ترجمه مقاله ارتباط سن مدیر عامل و سرمایه در گردش
جدول 5
سن مدیر عامل (CEO[1]) و میزان سرمایه در گردش عملیاتی خالص[2]- تطبیق نمره تمایل[3]. این جدول، نتایج آزمون نیرومندی بر تاثیر سن مدیر عامل بر میزان سرمایه در گردش عملیاتی خالص را با استفاده از رویکرد تطبیق نمره تمایل ارائه می نماید. Under50 (متناظر با ربع اول توزیع سنی مدیر عامل) اگر یک مدیر عامل، 50 ساله یا جوانتر باشد، برابر با یک است و در غیر اینصورت صفر است. در مرحله اول، رگرسیون های لاجیت با Under50 به عنوان متغیر وابسته و مجموعه متغیرهای کنترل همانند موارد موجود در رگرسیون پایه برای براورد احتمالی (نمره تمایل) یک شرکت تحت مدیریت یک مدیر عامل 50 ساله یا جوانتر بکار می رود. در مرحله دوم، هر مشاهده شرکت- سال با یک مدیر عامل 50 ساله یا جوانتر آنگاه با مشاهده شرکت- سال دیگری با یک مدیر عامل بیش از 50 سال، با نزدیک ترین امتیاز تمایل تطبیق می یابد. پنل الف، نتایج آزمون تک متغیره بر روی اختلاف در نیاز سرمایه در گردش و متغیرهای تطبیقی بین زیرنمونه تدبیر شده (1= Under50) و زیرنمونه کنترل (0= Under50) را ارائه می دهد. پنل ب، نتایج رگرسیون را با استفاده از نمونه تطبیق یافته ارائه می دهد. کل متغیرهای مستقل یک دوره عقب می مانند. کل مدل ها، صنعت و تاثیرات سال را کنترل می کنند که در آنجا صنایع با استفاده از 49 دسته بندی صنعت فاما- فرنچ تعریف می شوند. آماره تی نیرومند ناهمگنی پراکنش[4] دسته بندی شده در سطح شرکت در پرانتزها گزارش شده است. به پیوست الف برای توصیفات متغیر دقیق مراجعه نمایید. ***، ** و * به ترتیب بیانگر معناداری در سطوح 1%، 5% و 10% است.
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
نتایج را در جدول 3 گزارش می دهیم. متغیر وابسته، WCR در مدل 1 و IndAdj_WCR در مدل 2 است. ضریب براورد شده Ln(CEO_age)، در سطح 1% در هر دو مدل، مثبت و معنادار است، بیانگر یک وابستگی مثبت بین سن مدیر عامل و میزان سرمایه در گردش فعال است. براورد پارامتری در مدل (1) نشان می دهد، یک افزایش انحراف استاندارد – یک در Ln(CEO_age) (0.133)، به یک افزایش 0.006 (= 0.0429 ∗ 0.133) در WCR وابسته است، معادل 3.16% از WCR میانگین برای شرکت های نمونه (= 0.006/0.1808) است، بیانگر تاثیر سن مدیر عامل بر سرمایه در گردش است که هم چنین به لحاظ اقتصادی معنادار است. روی هم رفته، نتایج نشان می دهد، مدیر عاملان جوانتر تمایل دارند در راهبردهای مدیریت سرمایه در گردش سلطه جویانه تر یا نشان توانایی برترشان یا تامین مالی سرمایه گذاری های دراز مدت شرکت نمایند.
به علاوه، سازگار با مقاله هیل و همکارانش (2010)، پی می بریم میزان سرمایه در گردش عملیاتی خالص در حاشیه سود ناخالص (GPM[5]) افزایش می یابد و در نوسان فروش (SalesVol)کاهش می یابد. شرکت های دارای ارزش های درک شده بالاتر برای شرکت کنندگان در بازار، سطوح پایین تری از سرمایه در گردش عملیاتی خالص را دارا هستند که با ضریب منفی و معنادار بر روی Q توبین اثبات می شود. ما یک رابطه منفی بین گردش پول فعال (OCF[6]) و WCR را اثبات می کنیم. توضیح ممکن اینطور است که شرکت ها، سرمایه گذاری دارایی دراز مدت را با سرمایه گذاری سرمایه در گردش عملیاتی خالص جایگزین می کنند، زمانیکه گردش پول عاملیاتی شان، افزایش می یابد.[7]
جدول 6. سن مدیر عامل و میزان سرمایه در گردش عملیاتی خالص- رویکرد متغیر ابزاری [8]. این جدول، نتایج آزمون های نیرومندی بر روی تاثیر سن مدیر عامل را بر نیاز به سرمایه در گردش را با استفاده از رویکرد متغیر ابزاری ارائه می دهد. درمرحله اول، ما Ln(CEO_age) را با لگاریتم طبیعی شاخص قیمت کالاهای مصرفی (CPI)[9] در سن تولد مدیر عامل و ارزش میانگین سالانه Ln(CEO_age) را برای شرکت ها به جز خود شرکت کانونی، در کد SIC دو رقمی یکسان و چارک های اندازه یکسان اجرا می کنیم. نتایج در پنل الف ارائه می شود. در رگرسیون مرحله دوم، Ln(CEO_age) پیش بینی شده برای جایگزینی ارزش اصلی اش بکار می رود. نتایج در پنل ب ارائه می شوند. آزمون ها برای روایی ابزارها در انتهای پنل ب گزارش می شوند. کل متغیرهای مستقل یک دوره عقب می مانند. کل متغیرها، تاثیرات صنعت و سال را کنترل می کنند که صنایع با استفاده از 49 دسته بندی صنعت فاما- فرنچ تعریف می شوند. آماره تی نیرومند ناهمگنی پراکنش در سطح شرکتی در پرانتزها گزارش شده اند. به پیوست الف برای توصیفات متغیر دقیق مراجعه نمایید. *** ، ** و * به ترتیب بیانگر معناداری در سطوح 1%، 5% و 10% هستند.
