ترجمه مقاله عدم قطعیت سیاست اقتصادی، حساسیت به هزینه های دولت
عدم قطعیت سیاست اقتصادی، حساسیت به هزینه های دولت و وجوه نقدی شرکت
از آنجاییکه شاخص BBD و وجوه نقدی شرکت از روند افزایشی در دوره نمونه پیروی می کنند، می توان به روابط جعلی بین این دو پرداخت. برای حل این مسئله، به بررسی رابطه بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت، مشروط به وابستگی شرکت به هزینه های دولت می پردازیم. بویژه، شرکتهایی که به هزینه های دولت وابسته می باشند، تحت تاثیر عدم قطعیت سیاست بوده و به وجوه نقدی بیشتر شرکت منجر می شوند. بنابراین ،عدم قطعیت سیاست تاثیر قوی بر سطح نقدینگی شرکتهایی دارد که متمایل به مولفه های عدم قطعیت سیاست همچون هزینه های دولت می باشند. در زمینه ارزیابی حساسیت صنعت به هزینه های دولت با نسبت فروش صنایع خریداری شده توسط دولت، از بئلو، گالا و لی (2013) با استفاده از داده های حسابهای ورودی- خروجی معیار ارائه شده توسط دفتر تجزیه و تحلیل (BEA) پیروی می کنیم. متغیر ساختگی حساسیت به هزینه های دولت را ایجاد می کنیم، اگر حساسیت صنعتی شرکت به هزینه های دولتی بالاتر از میانه نمونه باشد مقدار 1 و درغیراینصورت مقدار 0 خواهد بود. مدل وجوه نقدی شرکت را با استفاده از متغیر ساختگی حسایت به هزینه های دولتی و تعامل آن با عدم قطعیت سیاست اجرا کرده و نتایج را در ستونهای 2-1 جدول 3 گزارش می کنیم. ضرایب عدم قطعیت سیاست، مثبت و معنی دار می باشند، درحالیکه ضرایب عبارات تعاملی نیز، مثبت و معنی دار هستند و نشان می دهند که شرکتهایی با فروش حساس به هزینه های دولت، در طول دوره های عدم قطعیت بالای سیاست، ذخایر نقدی بالایی را حفظ می کنند.
در تحلیل دیگر، از داده های مربوط به قراردادهای دولتی استفاده می کنیم که از سال 2000 به بعد قابل دسترسی هستند. به خاطر مجموعه داده قرارداد دولتی بزرگ و فقدان شناسایی گرهای معین بین پیمانکاران دولتی و شرکتهای Compustat، از الگوریتم تطابق فازی (با استفاده از نرم افزار آماری SAS) و اسامی شرکتها برای تطابق پیمانکاران دولت با شرکتهای Compustat استفاده می کنیم. ما سپس متغیر ساختگی قرارداد دولتی را ایجاد می کنیم، که اگر فروش شرکت به دولت در سال معین بیش از 1میلیون دلار باشد، مقدار 1 و درغیر اینصورت مقدار 0 خواهد داشت. مدل وجوه نقدی شرکت که با متغیر ساختگی تقویت شده است، و تعامل آن را، با عدم قطعیت سیاست اجرا می کنیم و نتایج را در ستونهای 4-3 جدول 3 گزارش می کنیم. ضرایب عدم قطعیت سیاست، مثبت و معنی دار می باشند، درحالیکه ضریب عبارت تعاملی نیز در ستون 4 مثبت و معنی دار است و اثرات ثابت شرکت را کنترل می کند. این نتیجه نشان می دهد که شرکتهایی با فروش بیشتر به دولت، به هنگام افزایش عدم قطعیت سیاست، ذخایر نقدی را افزایش می دهند. شواهد نشان می دهند که عدم قطعیت سیاست اقتصادی دولت بر وجوه نقدی شرکت تاثیر می گذارد.
چون عدم قطعیت، ضدادواری می باشد، و درحالیکه شرکتها می توانند ذخایر نقدی بزرگی در حالات بد اقتادی حفظ کنند، می توان اظهار داشت که رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و ذخایر نقدی ناشی از ادواری بودن اقتصادی است. برای حل این مسئله، صنایع ضدادواری و ادواری مبتنی بر مقادیر انحلال دارایی را توسط ادواری بودن فروش شرکتها را شناسایی می کنیم (آلمیدا، کامپلو، 2007، شارپ 1994، شلفیر و ویشنی 1992). اگر رابطه بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت، ناشی از ادواری بودن کسب و کار باشد، انتظار داریم که نتایج برای صنایع ادواری نیز صدق کنند. ضرایب همبستگی بین فروش شرکت و تولید ناخالص ملی سالانه (GNP) در دوره نمونه، و محاسبه میانگین ضرایب همبستگی شرکتها در همان صنعت SIC دورقمی را برآورد می کنیم. اگر میانگین ضرایب همبستگی صنایع بالاتر از میانه نمونه باشد، ما صنایع را به زیرگروه های ادواری (ضدادواری) تقسیم می کنیم و سپس مدلهای وجوه نقدی شرکت را برای زیرگروه ها اجرا می کنیم. نتایج برآورد گزارشی در جدول 4 نشان می دهند که عدم قطعیت سیاست دارای تاثیر مثبت و معنی داری بر سطح وجوه نقدی شرکتها در هردو زیرگروه صنعتی می باشد و نشان می دهد که اثرات عدم قطعیت سیاست بر وجوه نقدی شرکت، فراتر از ادوری بودن کسب و کار بسط می یابند.
