهای TOL و VIF استفاده شده که بر اساس فرمولهای زیر محاسبه شده اند:
فرمول ۳-۶
فرمول ۳-۷
که در آنهاR_j^2 ضریب تعیین حاصل از رگرسیون متغیر مستقل j ام بر روی سایر متغیرهای مستقل است :
فرمول ۳-۸
مقادیر نزدیک به صفر ?TOL?_j و مقادیر بزرگتر از ۱۰ آماره?VIF?_j نشاندهنده وجود همخطی می باشد.
جهت بررسی استقلال باقیمانده ها از آماره دوربین واتسن استفاده شده است.
اگر مقدار آماره دوربین واتسن نزدیک به عدد ۲ بوده، نشاندهنده استقلال باقیمانده هاست که آماره آن عبارتست از :
فرمول ۳-۹
۳-۱۱-۳ آزمون متغیرهای حذف شده (omitted variabls)
با استفاده از این آزمون میتوان مجموعه متغیرهای کنترلی را به تخمین که از قبل با حضور متغیر مستقل انجام شده، اضافه نموده و متوجه میشویم که آیا این متغیرهای اضافه شده اثرمعناداری در توضیح تغییرات متغیر وابسته دارند. در این صورت فرضیه صفر این آزمون دلالت براین دارد که مجموع متغیرهای اضافه شده بطور مشترک معنادار نیستند.
۳-۱۲- خلاصه فصل
در این فصل ابتدا، روش تحقیق، روش گردآوری داده ها، جامعه آماری و نمونه آماری تحقیق بیان شد. سپس متغیرهای تحقیق(متغیرهای مستقل، متغیر وابسته، کنترلی) و مدلهای مورد استفاده برای اندازهگیری آنها شرح و توصیف گردید. بنابراین، هر یک از فرضیهها استخراج گردید و در نهایت مدلهای آماری و روشهای آزمونی به کار گرفته شده، تبین شد.
فصل چهارم:
تجزیه و تحلیل داده ها
۴-۱- مقدمه
تحلیل رگرسیونی، روش آماری برای بررسی رابطه بین متغیرها و بطور کلی پژوهشهای علی است. در این روش، رابطه بین متغیر یا متغیرهای مستقل با متغیر وابسته نشان داده میشود. روش آماری مورد استفاده در این پژوهش روش رگرسیون چندگانه با استفاده از دادههای ترکیبی است. انگیزه اصلی در ترکیب دادههای مقطعی و سری زمانی، آن است که در صورت تعیین مدل مناسب، برآورد، استنباط و پیشبینی کارآتری فراهم میآید (مومنی و قیومی ۱۳۸۸، ۱۰۷).
در این فصل دادههای شرکتهای عضو نمونه مورد بررسی درارتباط با فرضیهها به عنوان منبع اساسی برای تجزیه و تحلیل مورد استفاده قرار گرفته است. برای تجزیه و تحلیل دادههای گردآوری شده از روشهای آماری توصیفی و آمار استنباطی و همچنین رسم جداول و نمودارها استفاده شده است. استفاده از آمار توصیفی با هدف تلخیص اطلاعات جمع آوری شده و شناخت بیشتر جامعه مورد بررسی قرار گرفته است و هدف آمار توصیفی، توصیف، استخراج نکات اساسی و ترکیب اطلاعات به کمک زبان اعداد میباشد. هدف آمار استنباطی، به طور کلی انجام استنباط درباره جامعه از طریق تجزیه و تحلیل اطلاعات موجود در دادههای نمونه و همچنین سنجش عدم قطعیتی است که در این استنباطها وجود دارد. در این راستا فرضیهها تحقیق با روشهای مناسب آماری توسط نرم افزار Eviews6 مورد آزمون قرار گرفتهاند.
۴-۲- آزمونهای مربوط به داده های پانلی
وقتی که از دادههای پانلی استفاده میشود، باید آزمونهای مختلفی برای تشخیص روش تخمین مناسب انجام داد. ارجحترین آنها آزمون چاو، آزمون بروش -پاگان و آزمون هاسمن می باشد.
۴-۲-۱ آزمون چاو
در اینجا برای انتخاب بین الگوی داده های تلفیقی و الگوی داد ه های تابلویی با اثر ثابت از آزمون چاو استفاده شده است. نتایج حاصل از این آزمون که در جدول زیر نشان داده شده است، بیان میکند که در این تحقیق در سطح اطمینان ۹۵ درصد فرضیه صفر رد میشود. بنابراین باید از الگوی دادههای تابلویی با اثر ثابت استفاده کرد.
جدول ۴-۱: نتایج آزمون چاو
نوع الگو
F???????
احتمال
فرضیه اول
مدل ROA
??????
??????
مدل Tobin’s q
??????
??????
فرضیه دوم
مدل ROA
??????
??????
مدل Tobin’s q
??????
??????
۴-۲-۲ آزمون بروش پاگان
در اینجا برای انتخاب بین الگوی داده های تلفیقی و الگوی دادههای تابلویی با اثر تصادفی از آزمون بروش پاگان استفاده شده است. نتایج حاصل از این آزمون که در جدول ذیل نشان داده شده است، بیان می کند که در سطح اطمینان ۹۵درصد فرضیه صفر رد میشود بنابراین در این تحقیق باید از الگوی دادههای تابلویی با اثر تصادفی استفاده کرد.
جدول ۴-۲: نتایج آزمون بروش- پاگان
نوع الگو
F???????
احتمال
فرضیه اول
مدل ROA
??????
????
مدل Tobin’s q
??????
??????
فرضیه دوم
مدل ROA
??????
????
مدل Tobin’s q
??????
??????
۴-۲-۳ آزمون هاسمن
در اینجا برای انتخاب بین الگوی داده های تابلویی با اثر تصادفی و الگوی داده های تابلویی با اثر ثابت از آزمون هاسمن استفاده شده است. نتایج حاصل از این آزمون که در جدول ذیل نشان داده شده است آماره برابر با صفر و احتمال متناظر با آن برابر با یک است. نتیجه گویای این مطلب است که آزمون هاسمن قادر نیست به خوبی پاسخ دهد که مدل به روش اثرات ثابت یا به روش اثرات تصادفی برآورد شود؟ لذا می بایست از معیاری دیگر استفاده شود.
جدول ۴-۳: نتایج آزمون هاسمن
نوع الگو
Test Summary
Chi-Sq. Statistic
Chi-Sq. d.f.
Prob.
فرضیه اول
مدل ROA
Cross-section random
?
?
?
مدل Tobin’s q
Cross-section random
?
?
?
فرضیه دوم
مدل ROA
Cross-section random
?
?
?
مدل Tobin’s q
Cross-section random
?
?
?