التهاب مالی[10] ممکن است یک شرکت را برای ارائه فروش های نسیه[11] بیشتر به مشتریان خود برای تحریک قیمت ها تشویق نماید (مولینا و پریو، 2009). بر عکس، التهاب مالی می تواند توانایی شرکت برای ارائه اعتبار تجاری به مشتریان خود را محدود نماید و شرکت را وادار کند، شرایط اعتباری خود را در تنگنا قرار دهد و دریافتنی های خود را سریعتر جمع آوری نماید (ماین و اسمیت، 1992). ضریب ناچیز التهاب بیانگر این مساله است که دو تاثیر رقابتی، همدیگر را در نمونه ما خنثی می کنند.
در آزمون های اضافی، رابطه مثبت بین سن مدیر عامل و WCR را نشان می دهیم که با وابستگی مثبت بین مدیر عامل و موجودی کالا[12] هدایت می شود. جمعاً، نتایج نشان می دهد، شرکت های دارای مدیر عاملان جوانتر تمایل دارند، راهبردهای مدیریت سرمایه در گردش سلطه جویانه تری را دنبال نمایند. [13]
4.3 طیف سنی مدیر عامل و نیاز سرمایه[14] در گردش
تصدیق می کنیم، رابطه بین سن مدیر عامل و سرمایه در گردش ممکن است، غیر خطی و در حال تکامل باشد (باجینسکی و همکارانش، 2018)[15].
به این ترتیب، رگرسیون پایه خود را با جایگزین متغیر پیوسته سن مدیر عامل (CEO_age) با یک متغیر شاخص برای گروه های سنی، مجددا براورد می نماییم (لی و همکارانش، 2017؛ جیمز، 2020). متغیر شاخص برای مدیر عاملان 60 سال یا بیشتر، برابر با صفر و برای مدیر عاملان در سن بین 50 تا 59 ((50 < CEO_age ≤ 59) برابر با یک و برای مدیر عاملان در سن 50 سال یا جوانتر (CEO_age ≤ 50) برابر با دو است. ما از سن 50 تا 60 ، به عنوان نقاط برش[16] استفاده می نماییم زیرا متناظر با چارک اول و سوم توزیع CEO_age در نمونه ما هستند.
گروهی که CEO_age شان، بیش از 60 سال است، به عنوان گروه مرجع بکار می روند تا اطمینان حاصل شود، مدل، غیر تکین[17] است. ممکن است، ضریب 50 < CEO_age ≤ 59 /CEO_age ≤ 50 به صورت تفاوت در سرمایه در گردش عملیاتی خالص برای شرکت های دارای مدیر عاملان در سن 50 تا 59 یا مدیر عاملان در سن 50 یا جوانتر نسبت به آن شرکت هایی باشد که دارای مدیر عاملان در سن 60 یا بیشتر هستند.
در مدل 1، ضریب براورد شده بر روی CEO_age ≤ 50 در سطح 1%، منفی و معنادار است. ضریب براورد شده 50 < CEO_age ≤ 59، منفی است اما معنادار نیست. شرکت های دارای مدیر عاملان 50 سال یا جوانتر تمایل دارند، یک WRC پایین تر در مقایسه با شرکت هایی داشته باشند که دارای مدیر عاملان در سن 60 سال یا بیشتر هستند. براورد پارامتری بیانگر این مساله است که شرکتهای هدایت شده توسط مدیر عاملان زیر 50 سال به یک 1.25 درصد کاهش در امتیاز WCR وابسته هستند، نسبت به شرکت هایی که توسط مدیر عاملان بیش از 60 سال رهبری می شوند، این مساله نشان می دهد، مدیر عاملان جوانتر به پذیرش راهبردهای مدیریت سرمایه در گردش تهاجمی تر تمایل دارند. نتایج شبیه به وقتی است که سرمایه در گردش عملیاتی خالص تنظیم شده صنعتی در مدل 2 بکار می رود.