3.4 تحلیل های دیگر بر محرک های رابطه بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی
رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی می تواند ناشی از اقدامات احتیاطی شرکت و تاخیر در سرمایه گذاری باشد. برای تعیین رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت که ناشی از اهداف احتیاطی می باشند، در طول برگشت ناپذیری سرمایه گذاری شرکت به اجرای تحلیل مکمل می پردازیم. دلیل این است که، شرکتهایی با سرمایه گذاری برگشت ناپذیر در بین عدم قطعیت بالای سیاسی، به تاخیر در سرمایه گذاری می پردازند (گولن و یون، 2016، نگویان و فان 2017) و نشان می دهند که وجوه نقدی بالای این شرکتها، ناشی از تاخیر در سرمایه گذاری می باشند. از طرف دیگر، شرکتهایی با سرمایه گذاری برگشت ناپذیر کم یا بدون سرمایه گذاری، در طول دوره هایی با عدم قطعیت سیاست بالا، احتمال تاخیر کمی خواهند داشت، بنابراین رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکتها، انگیزه های اقدامات احتیاطی را نشان می دهند.
ما از دو نماینده متفاوت برای برگشت ناپذیری سرمایه گذاری استفاده می کنیم. نماینده اول، سرمایه بری است که، بصورت نسبت دارایی های ثابت خالص به ارزش دفتری دارایی ها محاسبه می شود. سطح بالای سرمایه بری، سطح بالای برگشت ناپذیری سرمایه گذاری را نشان می دهد (گولن و یون 2016). متغیرساختگی سرمایه گذاری برگشت ناپذیر بالایی ایجاد می کنیم، که اگر معیار ارزیابی سرمایه بری شرکت بالاتر از میانه نمونه در سال معین باشد، مقدار 1، و درغیراینصورت مقدار 0 خواهد بود. نمرات نقل و انتقال صنایع، را بعنوان نماینده دوم سرمایه گذاریهای برگشت ناپذیر با استفاده از اطلاعات جدول جریان سرمایه 1997 BEA اعمال می کنیم (کیم و کونگ 2013). جدول، اطلاعاتی درباره هزینه های سرمایه 123 صنعت، ذخیره شده در 180 گروه دارایی ارائه می دهد. نمره نقل و انتقال هر گروه دارایی، نسبت تعداد صنایع با استفاده از آن گروه دارایی می باشد. نمره نقل و انتقال صنایع، میانگین ارزش نمرات نقل و انتقال هر گروه دارایی می باشد که سرمایه های صنعتی، سهم آن در کل هزینه های سرمایه صنایع می باشد. نمره نقل و انتقال پایین صنایع، به معنی سطح بالای برگشت ناپذیری سرمایه گذاری می باشد. متغیر ساختگی نقل و انتقال پایینی ایجاد می کنیم که، اگر نمره نقل و انتقال صنایع شرکت کمتر از میانه نمونه باشد، مقدار 1 و در غیراینصورت نمره 0 خواهد داشت.
رگرسیون نمرات نقدی شرکت را اجرا می کنیم که شامل نماینده برگشت ناپذیری سرمایه گذاری و تعامل آنها با عدم قطعیت سیاست می باشد و نتایج را در جدول A.1 پیوست اینترنتی گزارش می کنیم. نتایج نشان می دهند که ضرایب عدم قطعیت سیاست مثبت و معنی دار بوده و اثرات مستقیم قوی، عدم قطعیت سیاست بر وجوه نقدی شرکت را نشان می دهند. ازطرف دیگر، ضریب تعامل بین عدم قطعیت سیاست و نماینده برگشت ناپذیری سرمایه گذاری در ستون 1 مثبت و معنی دار است و اثر غیرمستقیم ضعیف، عدم قطعیت سیاست بر وجوه نقدی از طریق تاخیر سرمایه گذاری را نشان می دهد.