در جدول مربوط به تخمین مدل به روش اثرات تصادفی، خروجی به نام Effect Specification وجود دارد که حاوی اطلاعاتو است. وزن نسبت به از طریق کمیتی بنام Rho یا ? نمایش داده می شود هر چهبزرگتر باشد و ? آن نیز بزرگتر باشد شواهد اینکه مدل اثر ثابت باشد قوی تر است و انتخاب مدل اثرات ثابت موجه است. سهم زیادی از تغییرات جمله خطا دارد پس لازم است مدل به روش اثرات ثابت برآورد شود.
جدول ۴-۴: مقایسه و برای تعیین اثرات ثابت یا تصادفی
نوع الگو
Effects Specification
S.D.
Rho
فرضیه اول
مدل ROA
Cross-section random
????????
??????
Idiosyncratic random
????????
??????
مدل Tobin’s q
Cross-section random
????????
??????
Idiosyncratic random
????????
??????
فرضیه دوم
مدل ROA
Cross-section random
????????
??????
Idiosyncratic random
????????
??????
مدل Tobin’s q
Cross-section random
????????
??????
Idiosyncratic random
????????
??????
۴-۳- آمار توصیفی
در این فصل ابتدا جدول ۴-۵ حاوی آمار توصیفی دادههای مورد مطالعه شامل میانگین، انحراف معیار، حداقل، حداکثر و چولگی میباشد. با توجه به اینکه از روش ترکیب دادههای سری زمانی و مقطعی برای آزمون فرضیههای پژوهش استفاده شده است. بنابراین تعداد مشاهدات سال شرکت۳۹ براساس دادههای ترکیبی متوازن، ۵۶۸ مشاهده بوده است.
جدول ۴-۵: آماره های توصیفی
متغیر ها
بازده داراییها
کیو توبین
سیاست سرمایه گذاری
سیاست تامین مالی
رشد
اندازه
اهرم مالی
ROA
TOBINSQ
WCIP
WCFP
GROWTH
SIZE
LVRG
میانگین
۱۰۷/۰
۳۶۸/۱
۶۴/۰
۵۵۶/۰
۱۹۰/۰
۵۷۳/۱۱
۶۵۲/۰
میانه
۰۹/۰
۲۰۱/۱
۶۷۴/۰
۵۷۲/۰
۱۵/۰
۵۲۵/۱۱
۶۶۶/۰
حداکثر
۶۲۰/۰
۶۸۷/۵
۹۶/۰
۳۷/۱
۰۲/۳
۲۰۸/۱۳
۹۳۸/۱
حداقل
۳۴/۰-
۳۵۱/۰
۰۸۳۱/۰
۰۵۳/۰
۷۷/۰-
۲۵۵/۱۰
۱۷۶/۰
انحراف معیار
۱۲۳/۰
۶۱۰/۰
۱۸۱/۰
۲۰۳/۰
۳۳۶/۰
۵۱۶/۰
۱۹۸/۰
چولگی
۶۲۰/۰
۶۲۹/۲
۷۲۱/۰-
۰۸۷/۰
۲۱۰/۲
۴۸۱/۰
۴۴۴/۰
تعداد مشاهدات
۵۶۸
۵۶۸
۵۶۸
۵۶۸
۵۶۸
۵۶۸
۵۶۸
جدول آماره های توصیفی متغیرهای تحقیق (جدول ۴-۵) نشان میدهد، میانگین متغیر وابسته ROA حدود ۱۱/۰ میباشد و متغیر وابسته کیو توبین دارای میانگین ۳۶۸/۱ می باشد. با توجه به اینکه ضریب چولگی متغیر کیو توبین ۶۲/۲ است، تفاوت چندان زیادی با توزیع نرمال ندارد و چوله به سمت راست است. متغیر سیاست تامین مالی با چولگی ۰۸۶/۰ بیشترین انطباق را با منحنی نرمال دارند و همچنین متغیر سیاست سرمایهگذاری دارای ضریب چولگی منفی است.بیان میکند که این متغیر چوله به سمت چپ دارد.
۴-۴-آمار استنباطی
در تحقیق حاضر برای آزمون استقلال مشاهدات از آماره دوربین واتسون۴۰، برای آزمون معناداری متغیر مستقل از آماره t، برای آزمون معنادار بودن مدلهای مربوط به فرضیات تحقیق از آماره فیشر۴۱ و برای بررسی عدم وجود همخطی بین متغیرهای مستقل و کنترل از آماره های Tol و VIF استفاده شده است. همچنین از نمودار پراکنش باقیماندههای استاندارد شده در مقابل پیشبینیهای استاندارد شده برای بررسی همگنی واریانس استفاده شد، که وجود تقارن حول خط صفر و عدم وجود روند در نمودار مذکور نشان دهنده همگنی در واریانس میباشد.
۴-۴-۱ آزمون خود همبستگی باقیماندهها
خود همبستگی نقض یکی از فرضهای استاندارد الگوی رگرسیون است. از آماره دوربین واتسون میتوان جهت تعیین وجود خودهمبستگی در الگوی رگرسیون استفاده کرد. آماره دوربین – واتسون عدم همبستگی جملات خطا (باقیمانده ها)


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد اثرات ثابت، کوتاه مدت، روش حداقل مربعات

مالی کوتاه مدت، از هزینه تامین مالی بدهی بلند مدت نجات می یابد. این استراتژی، هزینههای تامین مالی در صورت سود و زیان شرکت را کاهش ودر نتیجه سودآوری آنرا افزایش می دهد. این استراتژی نشان میدهد که یک سیاست تامین مالی کوتاه مدت، مدیر مالی شرکت را قادر می سازد هزینه های تامین مالی برای خرید داراییهای کوتاه مدت مانند موجودی کالا، ملزومات، حسابهای دریافتنی و یا سرمایهگذاریهای کوتاه مدت را به حداقل برساند. با این حال، منتقدان (فالوپ و آجیلور ۲۰۰۹، ۷۹) رویکرد متهورانه سیاست مدیریت سرمایه در گردش استدلال کردند که مدیران مالی نیاز به توجه دقیق به سیاست های تامین مالی کوتاه مدت شرکت دارند زیرا این سیاستها می توانند هزینه بر وپر خطر باشند. بنابراین، بیانیه فوق با تجزیه و تحلیل فرضیه به شرح زیر مورد آزمون قرار گرفت:
که نشان دهنده سودآوری بالاترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش شرکتها و نشان دهنده سودآوری پایین ترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش شرکتهاست. فرضیه صفر و فرضیه مقابل آن مورد استفاده قرار میگیرد برای آزمون اینکه، آیا بالاترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش شرکتها کمترین سود آوری را درمقایسه با پایین ترین سطح سیاست تامین مالی سرمایه در گردش ایجاد نمی کند. علاوه بر این، فرضیه بیان شده فوق با استفاده از معادلات رگرسیون چندمتغیره به عنوان یک روش آزمون، مورد ارزیابی قرار میگیرد. این آزمون با استفاده از نرم افزار آماری eviewsتجزیه و تحلیل میشود. ارزیابی متغیرهای وابسته (ROA30 و Tobin’s q) و همچنین متغیر مستقل WCFP31، همراه با متغیرهای کنترلی از جمله، اندازه ، رشد ونسبت اهرم مالی شرکت با استفاده از نرم افزار مورد استفاده در این پژوهش رگرسیون میشوند. معادلات رگرسیون فرضیه به شرح زیر می باشد:
مدل۳-۳
مدل۳-۴
=بازده دارایی
=ارزش
= رهگیری مدیریت سرمایه در گردش از سطح رگرسیون
=پاسخ سود به عامل خطر و متغیرهای مستقل و کنترلی
= نسبت دارایی های جاری به کل داراییها.