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
4.4 بررسی نیرومندی
4.4.1 تطبیق نمره تمایل (PMS[18])
آزمون های تک متغیره در جدول 2، تفاوت های مهمی را در مدیریت سرمایه در گردش بین شرکت های هدایت شده توسط مدیر عاملان جوانتر و شرکت های مدیریت شده توسط مدیر عاملان مسن تر را نشان می دهد. از اینرو، ممکن است، CEO_age، اثر مشخصات غیر خطی شرکت بر WCR را بدست آورد اگر متغیرهای کنترل خطی در رگرسیون پایه نتواند این تفاوت ها را به قدر کافی تصرف نماید. این مساله را با رویکرد تطبیق نمره تمایل (PSM) بررسی می نماییم (روزنبائوم و رابین، 1983).[19] تطبیق نمره تمایل یک نمونه کنترل شرکت های تحت مدیریت مدیر عاملان مسن تر را از یک نمونه تدبیر شده شرکت های تحت مدیریت مدیر عاملان جوانتر را به گونه ای تفکیک می کند که نمونه کنترل، هیچ گونه اختلاف قابل مشاهده ای را با نمونه تدبیر شده غیر از سن مدیر عامل نشان نمی دهد.
با استفاده از چارک اول توزیع سن مدیر عامل (متناظر با 50 سال)، نمونه را به شرکت های دارای مدیر عاملان جوانتر و شرکت های دارای مدیر عاملان مسن تر، تفکیک می نماییم. Under50، برای شرکت های دارای مدیر عامل زیر 50 سال است، برابر با یک و در غیر اینصورت صفر است. در مرحله نخست، از رگرسیون لجستیک برای براورد احتمال (نمره تمایل) یک شرکت تحت مدیریت یک مدیر عامل زیر 50 سال با استفاده از مجموعه متغیرهای کنترل یکسان با شرکت های موجود در رگرسیون پایهاستفاده می نماییم. نتایج مرحله اول در مدل 1 پیوست ث ارائه شده اند. مدل 2، نتایج رگرسیون را با استفاده از نمونه تطبیق یافته نمره تمایل ارائه می نماید. ضرایب ناچیز بر روی متغیرهای مستقل نشان می دهد، شرکت های دارای مدیر عاملان جوانتر، به طور اصولی با شرکت های دارای مدیر عاملان مسن تر در نمونه پس از تطبیق متفاوت نیستند.
در مرحله دوم، هر مشاهده شرکت- سال دارای مدیر زیر 50 سال، با یک مشاهده شرکت- سال دارای مدیر عامل بالای 50 سال با نزدیک ترین نمره تمایل تطبیق می یابد. در پنل الف جدول 5، نتایج آزمون تک متغیره را بر روی سطح سرمایه در گردش عملیاتی خالص (WCR و IndAdj_WCR) و متغیرهای تطبیق بین زیرنمونه تدبیر شده (Under50 = 1) و زیرنمونه کنترل (Under50 = 0) را ارائه می نماییم. به طور متوسط، شرکت های دارای مدیر عاملان زیر 50 سال، از WCR و IndAdj_WCR پایین تری نسبت به شرکت های دارای مدیر عاملان بالای 50 سال برخوردارند. اختلافات میانگین در سطح 1%، معنادار هستند. نتایج رگرسیون با استفاده از نمونه تطبیق یافته در پنل ب نشان می دهد، تخمین ضریب روی Under50، در سطح 1% هر دو مدل منفی و معنادار است. جمعا، نتایج نشان می دهند، شرکت های تحت مدیریت مدیر عاملان جوان تمایل به اجرای سیاست های سرمایه در گردش سلطه جویانه تر نسبت به شرکت های تحت مدیریت مدیر عاملان مسن تر دارند که نتایج پایه ما را تایید می کنند.
4.4.2 رویکرد متغیر ابزاری
اگر شرکتها حامل سطوح پایین سرمایه در گردش عملیاتی خالص، بیشتر احتمال داشته باشد، مدیر عاملان جوانتر را استخدام کنند، Ln(CEO_age) در رگرسیون پایه ما، بیرونی خواهد بود. به علاوه، ممکن است برخی متغیرهای موثر هم بر سن مدیر عامل و هم میزان سرمایه در گردش عملیاتی خالص وجود داشته باشند که منجر به رابطه مشاهده شده بین این دو در رگرسیون های پایه می شوند. ما این نگرانی های درون زایی را با رویکرد متغیر ابزاری کاهش می دهیم. برای اجرای این روش شناسی، به شناسایی متغیرهای ابزاری نیاز داریم که برای WCR، بیرونی محسوب می شوند (محدودیت استثنا) اما به طور معناداری به سن مدیر عامل همبسته هستند (محدودیت ارتباط). پیرو توصیه سرفلینگ (2014)، کلاین و یور (2016) و کروسی و همکارانش (2017)، ما از لگاریتم شاخص قیمت کالاهای مصرفی (CPI) در سال تولد مدیر عامل به عنوان یک متغیر ابزاری (Ln(CPI)) استفاده می نماییم. CPI در سال تولد مدیر عامل، شرط ارتباط را تامین می کند زیرا مدیر عاملان مسن تر در سال های قبل تری متولد شده اند که CPI شان، پایین بوده است، با بکارگیری یک رابطه منفی بین سن کنونی مدیر عامل و CPI در سال تولد، این امر صورت می گیرد. افزون بر آن، هیچ تئوری در رابطه با CPI در سالی که یک مدیر متولد شده است برای راهبردهای مدیریت سرمایه در گردش کنونی اجرا شده توسط مدیر عامل وجود ندارد تا شرط استثنا را تامین نماید. به علاوه، مقدار متوسط سالانه Ln(CEO_age) را برای شرکت ها بکار می بریم، خود شرکت کانونی را در کد SIC دو رقمی مشابه و چارک های اندازه مشابه (Ind_Size_Ln(CEO_age)) به عنوان متغیر ابزاری دیگر مستثنی می کنیم. سن مدیر عامل در شرکت های در اندازه مشابه و در حال کار در صنایع مشابه نباید به WCR شرکت های کانونی مربوط باشد.