جدول 4. عدم قطعیت سیاست، صنایع ادواری و ضدادواری، و وجوه نقدی شرکت
جدول 4 نتایج رگرسیون وجوه نقدی شرکت را برای نمونه های شرکت در صنایع ادواری و ضدادواری نشان می دهد. صنایع ادواری (ضدادواری) شامل صنایعی می باشد که دارای میانگین صنعتی ضرایب همبستگی بین فروش و GNP سالانه کمتر (بالاتر) از میانه نمونه می باشد. متغیر وابسته، نسبت وجوه نقدی به دارایی ها می باشد. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاستBBD ماهانه در سال معین می باشد. ستونهای 1 و 2، نتایج رگرسیون وجوه نقدی OLS را گزارش می کنند، درحالیکه ستونهای 3 و 4، نتایج رگرسیون وجوه نقدی را گزارش می کنند که اثرات ثبات شرکت را کنترل می کنند. کنترل رگرسیون متغیرهای دیگر در معادله 1 مشخص شده اند، ولی به خاطر خلاصه سازی، برآورد آنها متوقف شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
در تحلیل بعدی، به بررسی تاثیر محدودیت های مالی شرکت، بر رابطه بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت می پردازیم. از آنجاییکه شرکتهای محدود از نظر مالی، صندوق داخلی کافی برای تامین مالی سرمایه گذاری ندارند و به سرمایه خارجی نیز دسترسی ندارند، نمی توانند ذخایر نقدی را بدون عدم قطعیت افزایش دهند، مگراینکه برای اهداف اقدامات احتمالی باشد (هان و کویی، 2007، خیو و پایلز 2012). رگرسیون وجوه نقدی شرکت را برای زیرگروه های شرکت اجرا می کنیم که در معیارهای ارزیابی محدودیت های مالی ذخیره شده اند: رتبه بندی اعتبار بلندمدت S&P، اندازه شرکت، نسبت بازار به دفتر، شاخص Whited-Wu و شاخص اندازه- عمر. نتایج گزارشی در جدول 5، اثرات مثبت عدم قطعیت سیاست بر سطح وجوه نقدی هر دو زیرگروه را نشان می دهند و انگیزه اقدامات احتیاطی و تاخیر در سرمایه گذاری، رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت را نشان می دهند.
مشکلات دفاتر مدیریتی می توانند بر سطح وجوه نقدی تاثیر بگذارند و اگر رگرسیون ها نتوانند این مشکلات را کنترل کنند، محدود به رابطه بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی خواهند بود. ضمن کنترل مکانیسم های مدیریتی، رگرسیون های سطح نقدی را اجرا می کنیم که چشم انداز سرمایه گذار را ارزیابی می کند. شاخص GIX ارائه شده توسط گومپرز، ایشی و متریک (2003)، تعداد مقررات ضدتصاحب شرکت می باشد. شاخص BCF توسط ببچاک، کوهن و فیریل (2009) ارائه شده است و شاخص تداخل مدیریتی است که پذیرش شش مقررات ضدتصاحب مهم را ارزیابی می کند، از جمله هیئت های مرحله ای، شرایط فوق العاده برای ادغام کننده ها، شرایط فوق العاده برای اصلاحات منشور، حدود اصلاحات آئین نامه های سهامدار، اقدامات ضدتصاحب و چترنجات طلایی. مالکیت سازمانی بزرگتر (کوچکتر)، به حاکمیت بهتر (بدتر) شرکت اشاره دارد. شاخص GIM بزرگتر (کوچکتر) یا شاخص BCF، حاکمیت شرکت بدتر (بهتر) را نشان می دهد. دیتمار و ماهرت- اسمیت (2007) اظهارمی دارند که این مکانیسم های حاکمیت می توانند بر توانایی سرمایه گذاران جهت فشار مدیران به استفاده موثر از وجوه نقدی تاثیر بگذارند. نتایج برآوردی گزارش شده در جدول A.2 پیوست اینترنتی نشان می دهد که اثر مثبت عدم قطعیت سیاست بر وجوه نقدی شرکت، به کنترل معیارهای ارزیابی حاکمیت شرکت حساس نیست. در مشخصه جایگزین، تست را برای زیرگروه شرکتهای دسته بندی شده براساس معیارهای حاکمیت، نسبت به میانه نمونه آنها اجرا می کنیم، ولی نتایج آنها از نظر کیفی مشابه هستند.
جدول 5. عدم قطعیت سیاست، محدودیت های مالی و وجوه نقدی شرکت
جدول 5 نتایج رگرسیون های وجوه نقدی شرکت برای زیرنمونه شرکتهای محدود و نامحدود از نظر مالی را نشان می دهد. متغیر وابسته، نسبت وجوه نقدی به دارایی هاست. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاست BBD در سال معین می باشد. شرکتها براساس رتبه بندی اعتبار بلندمدت S&P ، اندازه شرکت، نسبت بازار به دفتر، شاخص Whited-Wu ، و شاخص اندازه- عمر دسته بندی می شوند. زیرگروه محدود FC از نظرمالی شامل شرکتهایی با رتبه بندی اعتباربلندمدت S&P، زیردرجه سرمایه گذاری، زیر میانه اندازه شرکت نمونه یا نسبت بازار به دفتر، بالای میانیه نمونه مقدار شاخص Whited-Wu، یا مقدار شاخص اندازه- عمر می باشد. ستونهای1 و 2 نتایج رگرسیون وجوه نقدی شرکتهای دسته بندی شده براساس رتبه بندی اعتبار را گزارش می کنند. ستونهای 3 و 4، نتایج رگرسیون وجوه نقدی شرکتهای دسته بندی شده براساس اندازه شرکت را گزارش می نمایند. ستونهای 5 و 6، نتایج رگرسیون وجوه نقدی شرکتهای دسته بندی شده براساس نسبت بازار به دفتر را گزارش می کنند. ستونهای 7و 8، نتایج رگرسیون وجوه نقدی شرکتهای دسته بندی شده براساس شاخص Whited-Wu را گزارش می نمایند. ستونهای 9 و 10، نتایج رگرسیون وجوه نقدی شرکتهای دسته بندی شده براساس شاخص اندازه- عمر را گزارش می نمایند. کنترل رگرسیون برای متغیرهای دیگر در معادله 1 شده است، ولی به خاطر خلاصه سازی، برآورد آنها متوقف شده است. متغیرها در پیوست A تعریف شده اند. آمار t مبتنی بر خطاهای استاندارد مقاوم دربرابر ناهم‌واریانسی خوشه بندی شده توسط شرکتها، داخل پرانتز گزارش شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
