بررسی پیامدهای سیاست سود تقسیمی رو به رشد در شرایط محدودیت مالی و موقعیت رقابتی

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانشیار مالی، گروه حسابداری، دانشگاه پیام نور، رشت، ایران

2 کارشناس ارشد، حسابداری ، دانشگاه آزاد اسلامی- واحد رشت

چکیده

هدف پژوهش حاضر، بررسی پیامدهای سیاست افزایش سود تقسیمی در شرایط محدودیت مالی و با توجه به موقعیت رقابتی شرکت‌ها است. نمونۀ آماری پژوهش شامل 145 شرکت است که در دورۀ زمانی 1389 تا 1393 از بین شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران انتخاب و آزمون فرضیه‌ها نیز به کمک داده‌های تلفیقی و روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته و روش گشتاورهای تعمیم‌یافته انجام شده است. یافته‌های پژوهش نشان می دهد واکنش بازار سرمایه (شامل بازده غیرعادی و گردش معاملات) به افزایش سود تقسیمی در شرکت‌هایی با محدودیت مالی نسبت به شرکت‌های بدون محدودیت مالی، ضعیف تر است. همچنین کاهش تمرکز و درنتیجه، افزایش رقابت در فروش محصولات در شرکت هایی با محدودیت مالی، باعث تضعیف بیشتر واکنش بازار به خبر افزایش سود تقسیمی می شود.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Increasing Dividend Policy Outcomes in Terms of Financial Constraints and Competition

نویسندگان [English]

  • mehdi meshki miavaghi 1
  • fatemeh sarfehjoo 2
1 Associate Professor, Payame Noor University, Rasht, Iran
2 M.S in Accounting, Azad University, Rasht, Iran
چکیده [English]

The main purpose of this study is to investigate the consequences of the growing dividend policy in terms of financial constraints and conpetition. The investigation covers five years 2010-2014 and the sample consists of 145 listed companies in Tehran’s Stock Exchange. The dynamic analysis is conducted using a combination of the GMM approach and instrumental variables to check for endogeneity in variables. According to the results, the reaction of the capital market and stock turnover of companies after increasing dividend in firms with financial constraints, compared with firms without financial constraints, is weaker. This is especially the case for constrained firms that are in more competitive industries.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Dividend Policy
  • Financing constraints
  • Reaction of the capital market
  • Competition

مقدمه

 

از آنجا که تقسیم سود نقدی، نشان‌دهندۀ خروج وجه نقد از شرکت است؛ هر چه وضعیت نقدینگی شرکت بهتر باشد، امکان پرداخت سودهای بیشتری نیز وجود خواهد داشت. برای پرداخت سود سهام، کسب سود به‌تنهایی کافی نیست و اصولاً وجود نقدینگی کافی، شرط اصلی محسوب می شود. براساس این، شرکت های در حال توسعه و سودآور، به‌لحاظ نیاز به سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت، ممکن است نقدینگی لازم را برای تقسیم سود نداشته باشند. مشکل نقدینگی باعث می‌شود برخی شرکت‌ها به کاهش سود تقسیمی خود اقدام ‌ و یا برای تداوم سیاست پرداخت سود ثابت خود، از بانک‌ها و مؤسسات تأمین مالی ‌استقراض کنند تا بدین‌ترتیب، سهامداران، کاهش سود تقسیمی شرکت را به معنای ناتوانی در کسب سود تلقی نکنند. با وجود این، استفاده از تأمین مالی خارجی نیز ممکن است تابع شرایطی باشد که شرکت‌ها را در زمان و مقدار استفاده از این نوع منابع با محدودیت مواجه کند]13، 2[.

محدودیت در تأمین منابع مالی باعث ازدست‌رفتن فرصت‌های سرمایه‌گذاری‌ برای شرکت‌هایی می‌شود که در صنایع رقابتی فعالیت می‌کنند. این در حالی است که ممکن است رقبا به‌سرعت از چنین فرصت‌هایی استفاده کنند و این امر باعث کاهش توانایی رقابت در بازار محصول و به‌تدریج به خروج شرکت از بازار منجر می‌شود. در شرایطی که شرکت با محدودیت مالی روبه‌رو است، اتخاذ تصمیم نسبت به افزایش سود تقسیمی، مسائل ناشی از محدودیت مالی را تشدید می‌کند؛ زیرا چنین تصمیم‌هایی باعث خروج منابع داخلی موجود از شرکت می‌شود که برای استفاده از فرصت‌های سرمایه‌گذاری در یک بازار رقابتی، حیاتی است. جنسن[1] (1986) و استفنز و ویس باخ[2] (1998) دریافتند تبعیت از سیاست پرداخت سود نقدی ثابت در شرکت‌هایی که محدودیت مالی دارند، به افزایش اهرم مالی و کاهش نقدینگی شرکت  منجر می‌شود. برای این دسته از شرکت ها، کاهش نقدینگی به کاهش حجم سرمایه‌گذاری در بازار محصول و در‌نهایت، به کاهش توان رقابت منجر می‌شود [9].