در مرحله اول، Ln(CEO_age) را بر روی Ln(CPI)), Ind_Size_Ln(CEO_age) مجموعه متغیرهای کنترل همانند موارد موجود در جدول 3 برگشت می دهیم (رگرسیون). نتایج در پنل الف جدول 6 ارائه شده اند. همانطور که انتظار می رود، CPI در سال تولد یک مدیر عامل، با سن مدیر عامل رابطه منفی و معنادار دارد. در مرحله دوم، سن پیش بینی شده مدیر عامل (Pre_Ln(CEO_age)) بدست آمده از رگرسیون مرحله اول را برای جایگزینی Ln(CEO_age) بکار می بریم و نتایج را در پنل ب جدول 6 ارائه می نماییم. ضریب Pre_Ln(CEO_age) در سطح 1%، در هر دو مدل، مثبت و معنادار است که یافته اصلی ما را بازتاب می نماید که به کار انداختن سرمایه در گردش عملیاتی خالص با سن مدیر عامل افزایش پیدا می کند. آزمون های مجذور کای و اف کلیبرگن-پاپ مرحله اول آشکار می نماید، این مدل نه دچار شناسایی کمتر از واقع و نه ابزارهای ضعیف است. آماره جی ناچیز هانسن در مرحله اول بیانگر این است که ابزارهای ما به عبارت خطا ربطی ندارند. به طور کلی، نتایج بیشتر تایید می کنند، ارتباط سببی از سن مدیر عامل در میزان سرمایه تا گردش عملیاتی خالص (WCR) جاری است.
4.4.3 کنترل اثر مدیر عاملان تازه استخدام شده و مدیر عاملان نزدیک به بازنشستگی
هولم استروم (1999) اثبات می کند، نگرانی های شغلی در طول سال های اولیه خدمت مدیران، بیشتر است زیرا بازار هنوز توانایی هایشان را ارزیابی می نماید. [20] وابستگی مثبت بین سن مدیر عامل و میزان سرمایه در گردش عملیاتی خالص ممکن است از طریق مدیر عاملان تازه استخدام شده هدایت شود. ممکن است استخدامی های جدید از انگیزه های قوی برای تحت تاثیر قرار دادن بازار خارجی و هیات مدیره با عملکرد مناسب از طریق اجرای مدیریت سرمایه در گردش سلطه جویانه برخوردار باشند. از این گذشته ممکن است، رابطه WCR- سن مدیر عامل مثبت از طریق شرکت های دارای مدیر عاملان نزدیک به سن بازنشستگی هدایت شود. مدیر عاملان نزدیک به سن بازنشستگی ممکن است، انگیزه های ریسک کردن را به خاطر تمایل مضاعف برای یک "زندگی آرام" کاهش داده باشند (همبریک و میسون، 1984؛ برتراند و اکوآر، 2003؛ ییم، 2013) که منجر به راهبردهای WCR محافظه کارانه تر می شود.
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ما تاثیر مدیر عاملان تازه استخدام شده را با Tenure3 کنترل می کنیم که یک متغیر شاخص است و برای مدیر عاملان دارای یک حق تصدی سه سال یا کمتر از سه سال، برابر با یک است و در غیر اینصورت، صفر است. تاثیر بازنشستگی را با Last_year کنترل می نماییم که یک متغیر شاخص برابر با یک برای مدیر عاملان در سال آخر خدمت شان است و در غیر اینصورت صفر است. نتایج در جدول 7 نمایش داده شده اند. ضریب براورد شده بر روی Ln(CEO_age) در هر دو مدل، مثبت و معنادار می ماند، بیانگر این مساله است که نتایج ما، برای این کنترل های اضافی، نیرومند است. به علاوه، ضریب Last_year منفی و معنادار است که دال بر این امر است، محافظه کاری در مدیریت سرمایه در گردش در شرکت های دارای مدیر عاملان نزدیک به بازنشستگی کاهش می یابد.