= نسبت بدهیهای جاری به کل داراییها.
=لوگ از اندازه شرکت است.
=رشد فروش
=اهرم مالی شرکت ها
=عبارت خطا از مدل رگرسیون
۳-۶-۳ فرضیه سوم
فرضیه سوم بیان میکند، بین اندازه ، رشد و اهرم مالی یک شرکت و سود آوری عملکرد شرکتها ارتباط معناداری وجود دارد. اگرچه سیاستهای متهورانه سرمایه در گردش ممکن است به سهولت سودها را افزایش دهد، سود کسب و کار تنها وابسته به سیاست های عملیاتی این شرکت نیست. برخی دیگر از عوامل برونزا، از قبیل اندازه شرکت، اهرم مالی، نرخ رشد و تولید ناخالص داخلی در عملکرد سودآور شرکت نقش دارند (اپتو ۲۰۱۲، ۱۲۳؛ فالوپ و آجیبوی ۲۰۰۹، ۵۸؛ نظیر و افزا ۲۰۰۹، ۸۹؛ وینرب و ویسچر ۱۹۹۸، ۱۷۸).
۳-۷- روش های آماری به کار رفته برای آزمون فرضیات تحقیق
تحقیق حاضر درصدد تجزیه و تحلیل تاثیر سیاستهای مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکت ها ی ایرانی می باشد بنابراین از نوع تحقیقات کاربردی با رویکرد پس رویدادی (از طریق اطلاعات گذشته) است که با استفاده از روش همبستگی انجام می شود. در همبستگی درباره معیار ضریب تعیین بحث می شود که آن را معمولاً با تحلیل رگرسیون به کار می برند استفاده از معادله رگرسیون و تعمیم روند گذشته به آینده با این فرض امکان پذیر است که روند گذشته تعمیم پذیر باشد یعنی روند گذشته x وy بتواند ملاک پیش بینی آینده باشد یا از چنان ثباتی برخوردار باشد که روند آینده بر اساس آن قابل استخراج باشد، در غیر اینصورت برای تهیه معادله رگرسیون باید از متغیرهای دیگری استفاده نمود یا تنها به یک متغیر اکتفا نمود که در این حالت معادله رگرسیون را معادله رگرسیون مرکب یا چند گانه گویند (مومنی و آذر ۱۳۸۷، ۹۸).
۳-۷-۱ رگرسیون خطی چندگانه
آمار استنیاطی مجموعهای از تکنیک های آماری است که به کمک آن میتوان روند گذشته را به آِینده تعمیم داد. اساس تکنیکها، تعمیم روند گذشته به آِینده، فنون تحلیل رگرسیون میباشد. اگر دو یا چند متغیر تاثیری عمده روی متغیری وابسته داشته باشند (و رابطه از نوع خطی باشد) از رگرسیون خطی چند گانه استفاده میشود. در رگرسیون خطی چند متغیره معادله زیر معرف رگرسیون جامعه است که فضایی سه بعدی دارد:
فرمول ۳-۱
که در این معادله y متغیر وابسته وx متغیر مستقل، ? مقدار ثابت و? ها ضرایب متغیرهای مستقل و اثر سایر عوامل بر معادله می باشند (مومنی و آذر ۱۳۸۷، ۱۳۲).
۳-۷-۲ ضریب تشخیص یا تبیین
شاخصی است که نشان دهنده اعتبار معادله رگرسیون است به عبارت دیگر این شاخص درصد تغییرات متغیر وابسته را توسط متغیرهای مستقل نشان می دهد در مدل رگرسیون چندگانه به جای ضریب همبستگی معمولی از ضریب همبستگی چند گانه استفاده می شود. این ضریب نشان می دهد که شدت رابطه متغیرهای مستقل به طور کلی با متغیر وابسته به چه میزان است. اگر ضریب همبستگی چندگانه را به توان ۲ برسانیم، ضریب تعیین بدست میآید که معرف میزان تغییرپذیری (انحراف) در متغیر وابسته y است که به وسیله معادله رگرسیون توضیح داده می شود.
سومین مقدار ضریب تعیین تعدیل شده می باشد که فرمول آن به صورت زیر است:
فرمول ۳-۲
در واقع این عامل باعث می شود که اریبی که در ضریب تعیین r2 ناشی از حجم نمونه (n) است برطرف شود.در این تحقیق با توجه به نوع داده ها و روش تجزیه و تحلیل آماری موجود، از روش دادههای ترکیبی استفاده شده است.
۳-۸- تخمین مدل های رگرسیون با داده های پانل
برای برآورد الگوی رگرسیون خطی دو متغیره و چند متغیره معمولاً از روش کمترین مجذورات معمولی که به اختصار با OLS32 نشان داده می شود استفاده می گردد. این روش دارای ویژگی های مطلوب آماری مانند تورش بودن، بهترین برآورد کننده خطی بدون تورش را دارا می باشد. اما برای رفع مشکلاتی همچون خود همبستگی جملات پسماند و ناهمسانی واریانس از روش کمترین مجذورات تعمیم گرفته یعنی۳۳GLS استفاده می شود.
از ویژگی های مهم روش GLS رفع مشکلاتی همچون خود همبستگی و ناهمسانی واریانس میباشد. به همین دلیل در این تحقیق در صورت لزوم از این روش استفاده میشود. در روش GLS متغیرهای الگوی مدل رگرسیون موزون می شوند و به همین علت روش مذکور را روش کمترین مجذورات موزون۳۴WLS مینامند (شیرین بخش و خوانساری ۱۳۸۴، ۱۸۷).
۳-۹- آزمون های مربوط به داده های پانلی
وقتی که از دادههای پانلی استفاده میشود، باید آزمونهای مختلفی برای تشخیص روش تخمین مناسب انجام داد. ارجحترین آنها آزمون چاو، آزمون بروش -پاگان و آزمون هاسمن می باشد.
۳-۹-۱ آزمون چاو
چاو (۱۹۶۰)، آزمونی را معرفی کرد که برای انتخاب بین روش حداقل مربعات معمولی مدل دادههای ادغام شده(تلفیقی) و مدل آثار ثابت مورد استفاده قرار میگیرد. مفروضات این مدل عبارتند از(بالتاگی۳۵ ۲۰۰۵، ۶۵):
? ضریب متغیر مجازی در مدل آثار ثابت است. در این آزمون، فرضیه صفر بیانگر یکسان بودن ضرایب و عرض از مبدأ در شرکتهای مورد بررسی بوده و از این رو رد فرضیه صفر مبین استفاده از روش دادههای پانلی به روش اثر ثابت برای این گروه از شرکتها و عدم رد فرضیه صفر بیانگر استفاده از روش حداقل مربعات معمولی ادغام شده می باشد.