یکی از مواردی که پژوهشگران دربارۀ آن به اجماع نظر نسبی رسیده‌اند، این است که اعلام تغییرات در سود تقسیمی دربردارندۀ اطلاعات و علائمی برای بازار سرمایه است و به‌طور بالقوه به واکنش حجم معاملات و نیز قیمت سهام منجر می‌شود. این مفهوم در مبانی مالی در قالب نظریۀ علامت‌دهی مطرح شده است و براساس سه رویۀ کلی مدّنظر قرار گرفته است: 1- روند افزایشی سود تقسیمی؛ 2- روند کاهشی سود تقسیمی و 3- ایجادنکردن تغییرات زیاد و کلی در تقسیم سود. هر یک از سیاست‌های تقسیم سود مذکور ممکن است دربردارندۀ اخبار و علامت خاصی برای سرمایه‌گذران و فعالان بازار سرمایه ‌باشد  [17]. آهارونی و سوآری[3] (1980) معتقدند همانگونه که جریان وجوه نقد در درون یک شرکت برای ارزیابی توان و وضعیت نقدینگی آن، اهمیت بسیار زیادی دارد، طبیعتاً سود سهام نقدی هر سهم نیز برای دارندۀ سهام به‌عنوان یکی از منابع ایجاد نقدینگی افراد، اهمیت ویژه‌ای دارد [1]. جدای از این مسأله، سود سهام نقدی هر سهم به نوعی حاوی پیام خاص خود به بازار است. این پدیده در مبانی مالی با عنوان «اثر پیام‌رسانی» یا «اثر محتوای اطلاعاتی» شناخته می‌شود. براساس این مفهوم، شرکت‌ها صرفاً زمانی سود سهام نقدی خود را افزایش می‌دهند که انتظار افزایش سودهای آینده را داشته باشند، در غیر این صورت سود سهام نقدی افزایش داده‌شده باید به سطح اولیه خود کاهش یابد؛ بنابراین افزایش سود سهام نقدی حامل پیامی برای بازار است مبنی بر این که انتظار می‌رود عملکرد شرکت بهبود یابد [4 ،5].

با توجه به مباحث فوق، به نظر می‌رسد واکنش مثبت یا منفی بازار به سیاست‌های تقسیم سود واحدهای اقتصادی و نیز شدت چنین واکنشی، تا حد زیادی به وضعیت منابع اقتصادی و یا به عبارتی، سطح محدودیت‌های مالی بستگی دارد که ممکن است در شرکت‌های مختلف، ابعاد متفاوتی داشته باشد. براساس این، می توان ادعا کرد سیاست‌های تقسیم سود در شرکت‌هایی با محدودیت مالی نسبت به سایر شرکت‌ها، اهمیت بیشتری دارد و این اهمیت ناشی از هزینه‌های بالقوه‌ای است که ممکن است در اثر اتخاذ سیاست‌های مختلف تقسیم سود به شرکت‌ها تحمیل شود. همچنین به نظر می رسد میزان رقابت حاکم بر فعالیت شرکت‌های مختلف و ضرورت حفظ منابع نقدی برای امکان حضور فعال در چنین فضاهای رقابتی، خود عامل تأثیرگذار در سیاست های تقسیم سود باشد؛ بنابراین، مسألۀ اصلی پژوهش، پاسخ به این پرسش است که محدودیت های مالی و وجود شرایط رقابتی چه اثری در واکنش بازار به سیاست‌های تقسیم سود می‌تواند داشته باشد. براساس این، هدف پژوهش حاضر، بررسی پیامدهای ناشی از اعمال سیاست‌های تقسیم سود افزایشی با فرض وجود محدودیت مالی و شرایط رقابتی و بررسی اثر چنین سیاست‌هایی در واکنش بازار (بازده غیرعادی و گردش معاملات) است. بررسی مزبور با استفاده از دو روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته برآوردی (EGLS) و روش گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) انجام شده است. توجه به نقش شرایط رقابتی و محدودیت‌های مالی در رابطۀ سیاست‌های تقسیم سود و واکنش بازار و استفاده از روش پیشرفتۀ گشتاورهای تعمیم‌یافته به‌لحاظ استفاده از الگوهای خودرگرسیونی، از وجوه تمایز اصلی پژوهش حاضر با پژوهش‌های مشابه قبلی است.

 

مبانی نظری

به اعتقاد وایتد و وو[4] (2006) مدیران، انگیزه‌های متفاوتی در سیاست‌های تقسیم سود و علامت‌دهی ناشی از آن دنبال می‌کنند. آنها نشان دادند اگر شرکت قصد افزایش سرمایه در دوره‌های آینده داشته باشد، به اتخاذ روند افزایشی در میزان سود تقسیمی اقدام می‌کند [21]. این در حالی است که افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های دارای محدودیت مالی بسیار زیان‌آور است؛ زیرا چنین سیاستی در قبال سود تقسیمی باعث تشدید کمبود منابع نقدی و یا افزایش سطح بدهی می‌شودکه هزینه‌های تأمین مالی زیادی را به شرکت تحمیل می‌کند و باعث کاهش سطح عملکرد آن می‌شود. همچنین کمبود منابع مالی در شرکت باعث از دست‌دادن فرصت‌های سرمایه‌گذاری می‌شود و توانایی رقابت در بازار شرکت را به‌طور بالقوه تضعیف می‌کند [11].