اگر شرکتها تامین مالی خارجی داشته باشند و از وجوه نقدی برای استفاده در عدم قطعیت سیاست استفاده کنند، که یک اقدام احتیاطی است، رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و سطح وجوه نقدی مشخص خواهد شد. از رگرسیونهای مسائل سهام خالص و بدهی خالص برای اندازه گیری اثرات عدم قطعیت سیاست بر تامین مالی خارجی استفاده کرده و نتایج را در پانل های A, B جدول A.3 پیوست اینترنتی گزارش می کنیم. متغیر وابسته پانل A، مسائل بدهی خالص می باشد که بصورت نسبت تغییر در کل بدهی ها به ارزش کلی دفتری دارایی ها محاسبه می شوند (هواکیمیان، هواکیمیان و تهرانیان 2004، لویس و تان 2016). متغیر وابسته پانل B، مسائل سهام خالص می باشد که بصورت نسبت نقدینگی خالص ناشی از صدور و بازخرید سهام به دارایی های دوره قبل برآورد می شود. نتایج هردو پانل نشان می دهند که شرکتها تامین مالی خارجی خود را درطول دوره های عدم قطعیت سیاست بالا کاهش می دهند. این شواهد همسو با هزینه های مالی خارجی بالا در بین عدم قطعیت ثبت شده توسط گیلکریست و همکارانش (201) می باشند.
شرکتها می توانند به هنگامیکه عدم قطعیت بالا است از وجوه نقدی مانده استفاده کنند و در صورت نیاز، بعدها برای افزایش وجوه، به بازار مالی خارجی دسترسی داشته باشند. با این حال، عدم قطعیت سیاست موقت بوده وبه هنگام افزایش وجوه خارجی، شرکتها متحمل هزینه مبادلات شده و ابتدا پرداخت های خود را انجام داده و سپس به افزای وجوه خارجی می پردازند. اثر عدم قطعیت سیاسی بر کل پرداخت را بررسی کرده و نتایج را در جدول A.4 پیوست اینترنتی گزارش می کنیم. ما دریافتیم که شرکتها پرداختها را در طول دوره های با عدم قطعیت بالا کاهش می دهند و از انگیزه اقدامات احتمالی برای وجوه نقد حمایت بیشتری می کنند.
خلاصه اینکه، برای رابطه بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت به بررسی توضیحات جایگزین پرداخته و انگیزه های احتیاطی و تاخیر در سرمایه گذاری را بعنوان توضیح عملی رابطه مثبت بین این دو بدست می آوریم.
5. بررسی دقت و تحلیل بیشتر
1.5 رگرسیون متغیر ابزار (IV)
عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت می توانند با متغیرهای غیرقابل مشاهده همچون فرصتهای سرمایه گذاری همبستگی داشته باشند، و این نشان می دهد که مدل رگرسیون وجوه نقدی ما می تواند در معرض سوگیری متغیرحذف شده، یعنی منبع درونزایی باشد. از مدل رگرسیون IV برای بررسی این مسئله درونزا استفاده می کنیم. بویژه، از معیار ارزیابی قطبش اختصاصی پیشنهادی توسط مک کارتی، پوول و رزنتال (1997(، پوول و رزنتال (2000) و گولن و یون (2016)بعنوان ابزار عدم قطعیت سیاست استفاده می کنیم. این معیار ارزیابی به ردیابی موقعیت ایدئولوژیکی قانونگذاران در طول زمان می پردازد. مک کارتی (2004) اظهار می دارد که قطبش اختصاصی، مانع قانونگذاری شده و به تغییر در سیاست منجر می گردد. قطبش سیاسی ابزار معتبری در تحلیل ماست، چون رابطه مستقیمی با عدم قطعیت سیاست دارد، ولی هیچ دلیل آشکاری برای این وجود ندارد که تاثیر مستقیم بر سطح و ارزش وجوه نقدی دارد.
نتایج سطح رگرسیون IV نقدی را در جدول 6 گزارش می کنیم. ستونهای 1 و 2 اثرات ثابت شرکت را کنترل نمی کنند، ولی ستونهای 3 و 4 کنترل می کنند. نتایج مرحله اول مدل رگرسیون IV گزارشی در ستونهای 1 و 3 جدول 6 نشان می دهند که ضرایب ابزار در سطح 1% مثبت و معنی دار بوده (0.496 و 0.690) و ارتباط آن را تایید می کنند. آمار آزمون درونزایی وو- هاسمن، موید مسئله درونزایی ما می باشند. آمار آزمون تحت شناسایی کلیبرگن- پاپ و آمار آژمون شناسایی ضعیف کراگ- دونالد نشان می دهند که ابزار انتخاب ما، مربوط می باشد. نتایج رگرسیون پیامد گزارشی در ستونهای 2 و 4 جدول 6 نشان می دهند که ضرایب PU ابزاری مثبت و معنی دار می باشند (0.458 و 0.195) و این نشان می دهد که یافته های ما برای تصحیح درونزا، دقیق می باشند.