4.4.4 تاثیرات ثابت
ممکن است ناهمگنی نامتغیر- زمانی غیر قابل مشاهده به مدیریت سرمایه در گردش یک شرکت و سن مدیر عاملش به طور همزمان مربوط باشد، بدین وسیله، رابطه مثبت بین این دو را در رگرسیون پایه خود، هدایت می کنیم. برای کاهش این نگرانی، تاثیرات ثابت شرکت را مشمول می نماییم و نتایج را در مدل های 1 و 2 جدول 8 ارائه می نماییم. گورملی و ماتسا (2016) و سرفلینگ (2014) عنوان می کنند، این روش شناسی معادل رفتار کردن با تمام متغیرها در رگرسیون ها با توجه به مقادیر میانگین شان توسط شرکت هاست. نتایج رگرسیون متناظر، تاثیرات تغییرات درون- شرکتی را در سن مدیر عامل بر روی تغییرات درون- شرکتی را در بکار انداختن سرمایه در گردش منعکس می نماید. پی می بریم، نتایج ما هم چنان حفظ می شوند، نشان می دهند، ناهمگنی شرکت نامتغیر- زمانی، بعید است که نتایج ما را هدایت نماید.
هم چنین ممکن است، تاثیرات ویژه صنعت در سال های خاص، نتایج ما را هدایت کنند. برای کاهش این درون زایی، تعاملات تاثیرات ثابت سال و صنعت را علاوه بر تاثیرات سال و صنعت به تنهایی کنترل می نماییم و نتایج را در مدل های 3 و 4 جدول 8 ارائه می نماییم. این روش شناسی، معادل، میانگین زدایی تمام متغیرها در رگرسیون ها با توجه به مقادیر میانگین شان بر حسب صنعت در هر سال است (گورملی و ماتسا، 2016؛ سرفلینگ، 2014). نتایج با نتایج حاصل از رگرسیون های پایه ما سازگار است، نشان می دهد، بعید است، یک تاثیر سال- صنعت، نتایج پایه ما را هدایت نماید.
برای کاهش این نگرانی که برخی از مشخصات نهفته صنایع، نتایج ما را هدایت می کنند، از Ln(CEO_age) تنظیم شده – صنایع استفاده می کنیم یعنی Ind_Ln(CEO_age) که با کم کردن مقدار میانه Ln(CEO_age) در صنعت SIC دو رقمی مشابه به صورت شرکت کانونی در یک سال فرضی محاسبه می شود. به طور مشابه، برای کاهش تورش پدید آمده از تاثیرات ثابت شرکت، Ln(CEO_age) تنظیم شده – شرکت را بکار می بریم، یعنی Firm_Ln(CEO_age) که با کم کردن مقدار میانه Ln(CEO_age) برای شرکت بر روی دوره نمونه محاسبه می شود (سرفلینگ، 2014). نتایج در پیوست د نمایش داده می شوند. نتایج به لحاظ کمّی با نتایج حاصل از تحلیل پایه ما مشابه هستند.
4. نتیجه گیری
با استفاده از یک نمونه بزرگ از شرکت های امریکایی در طول دوره 1993 تا 2018، شواهد تجربی قوی و نیرومندی را اثبات می نماییم که مدیر عاملان جوانتر تمایل دارند، راهبردهای WCM سلطه جویانه تری را بپذیرند. شرکت های دارای مدیر عاملان جوانتر از سطوح بالاتر تامین مالی اعتبار تجاری بهره می برند و سطح پایین تری از موجودی کالا را حمل می کنند.
نتایج، با صفات ریسک کردن نهفته در سن جوانتر و فرضیه راهبرد سلطه جویانه سازگار است که مدیر عاملان جوانتر تمایل دارند بیشتر اقدامات ریسکی را برای نشان دادن توانایی های خود به خاطر سطوح بالاتر نگرانی های شغلی انجام دهند. نشان می دهیم، انگیزه های ضمنی پدید آمده از افق شغلی بر انتخاب سیاست های سرمایه در گردش اثر می گذارد، به متون پیرامون وابستگی های بین نگرانی های شغلی مدیر عامل و تصمیمات شرکتی گوناگون می افزاید. با فرض اینکه سن مدیر عامل، یک تعیین کننده مهم سیاست های سرمایه در گردش یک شرکت محسوب می شود، سرمایه گذاران و گروه های نظارتی داخلی یا خارجی گوناگون لازم است سن مدیر عامل را به ترتیب در مکانیسم های سرمایه گذاری، استخدام، جبرانی و نظارتی، فاکتور کنند.
مزایای مدیریت سرمایه در گردش کارامد، کاملا اثبات شده اند. کاهش ها در سرمایه در گردش، ممکن است، مزایای ترازنامه ای را ایجاد نماید، مثل گردش های پولی بالا و سرمایه گذاری های کاهش یافته در دریافتیها (مطالبات)، موجودی کالا و دارایی های دراز مدت برای حمایت از حساب های کنونی بر روی یک تزارنامه بکار رفت (بیوسجولی و همکارانش، 2020). به علاوه، WCM کارامد، به شرکت ها اجازه می دهد، منابع شرکتی بی حاصل را به استفاده ارزش گذاری شده بالاتر منتقل نمایند که ارزش سهام و عملکرد عملیاتی را ارتقا می دهد (آکتاس و همکارانش، 2015). ما و ما (2020) اثبات می کنند، اعتبار تجاری اعطا شده توسط عرضه کنندگان، سیگنالی را به سرمایه گذاران در زمینه قابلیت اعتماد و کیفیت سرمایه گذاری ها ارسال می نماید که دسترسی آینده اش به وام های بانکی را تسهیل می نماید. با فرض اهمیت سرمایه در گردش در عملیات روزانه یک شرکت و ارزش دراز مدت، مدیر عاملان باید از انگیزه های قوی برای نظارت دقیق سیاست های WCM برخوردار باشند.