۳-۹-۲ آزمون بروش -پاگان
بروش و پاگان در سال ۱۹۸۰ از ظریب لاگرانژ برای آزمون مدل دادههای ادغام شده در مقابل (LM)آثار تصادفی دو طرفه استفاده نمود، با استفاده از روش تخمین حداکثر درست نمایی به دست میآید. فرضیات این آزمون به صورت زیر است: (بالتاگی ۲۰۰۵، ۵۸).
که در این فرضیات، نشاندهنده واریانس اثر مقطعی مدل برآورد شده از طریق اثر تصادفی است. در این آزمون فرضیه صفر به معنی بهتر بودن استفاده از مدل دادههای ادغام شده و رد فرضیه صفر به معنی لزوم استفاده از روش دادههای پانلی به روش اثرات تصادفی برای این گروه از شرکتها میباشد.
۳-۹-۳ آزمون هاسمن
با توجه به اینکه آزمون چاو وجود مدل اثرات ثابت و آزمون بروش – پاگان وجود مدل اثر تصادفی را تائید کرده است، باید از بین دو روش تخمین داده های پانلی یعنی روش اثرات ثابت و روش اثرات تصادفی یکی انتخاب شود. برای این منظور در داده های پانلی از آماره آزمون هاسمن استفاده میکنند (بالتاگی ۲۰۰۵، ۱۳۵).
مفروضات این آزمون عبارتند از:
: تخمین زن اثرات ثابت و تخمین زن اثرات تصادفی سازگار میباشند (تفاوتی ندارند)
:وجود مدل اثر ثابت و رد مدل اثر تصادفی
اگر آماره برابر با صفر و احتمال متناظر با آن برابر با یک باشد، این نتیجه گویای این مطلب است که آزمون هاسمن قادر نیست به خوبی پاسخ دهد که مدل به روش اثرات ثابت یا به روش اثرات تصادفی برآورد شود؟ لذا می بایست از معیاری دیگر استفاده شود. مدل جمله خطا شامل دو جزء است که جزء خطای مقطعی و تصادفی است، خطای ترکیبی سری و مقطعی است. در واقع، بخشی از تغییرات جمله خطا مربوط به جزء تصادفی و بخش دیگری از تغییرات مربوط به جزء است. بنابراین اگر بتوان به وسیله شاخصی سهم هریک از اجزاء را از تغییرات تعیین کرد می توان نتیجه گرفت که مدل به روش اثرات ثابت یا به روش اثرات تصادفی برآورد شود.
در جدول مربوط به تخمین به روش اثرات تصادفی خروجی بنام Effect Specification وجود دارد که حاوی اطلاعات و است. با Standard Error(S.D ) مشخص می شوند و وزننسبت به از طریق کمیتی بنام Rho یا ? نمایش داده می شود لذا داریم؛
فرمول۳- ۳
فرمول۳-۴
این دو ? بین صفر و یک قرار دارند و هرچه بزرگتر باشدو ?آن نیز بزرگتر باشد و شواهد اینکه مدل اثر ثابت باشد قوی تر است و انتخاب مدل اثرات ثابت موجه است.
۳-۱۰- مزایای استفاده از دادههای تابلویی (ترکیبی)
بالتاگی۳۶ مزایای استفاده از دادههای تابلویی نسبت به دادههای مقطعی یا سری زمانی را چنین بر میشمارد:
۱-از آنجا که دادههای تابلویی به افراد بنگاهها، ایالات، کشورها و از این قبیل واحدها طی زمان ارتباط دارند، وجود ناهمسانی واریانس در این محدود میشود. تکنیکهای تخمین با دادههای تابلویی میتوانند این ناهمسانی واریانس را با متغیرهای تکی و خاص مورد ملاحظه و بررسی قرار دهند.
۲-با ترکیب مشاهدات سری زمانی و مقطعی ، داده های تابلویی با اطلاعات بیشتر، تغییرپذیری بیشتر، همخطی کمتر میان متغیرها، درجات آزادی بیشتر و کارایی بیشتری را ارائه میدهند.
۳- دادههای تابلویی تاثیراتی را که نمیتوان به سادگی در دادههای مقطعی و سری زمانی مشاهده کرد، بهتر نشان میدهند.
۴- دادههای تابلویی ما را قادر می سازند تا مدلهای رفتاری پیچیده را بهتر مطالعه کنیم.
۵- دادههای تابلویی با ارائه داده برای هزاران واحد، میتواند تورشی را که ممکن است در نتیجه لحاظ افراد یا بنگاهها (به صورت تجمعی و کلی) حاصل شود، حداقل سازند (اشرف زاده و مهرگان ۱۳۸۷، ۷۶).
به طور کلی باید گفت دادههای تجربی را به شکلی غنی می سازد که در صورت استفاده دادههای سری زمانی یا مقطعی این امکان وجود ندارد.
۳-۱۱- آزمون فرضیهها
آزمون فرضیه کمک میکند که بدانیم آیا مشاهدات دلیلی بر پذیرش فرضیه اظهار شده، دارند. به طور کلی نظریه آزمون فرضیه، ایجاد قوانین و روشهایی را برای تصمیمگیری درباره پذیرش یا عدم پذیرش فرضیه آماری بررسی میکند به عبارت دیگر آزمون معنیدار بودن، روشی است


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد بورس اوراق بهادار، عملکرد شرکت، ترازنامه

به دست آمده به کل جامعـهی آماری، تعمیم داده میشود.
۳-۴-۱ جامعهی آماری
مجموعه واحدهایی که حداقل در یک صفت مشترک باشند، یک جامعه آماری مشخص میسازند (خاکی ۱۳۸۸، ۸۹). جامعه آماری این تحقیق شامل کلیه شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است که تا پایان سال ۱۳۹۰ در بورس حضور داشتهاند. تعداد شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در پایان سال ۱۳۹۰ برابر ۴۴۸ شرکت بوده است.
دلایل انتخاب شرکتها از بورس اوراق بهادار تهران به شرح موارد زیر است:
۱- دسترسی به اطلاعات مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار آسانتر است. به خصوص که برخی از اطلاعات به صورت بانکهای اطلاعاتی بر روی لوحهای فشرده موجوداند.
۲- با توجه به اینکه اطلاعات مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تحت بررسی و نظارت قرار میگیرند، به نظر میرسد اطلاعات مندرج در صورتهای مالی این شرکتها از کیفیت بیشتری برخوردار باشند.
۳-با توجه به لازم الاجراء بودن ضوابط، مقـررات و استانـداردهای حسابداری مالی در تهیـهی صورتهای مالی شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار، به نظر میرسد اطلاعات مندرج در گزارشات مالی این شرکتها همگنتر بوده و قابلیت مقایسه بیشتری داشته باشند.