جدول 6. عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت- رگرسیون IV
جدول 6 نتایج رگرسیون IV دومرحله ای وجوه نقدی را گزارش می کند. متغیر پیامد، نسبت نقدینگی به دارایی است. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاست BBD ماهانه می باشد. قطبش معیار ارزیابی قطبش سیاسی مجلس سنای آمریکا است که بعنوان ابزار عدم قطعیت سیاست استفاده می شود. اندازه، بصورت لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی می باشد. نسبت ارزش بازار به دفتر، بصورت ارزش بازاری دارایی ها، تقسیم بر ارزش دفتری دارایی تعریف می شود. اهرم، نسبت ارزش دفتری بدهی به ارزش دفتری دارایی هاست. متغیرهای دیگر در پیوست A تعریف شده اند. آمار t مبتنی بر خطاهای استاندارد مقاوم دربرابر ناهم‌واریانسی خوشه بندی شده توسط شرکتها، داخل پرانتز گزارش شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
2.5 کنترل انواع دیگر عدم قطعیت
شاخص BBD به اثرات عدم قطعیت اقتصادی عمومی می پردازد و یافته های رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی را ترکیب می کند. با کنترل چندین نماینده عدم قطعیت پیشنهاتی توسط بلوم (2009) در رگرسیون خود، به این مسئله می پردازیم. ابتدا به محاسبه انحراف معیار استاندارد سالانه رشد سود شرکت بعنوان نماینده تغییرات سودآوری آینده می پردازیم که رشد سود شرکت بصورت نسبت تغییر در درامد خالص، به میانگین فروش اندازه گیری می شود. دوما، عدم قطعیت بازارهای سهام را کنترل می کنیم که با انحراف معیار استاندارد سود سهام ماهانه و سهام Chicago Board Options Exchange's VXO نشان داده می شود. سوما از داده های پیش بینی GDP نظرسنجی Philadelphia Federal Reserve's Livingston برای محاسبه ضریب تغییر پیش بینی GDP بعنوان نماینده عدم قطعیت رشد اقتصادی مورد انتظار استفاده می کنیم. در نهایت، معیار ارزیابی جایگزین عدم قطعیت کلان اقتصادی را که توسط جورادو و همکارانش (2015) پیشنهاد شده است، کنترل می کنیم. مدل وجوه نقدی شرکت را با این پنج نماینده عدم قطعیت اقتصادی تایید می کنیم، ولی یافته ما از نظر کیفیت تغییری نکرده است (به خاطر خلاصه سازی، نتایج گزارش نشده اند، ولی قابل دسترسی هستند).
برای کاهش نگرانی درباره ناسازگاری بین عدم قطعیت سیاست و عدم قطعیت اقتصادی، از مدل رگرسیون دو مرحله برای جداسازی اثرات عدم قطعیت سیاست اقتصادی از عدم قطعیت اقتصادی استفاده می کنیم. درمرحله اول، رگرسیون شاخص BBD پنج متغیر عدم قطعیت اقتصادی را بدست می آوریم. سپس مدل وجوه نقدی را با استفاده از باقیمانده، بعنوان نماینده عدم قطعیت سیاست اجرا می کنیم. نتایج گزارشی در جدول A.5 پیوست اینترنتی نشان می دهند که یافته های ما صحیح می باشند.
شاخص BBD احتمالا دارای عدم قطعیت اقتصادی و غیرسیاست همچون تغییر بازار کار، عدم قطعیت ارز یا شوک نفتی باشد که بر سطح نقدینگی تاثیر دارد. این امکان، به مسئله خطای ارزیابی اشاره دارد که باعث انحراف در برآورد مدل می شود. باید توجه کرد که اقتصاد کانادا و آمریکا رابطه نزدیکی بهم داشته و شوک موثر بر عدم قطعیت اقتصادی در آمریکا، بر عدم قطعیت اقتصادی کانادا تاثیر می گذارد. بنابراین، برای حل مشکل خطای ارزیابی، به هنگام برآورد شاخص مبتنی بر اخبار BBD آمریکا بعنوان تابع شاخص مبتنی بر اخبار BBD کانادا و دیگر متغیرهای کلان اقتصادی، از گولن و یون (2016) پیروی می کنیم و سپس از باقیمانده رگرسیون، بعنوان نماینده عدم قطعیت سیاست در مدل وجوه نقدی استفاده می کنیم. باقیمانده ها بر عدم قطعیت اقتصادی آمریکا و کانادا و دیگر عوامل کلان اقتصادی موجود در مدل متعامد می باشند. سطح مدل نقدینگی را با استفاده از RPU به جای شاخص BBD برآورد کرده و نتایج را در جدول A.6 پیوست اینترنتی گزارش می کنیم. نتایج نشان می دهند که یافته های ما برای تصحیح خطای اندازه گیری دقیق می باشند.