گیبونز و مورفی (1992) مطرح می کنند، نگرانی شغلی زمانی پدید می آید که بازار کار (هم داخلی و هم خارجی) از خروجی کنونی شخص برای به روز رسانی باور خودش در زمینه توانایی اش استفاده نماید و آنگاه جبران آینده را بر مبنای باور بروز شده قرار دهد. نگرانی های شغلی، افراد را برای توجه نمودن به تاثیرات عملکرد کنونی بر مزایای معاصر و آینده سرمایه انسانی همانند پیش بینی های شغلی کلی و جبران بر می انگیزاند (باگینسکی و همکارانش، 2018؛ فاما، 1980؛ پائه و همکارانش، 2016). مدیران با نگرانی های شغلی بیشتری مواجه می شوند زمانیکه بازار کار دارای یک باور پیش بینی شده ضعیف تر در زمینه توانایی های خود باشد و وزن های سنگین تری را روی عملکرد کنونی شرکت در ارزیابی آنها قرار می دهد. فاما (1980) عنوان می کند، مدیر عاملان، اعتبار خود را در شغل شان از طریق مذاکرات مکرر با شرکت کنندگان بازار سرمایه می سازند. شرکت های دارای مدیر عاملان لایق تر می تواند بودجه ها را با یک قیمت بهتر تامین نمایند که رشد شرکتها و ارتقاء ارزش آنها را تسهیل می نماید. نگرانی های شغلی می تواند انگیزه های قوی را برای مدیر عاملان خلق نماید تا اقدامات هدفمندانه ای را برای نشان دادن توانایی های ناشناخته خود به بازار کار و سرمایه انجام دهند.
پیوست ب. سن مدیر عامل و مولفه های سرمایه در گردش عملیاتی خالص
جدول ب.10، نتایج رگرسیون آزمون ها بر روی تاثیر سن مدیر عامل نسبت به سطوح مولفه های سرمایه در گردش را ارائه می نماید، اعم از موجودی کالا (INVT)، حساب های دریافتنی (RECT) و حساب های پرداختنی (AP). INVT/RECT/AP ، موجودی کالا/ حساب های دریافتنی/ حساب های پرداختنی مقیاس گذاری شده بر حس فروش است. IndAdj_INVT/RECT/AP، یک دوره عقب می افتد. کل مدل ها، تاثیرات صنعت و سال را کنترل می نمایند که صنایع با استفاده از 49 دسته بندی صنایع فاما- فرنچ تعریف می شوند. آماره تی قوی ناهمگنی پراکنش دسته بندی شده در سطح شرکت، در پرانتزها گزارش می شود. به پیوست الف برای توصیفات متغیر دقیق مراجعه نمایید. ***، ** و * بیانگر معناداری به ترتیب در سطوح 1%، 5% و 10% است.
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری
پیوست ث. نتایج مرحله اول تطبیق امتیاز تمایل
جدول ث.11 نتایج مرحله اول تطبیق نمره تمایل را ارائه می دهد. Under50 (معادل چارک اول توزیع سن مدیر عامل است) برابر با یک است اگر یک مدیر عامل، 50 ساله یا جوانتر باشد و در غیر اینصورت، صفر است. در مرحله نخست، رگرسیون های لاجیت با Under50 به صورت متغیر وابسته و مجموعه متغیرهای کنترل همانند موارد موجود در رگرسیون پایه برای براورد احتمال (نمره تمایل) بکار می رود که یک شرکت توسط یک مدیر 50 ساله یا جوانتر اداره می شود. آنگاه، در مرحله دوم، هر مشاهده شرکت- سال با یک مدیر عامل 50 ساله یا جوانتر، با مشاهده شرکت- سال دیگری با یک مدیر بیش از 50 سال دارای نزدیک ترین نمره تمایل تطبیق می یابد. مدل های 1 و 2، نتایج رگرسیون را با استفاده از نمونه از قبل تطبیق یافته و نمونه بعدا تطبیق یافته ارائه می دهند. کل متغیرهای مستقل، یک دوره عقب می افتند. کل مدلها، تاثیرات صنعت و سال را کنترل می کنند که در اینجا، صنایع با استفاده از 49 دسته بندی صنایع فاما- فرنچ تعریف می شوند. آماره تی قوی ناهمگنی پراکنش دسته بندی شده در سطح شرکت، در پرانتزها گزارش می شود. به پیوست الف برای توصیفات متغیر دقیق مراجعه نمایید. ***، ** و * بیانگر معناداری به ترتیب در سطوح 1%، 5% و 10% است.