۳-۴-۲ نمونهی آماری
نمونه عبارتست از مجموعهای از نشانهها از یک قسمت، گروه یا جامعهای بزرگتر انتخاب میشود، بطوریکه این مجموعه معرف کیفیات و ویژگیهای آن قسمت، گروه یا جامعه بزرگتر باشد. نمونهگیری فرآیندی است که طی آن تعدادی از واحدها به گونهای برگزیده میشوند که معرف جامعه بزرگتری که از آن انتخاب شدهاند باشند (خاکی ۱۳۸۸، ۹۰).
برای انتخاب نمونه آماری، که نماینده مناسبی برای جامعه آماری مورد نظر باشد در ابتدا شرکتهای جامعه آماری مورد بررسی قرار گرفت و نمونه آماری این پژوهش به روش حذف سیستماتیک و با توجه به شرایط زیر، تعیین گردیده است.
۱- سال مالی شرکت منتهی به پایان اسفند ماه هرسال باشد.
۲- طی سالهای ۱۳۸۳ تا ۱۳۹۰ تغییر سال مالی نداده باشد.
۳- از ابتدای سال ۱۳۸۳ تا پایان سال۱۳۹۰ در بورس حضور داشته باشد.
۴- اطلاعات مورد نیاز به منظور استخراج دادهها در دسترس باشد.
۵- بانکها، شرکتهای سرمایهگذاری مالی و شرکتهای مادر (بدلیل ماهیت متفاوت فعالیت آنها از سایر واحدهای تجاری) از نمونه حذف شده اند.
که با در نظر گرفتن ویژگیهای عنوان شده، جمعاً تعداد ۷۱ شرکت به عنوان نمونه آماری این تحقیق انتخاب گردید. نمونه آماری این تحقیق را ۲۰ صنعت مختلف از مجموع ۳۶ صنعت حاضر در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل داده است. تعداد حضور اعضای نمونه از هر بخش صنعت در جدول ضمیمه الف-۱ و اسامی شرکتهای عضو در نمونه آماری تحقیق در جدول ضمیمه الف-۲ ارایه شده است.
در تحقیق حاضر دوره زمانی جمع آوری دادهها از ابتدای فروردین ماه سال ۱۳۸۳ تا پایان اسفندماه سال ۱۳۹۰ میباشد و اعضای جامعه آماری طی یک دوره ۸ ساله مورد بررسی قرار گرفتهاند.
۳-۵- متغیرهای تحقیق
در این تحقیق با استفاده از اطلاعات گذشته مربوط به شرکتهای نمونه آماری، ارتباط بین سودآوری عملکرد شرکت ها به عنوان متغیر مستقل با سیاست سرمایهگذاری و تامین مالی سرمایه درگردش به عنوان دو متغیر وابسته مورد بررسی قرار گرفته اند.برای اندازه گیری سودآوری از دو نسبت بازده داراییها (۲۱ROA) و کیو توبین (Tobin’s q) استفاده میشود. در پژوهش حاضر متغیرهای اندازه، رشد، اهرم مالی شرکت به عنوان متغیرهای کنترلی مورد استفاده قرار گرفته شدهاند.
۳-۵-۱ متغیرهای وابسته
تاثیر سیاستهای مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکتها از طریق روش حسابداری (نسبت بازده داراییها) جهت اندازهگیری سودآوری و روش بازار (نسبت کیو توبین) جهت اندازهگیری عملکرد مورد بررسی قرار گرفت. در این تحقیق، سودآوری به عنوان متغیر وابسته، با استفاده از نسبت بازده دارائیها و نسبت کیو توبین اندازهگیری میشود. صورت سود و زیان برای اندازهگیری پیشرفت یک شرکت جهت دستیابی به اهداف سودآوری استفاده میشود. تطبیق بین درآمد و هزینه در صورت سود وزیان یک شرکت سود شرکت را برای یک دوره کسب و کار ایجاد میکند. بازده دارائیها (ROA) از تقسیم سودهای خالص پس از کسر مالیات بر کل دارائیها محاسبه میشود دومین روش اندازهگیری عملکرد، نسبت کیو توبین(Tobin’s q) است. این نسبت به عنوان یک روش اندازهگیری استفاده میشود، زیرا توانایی مقایسه ارزش بازار شرکت با ارزش دفتری دارائیهای آنرا دارد. بنابراین نسبت کیو توبین به شرح زیر محاسبه میشود:کیو توبین برابر است با تقسیم ازش بازار شرکت (MVF22) بر ارزش دفتری دارائیها (BVA23).
۳-۵-۲ متغیرهای مستقل
اولین متغیر مستقل این تحقیق سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش (WCIP24) است، در صورتی سیاست سرمایه گذاری متهورانه است، که مدیریت شرکت استفاده از سرمایهگذاری کمتر در دارائیهای جاری در مقابل دارائیهای بلند مدت را حمایت کند. از طرف دیگر سیاست محافظه کارانه سرمایه گذاری این است که یک شرکت سرمایه گذاری بیشتر در دارائیهای نقد را می پذیرد. استراتژی سرمایه گذاری شرکت از طریق نسبت مالی دارائیهای جاری (CA25) بر مجموع دارائیها (۲۶TA) اندازهگیری میشود.
رویکردهای سیاست محافظه کارانه و متهورانه سرمایه درگردش استراتژیهایی هستند که مدیریت را در استفاده از وجوه به صورت کارآمدترین شیوه توانا میسازند، هنگامی که یک شرکت داراییهای سرمایه در گردش خود را در سطح حداقل تامین مالی میکند، آن شرکت ریسک ذخیره بیش از حد موجودی کالا، سرقت و افزایش هزینه های فروش را کاهش میدهد. شرکتی که بطور موثر موجودی کالا، حسابهای دریافتی و وجه نقد خود را کنترل کند، در نتیجه فرصتی برای افزایش سودآوری خواهد داشت. در مورد رویکرد محافظهکارانه، انتظار میرود پول نقد فراوان نیازهای سرمایه در گردش شرکت را برآورده کند. محافظه کاران به وجود نقدینگی بیشتر در شرکت معتقدند، بنابراین فراموش کردن پول بیفایده است اگر نتوانند ازآن برای ایجاد فرصتهای بیشتر در رشد و شکوفایی استفاده کرد (اپتو۲۰۱۲، ۳۵).