تحقیق قبلی نشان می دهد، عدم قطعیت سیاست، که رابطه مثبتی با انتخابات کشوری دارد، بر سیاست شرکت و قیمت دارایی تاثیر می گذارد. بیلاکوسکی، گوستچالک و ویسنوسکی (2008) و بوتچکوا، دوشی، دورنف و مولچانف (2011) گزارش می کنند که شرکتهای فعال در صنایع مرتبط از نظر سیاست، در طول دوره های انتخاب ریاست جمهوری نوسان سود سهام بالایی را تجربه می کنند. کِلی، پاستور و ورونسی (2016) دریافتند که عدم قطعیت سیاست در بازار سهام قیمت گذاری می شود. جولیو و یوک (2012) اثر منفی انتخابات ریاست جمهوری بر سرمایه گذاریهارا تایید کردند. زوو، چن، زوو و چان (2016)، رابطه مثبتی بین عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت برای شرکتهای چینی گزارش می کنند. برای رد این امکان، که عدم قطعیت سیاست، اثرات عدم قطعیت سیاست را بهبود می بخشد، با تقویت مدل وجوه نقدی، عدم قطعیت سیاست را کنترل می کنیم و برای سال انتخاب ریاست جمهوری در طول دوره نمونه گیری عدد 1 و برای موارد دیگر عدد 0 را می دهیم. نتایج برآورد گزارشی در جدول 7 نشان می دهد که نتایج ما برای کنترل عدم قطعیت سیاست دقیق می باشند.
جدول 7. عدم قطعیت سیاست و وجوه نقدی شرکت- کنترل عدم قطعیت سیاسی
جدول 7 نتایج رگرسیون وجوه نقدی را گزارش می کند. متغیر وابسته، نسبت نقدینگی به دارایی است. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاست BBD در سال می باشد. عدم قطعیت سیاست متغیر ساختگی می باشد، که برای سال انتخابات ریاست جمهوری در دوره نمونه مقدار آن 1 و درغیراینصورت 0 می باشد. مدلهای رگرسیون شامل دیگر متغیرهای کنترل مشخص شده در معادله 1 می باشند ولی به خاطر خلاصه سازی، برآورد آنها متوقف شده است. آمار t مبتنی بر خطاهای استاندارد مقاوم دربرابر ناهم‌واریانسی خوشه بندی شده توسط شرکتها، داخل پرانتز گزارش شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
ترجمه مقاله عدم قطعیت سیاست اقتصادی و چسبندگی هزینه
3.5 تحلیل های بیشتر
در بررسی دقیق، رگرسیون وجوه نقدی را با متغیروابسته ای اجرا می کنیم، که نسبت سرمایه گذاری نقدی و کوتاه مدت به مقدار دفتری دارایی ها می باشد (یعنی موارد Compustat CHE/AT) می باشد. نتایج رگرسیون گزارش شده در جدول A.7 پیوست اینترنت نشان می دهد که یافته های ما نسبت به این معیار ارزیابی جایگزین وجوه نقدی شرکت دقیق می باشند.
ما قبلا اظهار داشتیم که عدم قطعیت سیاست، محدودیت های مالی شرکت را تشدید می کند، و به افزایش وجوه نقدی احتمالی منجر می شود. در تحلیل غیرگزارشی، به بررسی رابطه بین عدم قطعیت سیاست و هزینه های بدهی و سررسید بدهی می پردازیم. ما دریافتیم که عدم قطعیت سیاست با سررسید بدهی رابطه منفی داشته و با هزینه بدهی رابطه مثبت دارد. بعلاوه، شرایط بدهی سنگین، بر شرکتهای محدود از نظر مالی متمرکز است (یعنی شرکتهایی با رتبه بندی اعتبار پایین یا بدون رتبه بندی) که همسو با یافته های گزارشی توسط تران و فان (2018) می باشد. این شواهد، موید رابطه مثبت بین عدم قطعیت سیاست و محدودیت های مالی می باشند.
شاخص BBD براساس سه مولفه می باشد: عدم قطعیت مبتنی بر اخبار، عدم قطعیت انقضاء قوانین مالیاتی در آینده، و عدم توافق بین سیاست مالی و پولی. برای اندازه گیری اثرات مولفه ها بر وجوه نقدی شرکت، رگرسیون سطح نقدینگی را با مولفه عدم قطعیت سیاست اجرا کرده و نتایج را در جدول A.8 پیوست اینترنتی ارائه می دهیم. نتایج نشان می دهند که مولفه های عدم قطعیت مربوط به مالیات و مبتنی بر اخبار، بر وجوه نقدی شرکت تاثیر مثبت و معنی دار دارندولی عدم قطعیت سیاست پولی و مالی، بر وجوه نقدی شرکت تاثیر معنی دار ندارند. این نتیجه همسو با یافته های گولن و یون (2016) و نگویان و فان (2017) برای سرمایه گذاری شرکت می باشد.
از آنجاییکه اکثریت داده های حسابداری بطور سالانه قابل دسترسی هستند، از داده های سالانه در تحلیل خود استفاده می کنیم. با این حال، برای بررسی دقت نتایج خود، متغیرها را با استفاده از داده های فصلی بازسازی کرده و تحلیل ها را با این متغیرهای تازه ایجاد شده اجرا می کنیم. برای متغیرهایی که داده های فصلی آنها غیرقابل دسترسی هستند، از داده های سالانه آنها استفاده می کنیم. عدم قطعیت سیاست، بصورت لگاریتم طبیعی میانگین مقدار شاخص ماهانه BBDفصل قبل ارزیابی می شود. نتایج مدل سطح نقدی گزارش شده در جدول A.9 پیوست اینترنت نشان می دهد که ضرایب عدم قطعیت سیاس، همگی مثبت بوده (از 0.081 تا 0.120) و در سطح 1% معنی دار می باشند، و این نشان می دهد که اثر مثبت عدم قطعیت سیاست بر وجوه نقدی شرکت برای داده های فصلی دقیق می باشد.