جدول الف.9
متغیرهای وابسته |
|
WCR |
مجموع حساب های دریافتنی و خالص موجودی کالای حساب های پرداختنی مقیاس گذاری شده از طریق فروش منبع داده ها: COMPUSTAT |
IndAdj_WCR |
اختلاف بین WCR یک شرکت کانونی و WCR میانگین صنایع در یک سال فرضی که صنعت با استفاده از 49 دسته بندی فاما-فرنچ تعریف می شود منبع داده ها: COMPUSTAT |
INVT |
موجودی کالای مقیاس گذاری شده از طریق فروش منبع داده ها: COMPUSTAT |
IndAdj_INVT |
اختلاف بین INCT یک شرکت کانونی و IVNT متوسط صنایع در یک سال فرضی که صنعت با استفاده از 49 دسته بندی فاما-فرنچ تعریف می شود منبع داده ها: COMPUSTAT |
RECT |
حساب های دریافتنی مقیاس گذاری شده از طریق فروش منبع داده ها: COMPUSTAT |
IndAdj_RECT |
اختلاف بین RECT یک شرکت کانونی و RECT متوسط صنعت در یک سال فرضی که صنعت با استفاده از 49 دسته بندی فاما-فرنچ تعریف می شود منبع داده ها: COMPUSTAT |
AP |
حساب های پرداختنی مقیاس گذاری شده از طریق فروش منبع داده ها: COMPUSTAT |
IndAdj_AP |
اختلاف بین AP یک شرکت کانونی و AP متوسط صنایع در یک سال فرضی که صنعت با استفاده از 49 دسته بندی فاما-فرنچ تعریف می شود منبع داده ها: COMPUSTAT |
متغیرهای اصلی مورد توجه | |
Ln(CEO_age) |
لگاریتم طبیعی سن مدیر عامل منبع داده: Execucomp |
سایر متغیرهای کنترل | |
Ln(CEO_tenure) |
لگاریتم طبیعی یک به علاوه تعداد سالهایی که یک مدیر عامل به عنوان مدیر عامل خدمت نموده است منبع داده: Execucomp |
Female |
یک متغیر شاخص که برای مدیر عاملان زن برابر با یک و برای مدیر عاملان مرد برابر با صفر است. منبع داده: Execucomp |
Ln(Vega/tdc1) |
لگاریتم طبیعی یک به علاوه تغییر دلار در دارایی اوراق بهادار سهام[21] مدیر عامل برای تغییر 1% در انحراف استاندارد سالانه بازده های سهام مقیاس گذاری شده از طریق جبران سالانه. منبع داده: Execucomp |
SalesGrowth |
تغییر در فروش از سال t-1 مقیاس گذاری از طریق فروش در سال t-1. منبع داده: COMPUSTAT |
GPM |
فروش منهای هزینه کالاهای فروخته شده مقیاس گذاری شده از طریق فروش منبع داده: COMPUSTAT |
SalesVol |
انحراف استاندارد فروش بر روی پنجره رولی پنج ساله[22]،مقیاس گذاری شده از طریق فروش خالص منبع داده: COMPUSTAT |
OCF |
درامد عملیاتی پیش از استهلاک، منهای مالیات بر درامد مقیاس گذاری شده از طریق فروش خالص منبع داده: COMPUSTAT |
Tobin’s Q |
جمع ارزش بازاری حقوق صاحبان سهام [23]در یک صنعت فرضی که صنایع آن از طریق 49 دسته بندی صنایع فاما-فرنچ تعریف می شوند منبع داده: COMPUSTAT |
Ln(Mkval) |
لگاریتم طبیعی ارزش بازاری حقوق صاحبان سهام منبع داده: COMPUSTAT |
(Ln(At)) |
لگاریتم طبیعی کل دارایی ها منبع داده: COMPUSTAT |
MktShare |
نسبت فروش یک شرکت به کل فروشها در یک صنعت فرضی که صنایع آن از طریق 49 دسته بندی فاما- فرنچ تعریف می شود منبع داده: COMPUSTAT |
Distress |
یک متغیر شاخص برابر با یک برای یک شرکت دچار التهاب و در غیر اینصورت صفر. یک شرکت به صورت دارای التهاب تعریف می شود اگر دارای یک نسبت پوشش بهره[24] کمتر از یک برای دو سال متوالی یا کمتر از 0.8 در هر سال فرضی باشد منبع داده: COMPUSTAT |
Ln (CPI) |
لگاریتم طبیعی شاخص قیمت کالاهای مصرفی (CPI) در سال تولد مدیر عامل. بانک فدرال رزرو سنت لوئیس. https://fred.stlouisfed.org/series/FPCPITOTLZGUSA را برای جزئیات بیشتر ملاحظه نمایید. منبع داده: COMPUSTAT |
Last_year |
یک متغیر شاخص برابر با یک است اگر یک مدیر عامل در سال آخر خدمتش باشد و در غیر اینصورت صفر است. منبع داده: Execucomp |
Tenure3 |
یک متغیر شاخص برابر با یک است اگر یک مدیر عامل دارای یک حق تصدی برابر یا کمتر از سه سال باشد و در غیر اینصورت صفر است منبع داده: Execucomp |
پیوست د. سن مدیر تنظیم شده با صنعت و شرکت و میزان سرمایه در گردش عملیاتی خالص
جدول د.12، نتایج آزمون ها بر روی تاثیر سن مدیر عامل بر روی سرمایه در گردش عملیاتی خالص با استفاده از پروکسی های جایگزین برای سن مدیر عامل را ارائه می نماید. مدل های 1 و 2، نتایج رگرسیون را با استفاده از Ln(CEO_age) تنظیم شده صنعت به صورت پروکسی برای سن مدیر عامل ارائه می دهد. مدل 3 و 4، نتایج رگرسیون را با استفاده از Ln(CEO_age) تنظیم شده شرکت به صورت پروکسی برای سن مدیر عامل ارائه می دهد. کلیه متغیرهای مستقل برای یک دوره زمانی عقب می افتند. کل مدلها، تاثیرات صنعت و سال را کنترل می کنند که صنایع در آنها با استفاده از 49 دسته بندی فاما- فرانسته تعریف می شوند. آماره تی نیرومند ناهمگنی پراکنش دسته بندی شده در سطح شرکت در پرانتزها گزارش شده است. به پیوست الف برای توصیفات متغیر دقیق مراجعه نمایید. ***، ** و * بیانگر معناداری به ترتیب در 1%، 5% و 10% است.