دومین متغیر مستقل سیاست تامین مالی سرمایه در گردش (WCFP27) است. سیاست متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش یک رویکرد است که یک شرکت استفاده میکند، هنگامی که با بهرهگیری بیشتر از بدهیهای کوتاه مدت و کمتر از بدهیهای بلند مدت به دنبال اهداف مالی سرمایه در گردش میباشد (نطیر و افزا ۲۰۰۹، ۱۸۷؛ وین رب و ویسچر ۱۹۹۸، ۱۹۹). در مقابل آن، سیاست محافظه کارانه تامین مالی سرمایه در گردش، از بدهیهای بلند مدت و حقوق صاحبان سهام برای تامین وجوه جهت خرید بیشتر داراییهای کوتاه مدت استفاده میشود. هنگامی که شرکتی اطلاعات مالی خود را برای یک دوره ثبت میکند، سیاست تامین مالی سرمایه در گردش روی بخش بدهیهای جاری تراز نامه منعکس میشود. یک شرکت بدهیهای جاری خود را به عنوان حسابهای پرداختی، اسناد پرداختی، حق کمیسیون پرداختنی و دیگر پرداختنیها که عمر آنها کمتر از یکسال است، منعکس میکند (اپتو ۲۰۱۲، ۳۶). سیاست نسبتاً متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش یک شرکت به وسیله نسبت بدهیهای جاری (۲۸CL) بر کل دارائیها (TA29) محاسبه میشود.
۳-۵-۳ متغیرهای کنترلی
متغیرهای کنترلی اندازه، رشد فروش و اهرم مالی شرکت هستند که به عنوان فاکتورهای خطا روی تاثیر سیاستهای مدیریت سرمایه در گردش شرکتها در نظر گرفته میشوند.
اندازه: اندازه یک شرکت به وسیله لگاریتم مجموع داراییهای آن اندازهگیری میشود.
رشد: رشد شرکت با تقسیم تغییرات ارزش فروشهای سال جاری نسبت به فروشهای سال قبل بر فروشهای سال قبل اندازه گیری می شود.
اهرم مالی: این متغیر اینگونه توصیف میشود؛ مقدار بدهیهایی که برای تامین مالی داراییهای یک شرکت ایجاد میشوند و به وسیله نسبت جمع بدهیها بر کل داراییها محاسبه می شود.
در جدول ۳-۱خلاصهای از همه متغیرهای مورد استفاده در این تحقیق بر اساس نوع، نام، نماد و منابع مورد استفاده در تعیین متغیرها ارائه شده است.
جدول۳-۱: خلاصه متغیرها
نوع متغیر
نام متغیر
نماد
معیار سنجش
منبع مورد استفاده
وابسته
بازده دارایی
ROA
کل داراییها/ سود خالص
صورت سود وزیان، ترازنامه
کیو توبین
Tobin’s q
ارزش بازار شرکت/ارزش دفتری داراییها
ترازنامه
مستقل
سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش
WCIP
کل داراییها / دارائی جاری
ترازنامه
سیاست تامین مالی سرمایه در گردش
WCFP
کل داراییها / بدهیهای جاری
ترازنامه
کنترل
اندازه
SIZE
لگاریتم کل داراییها
ترازنامه
رشد
GROWTH
فروش سال قبل/ (فروش سال قبل -فروش سال جاری)
صورت سود وزیان
اهرم مالی
LVRG
کل داراییها / کل بدهیها
ترازنامه
۳-۶- فرضیه های تحقیق
در این تحقیق برای بررسی رابطه سیاستهای متهورانه مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری فرضیههای زیر با استفاده از دو مدل تحقیق تدوین و مورد آزمون قرار میگیرد.
۱: بین سیاست متهورانه سرمایه گذاری سرمایه در گردش و سودآوری عملکرد شرکتها ارتباط معناداری وجود دارد.
۲: بین سیاست متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش وسودآوری عملکرد شرکتها ارتباط معناداری وجود دارد.
۳: بین اندازه، رشد و اهرم مالی یک شرکت و سود آوری عملکرد شرکتها ارتباط معناداری وجود دارد.
۳-۶-۱ فرضیه اول
فرضیه اول بیان می کند، بین سیاست متهورانه سرمایهگذاری سرمایه در گردش و سودآوری عملکرد شرکت ها ارتباط معناداری وجود دارد. هنگامی که یک مدیر مالی از رویکرد متهورانه برای سیاست سرمایهگذاری خود بهره میگیرد، در نتیجه از حداقل سطح سرمایه گذاری در دارایی های جاری استفاده کرده است. این رویکرد، همراه با سایر متغیرهای کنترلی، به مدیران برای اجتناب از اتلاف منابع و بالا نگه داشتن سود شرکت کمک میکند. رویکرد محافظه کارانه، جایگزین رویکرد متهورانه برای سیاست سرمایه گذاری است. این سیاست تاکید دارد، که سهم بیشتری از سرمایه برای داراییهای سیال قرار داده شود. این رویکرد رشد بالا در سودآوری شرکت را حمایت نمی کند (اپتو ۲۰۱۲، ۱۰). بنابراین، بیانیه فوق با تجزیه و تحلیل فرضیه به شرح زیر مورد آزمون قرار گرفت:
که سودآوری، پایین ترین سطح سیاست سرمایهگذاری سرمایه در گردش شرکتها را نشان میدهد وسودآوری، بالاترین سطح سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش شرکت ها را نشان می دهد. فرضیه صفر و فرضیه مقابل آزمون می کند که آیا پایین ترین سطح سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش شرکت ها کمترین سود آوری را درمقایسه با بالاترین سطح سیاست سرمایه گذاری سرمایه در گردش ایجاد نمیکند.
علاوه بر این، فرضیههای بیان شده فوق با استفاده از معادلات رگرسیون چندمتغیره به عنوان یک روش آزمون ، مورد ارزیابی قرار میگیرند. این آزمون با استفاده از نرم افزار آماری Eviews6 تجزیه و تحلیل میشود. ارزیابی متغیرها ی وابسته (ROA و Tobin’s q) و همچنین متغیر مستقلWCIP، همراه با متغیرهای کنترلی از جمله، اندازه شرکت، رشد و اهرم مالی با استفاده از نرم افزار مورد استفاده در این پژوهش رگرسیون می شوند.فرضیه ۱ از طریق حل معادلات رگرسیون زیر مورد آزمایش قرار گرفت:
مدل۳-۱
مدل۳-۲
۳-۶-۲ فرضیه دوم
فرضیه دوم بیان می کند، بین سیاست متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش و سودآوری عملکرد شرکتها ارتباط معناداری وجود دارد. نظیر و افزا (۲۰۰۹) برای اثبات سیاست متهورانه تامین مالی سرمایه در گردش نوشتند: زمانی ایجاد می شود که یک شرکت بیشتر از بدهیهای کوتاه مدت و کمتر از بدهی های بلند مدت استفاده می کند. به عبارت دیگر، شرکت با رویکرد متهورانه تامین


آذر ۹ ۱۳۹۷

منابع مقاله درمورد بورس اوراق بهادار، بورس اوراق بهادار تهران، حقوق صاحبان سهام

شرکتهای ایرانی رابطه معکوس ومعنی دار وجود دارد. ۲- بین سودآوری (ROA) و دوره وصول مطالبات و دوره نگهداری موجودی کالا رابطه منفی معناداری مشاهده شده است. ۳- اندازه شرکتها تنها در مدل رگرسیون مربوط به دوره پرداخت بدهی بر سودآوری شرکت تاثیر مثبت ومعنیدار دارد و در مدلهای دیگر تاثیر معنادار بر سودآوری ندارد. ۴- رشد فروش طبق انتظار در تمامی مدلها تاثیر معنی داری بر بهبود سودآوری شرکتها دارد. ۵- سودآوری شرکت ها ی ایرانی با اهرم مالی (نسبت بدهی بلند مدت بر کل بدهی) رابطه منفی و معنی داری دارد. شرکتهای ایرانی نمیتوانند از وامهای بلندمدت استفاده بهینه بکنند و سودآوری و بازدهی مناسبی داشته باشد. در نهایت وبه صورت عجیب بین سودآوری شرکتهای ایرانی با نرخ رشد تولید ناخالص داخلی رابطه منفی و معنیداری دارد.