از آنجاییکه نمونه ما شامل تمام شرکتهای دانشگاه می باشد (باستثناء شرکتهای موجود در صنایع مالی و تاسیسات)، چندین شرکت کوچک وجود دارد که به عدم قطعیت سیاست حساس می باشند. برای حل این مشکل که با ورود شرکتهای کوچک در نمونه، نتایج می توانند سوگیری داشته باشند، شرکتهایی با ارزش دفتری دارایی کمتر از 100میلیون دلار، 500میلیون دلار یا 1 میلیاد دلار را حذف کرده و رگرسیون سطح نقدینگی را اجرا می کنیم. مادریافتیم که نتایج ما به این فیلترها حساس نیستند.
فرسارد (2010) رابطه مثبتی بین وجوه نقدی شرکت و بازده سهم بازار آینده در مقابل رقبای صنعتی نشان داده و بیان داشتند، زمانیکه شرکتهای رقیب با محدودیت مالی مواجه شدند و به صنایع رقابتی تعلق داشته باشند، این اثر قوی تر می شود. به میزانی که عدم قطعیت سیاست، محدودیت مالی را شدت می بخشد، شرکتها نسبت به از دست دادن سهم بازار در مقابل رقبای غنی از نظر نقدینگی نگرن می شوند، و این نیز آنها را به حفظ ذخایر نقدی بیشتر ترغیب می کند.
برای بررسی تاثیر عدم قطعیت سیاست بر سطح نقدینگی رقبای صنعتی، از شاخص Herfndahl-Hirschman (HHI) بعنوان نماینده رقبای صنعتی استفاده می کنیم. HHI بصورت جمع مجذورات سهام بازار شرکتهای موجود در صنایعی با کد SIC 3رقمی محاسبه می شود، که در آن سهم بازار بصورت نسبت فروش شرکت به جمع فروش صنایع تعریف می شود. با استفاده از کل درصد سهم بازار برای محاسبه، دامنه HHI از 0 تا 10.000 می باشد؛ مقدار HHI پایین (بالا)، رقبای صنعتی بالا (پایین) را نشان می دهد.
جدول 8. عدم قطعیت سیاست، رقابت صنایع و وجوه نقدی شرکت
جدول 8 نتایج رگرسیون وجوه نقدی را گزارش می کند. متغیر وابسته، نسبت نقدینگی به دارایی است. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاست BBD در سال می باشد. متغیر ساختگی صنایع، متغیر شاخصی است که برای صنایعی با شاخص HHI مقدار کمتر از 1500 و درغیراینصورت 0 خواهد بود. مدلهای رگرسیون شامل دیگر متغیرهای کنترل مشخص شده در معادله 1 می باشند ولی به خاطر خلاصه سازی، برآورد آنها متوقف شده است. آمار t مبتنی بر خطاهای استاندارد مقاوم دربرابر ناهم‌واریانسی خوشه بندی شده توسط شرکتها، داخل پرانتز گزارش شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
جدول 9. عدم قطعیت سیاست، فرصتهای رشد و وجوه نقدی شرکت
جدول 9 نتایج رگرسیون وجوه نقدی شرکتهای دسته بندی شده براساس فرصتهای رشد را گزارش می کند. متغیر وابسته، نسبت نقدینگی به دارایی است. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاست BBD در سال می باشد. اگر نسبت بازار به دفتر نمونه بالا باشد، شرکتها به زیرگروه فرصتهای رشد بالا نسبت داده می شوند. شرکتهای زیرگروه با فرصتهای رشد پایین، شامل شرکتهایی است که دارای نسبت بازار به دفتر پایین در پایین نمونه می باشند. کنترل رگرسیونها برای متغیرهای دیگر در معادله 1 مشخص شده است، ولی به خاطر خلاصه سازی، برآورد آنها متوقف شده است. متغیرها در پیوست A تعریف شده اند. آمار t مبتنی بر خطاهای استاندارد مقاوم دربرابر ناهم‌واریانسی خوشه بندی شده توسط شرکتها، داخل پرانتز گزارش شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
جدول 10. عدم قطعیت سیاست و خطوط اعتبار
جدول 10 نتایج رگرسیون خط اعتباری را گزارش می کند. متغیر وابسته، در ستون های 3-1 خط اعتباری است که بصورت نسبت اعتبار گردان برداشت نشده به جمع نقدینگی و اعتبار گردان برداشت نشده محاسبه می شود. داده های اعتباری گردان برداشت نشده در ستون 4، متغیر ساخگتی اعتبار خطی است و متغیر شاخصی است که مساوی 1 برای شرکتهایی با خطوط اعتباری مثبت در نمونه تصادفی از 300 شرکت Compustat ارائه شده توسط سوفی (2009) می باشد، و درغیراینصور 0 است. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاست BBD در سال می باشد. متغیرهای در پیوست A تعریف شده اند. آمار t مبتنی بر خطاهای استاندارد مقاوم دربرابر ناهم‌واریانسی خوشه بندی شده توسط شرکتها، داخل پرانتز گزارش شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
سپس متغیر ساختگی صنایع رقیب رایجاد می کنیم، اگر مقدار HHI صنایع کمتر از 1500 در سال معین باشد، مقدار آن 1 و درغیراینصورت 0 خواهد بود. سطح رگرسیون نقدینگی تکمیلی با متغیرساختگی صنایع رقیب و تعامل آن با عدم قطعی سیاست را مجددا برآورد می کنیم. همسو با پیش بینی های ما، نتایج گزارشی در جدول 8 نشان می دهند که اثر مثبت عدم قطعیت سیاست بر سطح نقدینگی، برای شرکتهای موجود در صنایع رقیب قابل توجه تر است.