[1] Chief executive officer مدیر اجرایی ارشد
[2] net operating working capital
[3] Propensity score
[4] Heteroscedasticity
[5] Gross profit margin
[6] operating cash flow
[7] این توضیح شبیه به یافته های ریدیک و وایتد (2009) است که تمایل به پس انداز پول نقد از گردش پول زمانی کاهش می یابد که شرکت ها، گردش های پول عملیاتی بیشتری را ایجاد می کنند. اثبات می کنند، گردش های پولی مثبت، بیانگر فرصت های سرمایه گذاری است.
[8] instrumental variable
[9] consumer price index
[10] Financial distress
[11] credit sales
[12] Inventory: موجودی کالا
[13] تحلیل پیرامون مولفه های WCR نشان می دهد، میزان موجودی کالا به طور معناداری در سن مدیر عامل افزایش می یابد در حالیکه میزان حساب های قابل پرداخت به طور معناداری در سن مدیر عامل کاهش می یابد. نتایج حاکی از این امر است، مدیر عاملان مسن تر مایل به حمل موجودی کالا بیشتر هستند، اما نسبت به استفاده از اعتبار تجاری برای تامین مالی خریدهای خود بی میل هستند که دال بر خط مشی مدیریت سرمایه در گردش محافظه کارانه تر است. به علاوه، همانطور که برای مدیر عاملان جوانتر، افزایش بودجه های خارجی از وام دهندگان مشکل تر است، اعتبار تجاری از سوی عرضه کنندگان، یک مسیر آسان را برای آنها به منظور ایجاد بودجه های لازم تامین می کند. به پیوست ب برای نتایج دقیق تر مراجعه نمایید.
[14] capital requirement
[15] باجینسکی و همکارانش (2018) امکانی را متذکر می شوند که ممکن است، مدیر عاملان جوان تازه استخدام شده از نگرانی های شغلی سطح پایینی به خاطر توانایی انتقاد از پیشینیان خود برای هرگونه پیامد منفی برخوردار باشند. پس از دوره اولیه، آنها از نگرانی های شغلی سطح بالایی برخوردار خواهند بود که آنگاه همانطور که به بازنشستگی نزدیک می شوند، این نگرانی ها کاهش می یابد. اما مدیر عاملان، پیش از بازنشستگی ممکن است، بار دیگر یک نگرانی حرفه ای سطح بالا را تجربه کنند. لذا، رابطه بین سن مدیرعامل و میزان نگرانی های شغلی او ممکن است برای مدیر عاملان جدید، پایین باشد برای مدیر عاملان جوان، بالا باشد و برای مدیر عاملان "غیرجوان" پایین باشد و برای مدیر عاملان در حال بازنشستگی بالا باشد یعنی یک رابطه غیر خطی وجود دارد.
[16] cutoff point
[17] non-singular: ناتکین
[18] Propensity score matching
[19] متون موجود، الگوریتم تطبیق نمره تمایل در مطالعات پیرامون وابستگی بین سن مدیر عامل و مخاطره آمیزی سیاست های شرکتی را بکار می گیرد (مثلا سرفلینگ، 2014؛ کلاین و یور، 2016).
[20] برای نمونه، علی و زانگ (2015) پی می برند، اغراق درامدها، در سالهای اولیه نسبت به سال های آخر خدمت مدیر عاملان بیشتر است و این رابطه با وجود نظارت خارجی و داخلی، کمتر نمایان می شود که نشان می دهد، مدیر عاملان جدید می کوشند، به طور مطلوبی روی ادراک بازار از توانایی هایشان در سالهای اولیه خدمت خود تاثیر بگذارند.
[21] equity portfolio
[22] rolling five-year window
[23] market value of equity
[24] interest coverage ratio