یعقوب نژاد و همکاران (۱۳۸۹) به تحقیقی با عنوان “ارتباط بین مدیریت سرمایه در گردش و سود آوری در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران” پرداختند. به این منظور تعداد ۸۶ شرکت در طی دوره زمانی ۱۳۸۱- ۱۳۸۶ انتخاب گردید. روش تحقیق حاضر پیمایشی – اکتشافی از نوع همبستگی است که در تحلیل رگرسیون استفاده می شود. نتایج تحقیق نشان میدهد بین متغیرهای مدیریت سرمایه در گردش و سودآوری رابطه عکس وجود دارد. همچنین اگر دوره وصول مطالبات، دوره پرداخت بدهی،دوره گردش موجودی کالا و چرخه تبدیل وجه نقد افزایش یابد منجر به کاهش سودآوری در شرکتها خواهد شد، و مدیران می توانند با کاهش دوره وصول مطالبات، دوره پرداخت بدهی، دوره گردش موجودی کالا و چرخه تبدیل وجه نقد به حداقل سطح ممکن یک ارزش مثبت برای سهامداران بوجود آورند.
ستایش و منصوری ۱۳۸۹ در مقاله خود به بررسی ارتباط بین سرمایه در گردش واجزاء مختلف سود حسابداری شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران با حجم نمونه ۱۹۵ شرکت، در سالهای ۱۳۸۳ تا ۱۳۸۷ پرداختند. به این نتیجه رسیدند؛ که سرمایه در گردش خالص دارای ارتباط مثبت و معناداری با سود عملیاتی، سود قبل از کسر بهره و مالیات و سود خالص میباشد. این در حالی است که بین سرمایه در گردش ناخالص و هیچ یک از اجزای مختلف سود حسابداری رابطه معناداری وجود ندارد. مالکی نیا و همکاران (۱۳۹۰) در تحقیقی که با هدف بررسی “رابطه بین استراتژی سرمایه درگردش و معیارهای سودآوری شرکتهای خودرو، داروسازی و کانی بورس اوراق بهادارتهران” باجامعه آماری که شامل ۴۷ شرکت و ۲۳۵ داده از شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران در صنایع خودرو، داروسازی وکانی از سال ۱۳۸۳ تا ۱۳۸۷ روش تحقیق توصیفی انجام دادند و فرضیات این تحقیق از طریق نرم افزار EXCEL وSPSS با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون و مدل رگرسیون مورد تجزیه و تحلیل قرارگرفت. نتایج این آزمون نشان می دهد بین سود هر سهم و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام با استراتژی مدیریت سرمایه درگردش رابطه معنیدار و مستقیم وجود ندارد، ولی بین استراتژیهای مدیریت سرمایه در گردش و نرخ بازده سرمایهگذاری رابطه معنیدار مستقیم ولی نه چندان قوی وجود دارد و فقط ۶% از تغییرات در نرخ بازده سرمایهگذاری را میتوان توسط تغییرات در استراتژیهای مدیریت سرمایه در گردش توجیه نمود. بنابراین میتوان به این نتیجه رسید که با اعمال سیاست جسورانه، نرخ بازده سرمایه گذاری به میزان ناچیزی افزایش و با اعمال سیاست محافظهکارانه، نرخ بازده سرمایهگذاری به میزان ناچیزی کاهش مییابد. همچنین نوع صنعت بر رابطه بین سیاست سرمایه در گردش و بازده تاثیر مستقیم داشته است. بنابراین، عملکرد شرکتهای مورد مطالعه درخصوص تعیین سیاستهای سرمایه در گردش بر روی سود هر سهم و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام آنها تاثیر نداشته و نشان میدهد که در گروه شرکتهای مورد مطالعه رابطه منطقی بین نوع سیاستهای اتخاذ شده در خصوص سرمایه در گردش و سود هر سهم و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام وجود ندارد.
اعرابی و عابدی (۱۳۹۰) در مقاله ای با عنوان “رابطه هماهنگی بین استراتژیهای مالی، سرمایهگذاری، تأمین مالی، تقسیم سود و سرمایه ی در گردش با عملکرد سازمانی” به بررسی وجود رابطه معنیدار بین متغیرهای نامبرده پرداختند. این پژوهش برای پیادهسازی الگوی یکپارچهی استراتژی مالی و زیر سیستمهای آن، شرکت داروسازی اکسیر را از شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب کرد. آزمونهای اماری انجام شده در نرمافزار spssانجام شده و نشان میدهند که عملکرد شرکت یعنی دو نسبت کیو توبین (تقسیم ارزش بازار بر ارزش دفتری) وبازده داراییها (سود خالص بر مجموع داراییها)) در زمانی که گونهی استراتژی مالی شرکت، میانه رو متمایل به خطر پذیری است، بیشتر از زمانی است که گونهی استراتژی مالی آن میانه رو متمایل به خطر گریزی است. بررسی خطر پذیری کلی و بازده کلی شرکت نشان میدهد که تا سال ۱۳۸۴بین خطر پذیری و بازده تعادل وجود دارد اما پس از این سال روند خطر پذیری شرکت افزایشی و روند بازده آن کاهشی بوده است. به علت ایجاد شکاف بین خطر پذیری وبازده، گونه استراتژی مالی شرکت از سال ۱۳۸۴ از گونه ی استراتژی مالی میانه رو متمایل به خطر پذیری به گونه میانه رو متمایل به خطر گریزی تغییر پیدا کرده است. بررسی صورتهای مالی و گزارشهای شرکت نشان میدهد که دلیل عمده ایجاد شکاف در خطر پذیری و بازده، ناشی از افزایش سرمایهگذاری در داراییهای ثابت جهت تولید محصولات جدید و همزمان اتمام دوره معافیت مالیاتی شرکت و به تبع آن افزایش هزینه های مالیاتی بوده است. جان نثاری (۱۳۹۱) در مقاله ای به بررسی نقش “مدیریت بهینه سرمایه در گردش” به عنوان ابزاری کم هزینه و درون سازمانی برای تامین مالی و تاثیر آن بر سودآوری بنگاههای کوچک و متوسط پرداخته است. نتایج تحقیقات نظری نشان میدهد که این شرکتها میتوانند با کاهش تعداد روزهای چرخه وجه نقد به عنوان معیار مدیریت سرمایه در گردش و نگهداری اجزای آن (دوره گردش حسابهای دریافتنی، پرداختنی و موجودی مواد و کالا) در سطح بهینه، سوداوری خود را بهبود بخشند و برای سهامداران خود ایجاد ارزش کنند. بنابراین هرچه چرخه تبدیل و جه نقد طولانیتر باشد، نیاز به تامین مالی خارج از شرکت بیشتر خواهد بود و این امر موجب افزایش هزینههای شرکت، کاهش سود و کاهش ارزش افزوده اقتصادی میشود. از طرف دیگر، هرچه این چرخه کوتاهتر باشد، از یک طرف انباشت منابع در موجودیها و حسابهای دریافتنی کمتر میشود و از طرف دیگر با به تاخیر انداختن پرداخت بدهیها، از خروج منابع جلوگیری میشود و موجب در اختیار داشتن منابع کافی و به کار بردن این منابع در فرایند کسب سود میشود.