در تحلیل دیگر، رگرسیون وجوه نقدی خود را برای نمونه های با رشد کم و بیشتر مجددا برآورد می کنیم. ما شرکتها را به زیرگروه های با رشد کم و بیشتر، براساس نسبت بازار به دفتر آنها دسته بندی می کنیم که نشان دهنده فرصتهای رشد است. اگر نسبت بازار به دفتر شرکتهای نمونه بالا (پایین) باشد، شرکتها به زیرگروه با فرصت رشد بالا (پایین) تقسیم می شوند. نتایج گزارشی در جدول 9 نشان می دهند که ضرایب عدم قطعیت سیاست در سطح 1% برای هردو زیرگروه مثبت و معنی دار بوده و این نشان می دهد که عدم قطعیت سیاست به افزایش وجوه نقدی شرکتهای با رشد بالا و پایین منجر می گردد.
اسناد تحقیق قبلی نشان می دهند شرکتهایی که با ریسک نقدینگی بالا مواجه می شوند، وجه نقدی را به خطوط اعتباری ترجیح می دهند (اکاریا، المیدا و کامپلو 2013، اکاریا، المیدا، ایپولیتو و پرز 2014). به همان اندازه که عدم قطعیت شرکت، ریسک نقدینگی شرکت را افزایش می دهد، ضمن افزایش ذخایر نقدی، خطوط اعتبار شرکت را کاهش می دهد. ما به بررسی رابطه بین عدم قطعیت سیاست و خطوط اعتباری شرکت پرداخته و نتایج را در جدول 10 گزارش می دهیم. بدنبال اکاریا و همکارانش (2014)، از داده های پایگاه داده IQ سرمایه برای ساخت متغیر خطوط اعتباری، بصورت نسبت اعتبار گردان برداشت نشده، به جمع اعتبار گردان برداشت نشده و نقدی استفاده می کنیم. نتایج برآورد، رابطه منفی بین عدم قطعیت سیاست و خطوط اعتباری شرکت در ستونها 3-1 را نشان میدهد. در تحلیل مکمل، به اجرای مجدد رگرسیون خطوط اعتباری با استفاده از داده های نمونه تصادفی متشکل از 300 شرکت Compustat ارائه شده توسط سوفی و همکارانش می پردازیم که ارکیا و همکارانش (2014) نیزدر تحلیل خود از آن استفاده کردند. متغیر وابسته، متغیر ساختگی خط اعتباری است که شاخص معادل 1 برای شرکتهایی با خطوط اعتباری مثبت و درغیراینصورت 0 می باشد. نتایج برآوردشده گزارشی در ستون 4 نشان می دهد که عدم قطعیت سیاست، رابطه منفی با خطوط اعتباری شرکت دارد. این شواهد، موید این بحث هستند که شرکتها وجوه نقدی را با هدف اقدامات احتیاطی افزایش می دهند.
بررسی نحوه اثرگذاری شوک های پولی بر رشد بخش کشاورزی
جدول 3 نتایج رگرسیون وجوه نقدی را گزارش می کند. متغیر وابسته، نسبت نقدینگی به دارایی است. PU میانگین شاخص عدم قطعیت سیاست BBD در سال معین می باشد. اندازه، بصورت لگاریتم طبیعی ارزش دفتری دارایی می باشد. حساسیت به متغیر ساختگی هزینه های دولت، متغیر شاخصی می باشد، که اگر حساسیت صنعتی شرکت به هزینه های دولت بالاتر از میانگین نمونه باشد، مقدار 1و درغیر اینصورت 0 خواهد بود. متغیر ساختگی قرارداد دولت، متغیر شاخصی می باشد که برای شرکتهایی با فروش بیش از 1 میلیون دلار در سال معین، مساوی 1 و در غیراینصورت 0 خواهد بود. حساسیت به هزینه های دولت به وسیله نسبت فروش صنایع خریداری شده توسط دولت، اندازه گیری می شود. کنترل رگرسیون متغیرهای دیگر در معادله 1 مشخص شده اند، ولی به خاطر خلاصه سازی، برآورد آنها متوقف شده اند. آمار t مبتنی بر خطاهای استاندارد مقاوم دربرابر ناهم‌واریانسی خوشه بندی شده توسط شرکتها، داخل پرانتز گزارش شده اند. نمادهای ***، **، * معنی داری در سطح 1%، 5% و 10% را نشان می دهند.