بهارمقدم و هوشمند (۱۳۹۱) پژوهشی با عنوان “بررسی اثر ویژگیهای خاص شرکتها بر مدیریت سرمایه در گردش” در بورس اوراق بهادار تهران با حجم نمونه ۸۰ شرکت طی سالهای ۱۳۸۴ تا ۱۳۸۹ پرداختند و طبق نتایج دریافتند بین فرصتهای رشد وجریان نقد عملیاتی با مدیریت سرمایه در گردش (چرخه تبدیل به نقد) ارتباط منفی و معناداری وجود دارد. علاوه بر این نتایج نشان داد که بین سودآوری (بازده داراییها) و چرخه تبدیل به نقد ارتباط معناداری وجود ندارد.
۲-۸- خلاصه فصل
در فصل حاضر به تفصیل راجع به مفاهیم و مبانی نظری و ادبیات تحقیق بحث گردید که شامل مطالبی پیرامون مدیریت سرمایه در گردش، استراتژیهای گوناگون سرمایه در گردش و رابطه آنها با ریسک و بازده، دو هدف سودآوری و نقدینگی و شرایط اقتصادی می باشد. در ادامه به بررسی نتایج تحقیقات پیشین محققان پیرامون موضوع تحقیق (داخلی و خارجی) پرداخته شده که آن نیز با توجه به سال انجام تحقیقات به ترتیب بیان گردید. همواره، تحقیقات انجام شده با موضوع سرمایه در گردش و ارتباط آن با سودآوری و نقدینگی جدید نیست و آن چه جدید است روشهای تامین مالی سرمایه در گردش و تاثیرآن بر سودآوری است. این پژوهش در تلاش جهت پیشبرد دانش سیاست مدیریت سرمایه درگردش به ویژه با وضعیت اقتصادی ناسازگار امروز است.
فصل سوم:
روش تحقیق
۳-۱- مقدمه
در این فصل به تشریح روش اجرای تحقیق پرداخته می‌شود. تحقیق عبارت است از مجموعه فعالیتهای منطقی، منظم، منسجم و هدفمند که در پی دستیابی به یکی از خواستهها (تحقیق بنیادی، تحقیق پیمایشی و تحقیق کاربردی) به صورت فردی یا گروهی صورت میگیرد. در طی فرآیند تحقیق با به کارگیری ابزارهای جمعآوری، دادهها به طور عینی و معتبر، مشاهده، بررسی و استخراج میشوند و سپس با استفاده از فنون تجزیه و تحلیل توصیفی و استنباطی به طور کمی و غیرکمی سعی می شود که ادعاها و حدسهای علمی اولیه (فرضیهها) آزمون شده و در نهایت فرضیهها رد یا پذیرفته میشوند و نتیجهگیری نهایی صورت میپذیرد (خاکی ۱۳۸۸، ۸۸). بنابراین در این قسمت جامعه آماری و روش نمونه گیری تحقیق ارائه میگردد و در ادامه روش و نحوه محاسبه سیاستهای سرمایه در گردش به عنوان متغیرهای مستقل و بازده داراییها و کیوتوبین به عنوان دو متغیر وابسته جهت محاسبه سودآوری و سه متغیر رشد، اندازه و نسبت اهرم مالی به عنوان متغیرهای کنترلی مطرح شده است. همچنین فرضیات و مدلهای رگرسیونی مورد نیاز جهت آزمون فرضیات تحقیق ارائه شده و سرانجام آزمونهای آماری استفاده شده در تحقیق، جهت بررسی فرضیات مطرح شده است و معنی داری مدلهای رگرسیونی ارائه میگردد.
۳-۲- روش تحقیق
تحقیق حاضر از نظر هدف کاربردی است چون به بررسی تاثیر سیاستهای متهورانه مدیریت سرمایه در گردش بر سودآوری شرکتها در جامعه آماری بورس اوراق بهادار تهران میپردازد و از نتایج آن برای حل مشکلات این جامعه آماری استفاده میشود این تحقیق از نظر کنترل محقق بر متغیرهای غیرآزمایشی از نوع همبستگی میباشد همچنین از نظرمکانیزم اجرا این تحقیق را میتوان در زمره تحقیقات پس رویدادی به حساب آورد.
۳-۳- روش گردآوری دادههای تحقیق
پس از جمع آوری دادههایی که برای انجام تحقیق مورد نیاز هستند، انتخاب ابزاری مناسب به منظور محاسبه و تجزیه و تحلیل اطلاعات مربوط به متغیرها، اهمیت خاصی دارد. در این تحقیق ابتدا دادههای اولیه از فایلهای PDF وارد نرم افزار اکسل(EXCEL) میشوند. سپس، از طریق این نرم افزار، دادههای لازم برای جایگذاری در مدل را تهیه کردیم. در نتیجه دادههای جمع آوری شده ی تحقیق برای استفاده در مدلهای و معادلات حسابداری به صورت ستون هایی از دادهها برای بررسیهای آماری آماده میشوند. سپس در صورت نیاز داده ها کدگذاری و با کنار گذاشتن دادههای پرت داده‌های مورد نیاز برای آزمون فرضیه‌ها استخراج شده‌است. در دامه ابتدا آماره های توصیفی نظیر میانگین و انحراف معیار، چولگی، فرضیه های تحقیق مورد بررسی قرار می گیرد . برای تجزیه و تحلیل دادهها و آزمون فرضیه‌ها از نرم‌افزار آماری Eviews6 استفاده شده است.
۳-۴- جامعه آماری و نمونه وروش نمونه گیری
هدف از انجام هر تحقیقی، شناخت و پیش بینی یک پدیده در یک جامعه آماری است. برای به دست آوردن شناخت از آن پدیده، نمونههایی از آن جامعه انتخاب میشود و بررسیها و تجزیه و تحلیلها بر روی آن نمونهی منتخب، انجام شده و سپس نتایـج