براساس تعریف مسترز (2015) توان رقابت (رقابتمندی) معادل قدرت اقتصادی واحد تجاری در مقابـل رقبـای آن در بازاری است که به‌راحتی کالاها، خدمات، مهارت‌ها و ایده ها فراتر از مرزهای جغرافیـایی عرضه می شود. با اوج‌گیری رفتارهای غیررقابتی در کشورهای پیشرفتۀ صنعتی و کنترل بازارها با تعداد محدودی از شرکت‌ها، ضرورت اندازه‌گیری قدرت بازاری اعمال‌شده، بیشتر احساس می‌شد. یکی از روش‌های عملی برای اندازه‌گیری قدرت بازار، مفهوم تمرکز بازار است؛ به عبارت دیگر، تمرکز بازار، چگونگی و نحوۀ تقسیم بازار بین بنگاه‌ها را اندازه‌گیری می‌کند [14،8]. کیم (2011) نشان داد شرکت‌های دارای محدودیت مالی، برای تأمین مالی پروژه‌های جدید، ناچار به استفاده از منابع داخلی هستند؛ زیرا تأمین مالی خارجی (با بدهی) بسیار پرهزینه است. این در حالی است که احتمال می‌رود شرکت‌های بدون محدودیت مالی، بر به‌کارگیری منابع مالی داخلی در پروژه‌های جدید تأکیدی نداشته باشند و برای سهولت دسترسی به منابع مالی با بهرۀ کم، سعی می‌کنند سرمایه گذاری‌های جدید خود را با اخذ اعتبار تأمین کنند [13].

شرکت‌ها زمانی در محدوده تأمین مالی قرار می‌گیرند که بین هزینه‌های داخلی و هزینه‌های خارجی وجوه تخصیص داده‌شده با شکاف روبه‌رو باشند [6، 16]. شرکتی که در دسترسی به منابع خارجی بازار سرمایه با مشکلات بیشتری مواجه باشد، بخش بیشتری از منابع مالی ضروری خود را از منابع داخل شرکت تأمین می‌کند و در اصطلاح با محدودیت مالی مواجه است. شرکت‌های دارای محدودیت مالی، برای تأمین مالی پروژه‌های جدید، ناچار به استفاده از منابع داخلی هستند؛ زیرا تأمین مالی خارجی (با بدهی) بسیار پرهزینه است. براساس این، محدودیت مالی را به معنای دسترسی‌نداشتن سریع و ارزان‌قیمت به منابع تأمین مالی می‌توان تعریف کرد. مایرز و مجلوف[5] (1984) بیان می‌کنند که عدم تقارن اطلاعاتی در سطح محدودیت مالی شرکت‌ها تأثیرگذار است و شرکت‌های با محیط اطلاعاتی نامتقارن‌تر، هزینۀ تأمین مالی خارجی بیشتری را متحمل می‌شوند و بنابراین با محدودیت بیشتری در دسترسی به منابع مالی مواجه هستند. شرکت‌هایی که در صنایع رقابتی فعالیت می‌کنند، بیشتر در معرض تهدیدهای ناشی از محدودیت مالی هستند؛ زیرا کمبود منابع مالی باعث ازدست‌رفتن سرمایه‌گذاری‌هایی با خالص ارزش فعلی مثبت می‌شود. این در حالی است که ممکن است رقبا به‌سرعت از چنین فرصت‌هایی استفاده کنند و این امر باعث کاهش توانایی شرکت برای رقابت در بازار محصول و درنهایت، خروج آن از بازار شود. در شرایطی که شرکت با محدودیت مالی روبه‌رو است، اتخاذ تصمیم نسبت به افزایش سود تقسیمی، مسائل ناشی از محدودیت مالی را تشدید می‌کند؛ زیرا چنین تصمیم‌هایی باعث خروج منابع داخلی موجود از شرکت می‌شود که برای استفاده از فرصت‌های سرمایه‌گذاری در یک بازار رقابتی، حیاتی است. براساس این، به نظر می‌رسد در شرایط وجود محدودیت مالی، عملکرد شرکت‌هایی که توان رقابتی بیشتری دارند، پس از افزایش سود تقسیمی در مقایسه با عملکرد شرکت‌هایی با توانایی رقابتی پایین در بازار محصول آنها، ضعیف‌تر باشد [17]. واکنش منفی بازار به افزایش سود تقسیمی چنین شرکت هایی به واسطۀکاهش حجم معامله و درنهایت، کاهش بازده سهام ممکن است نمایان شود.

گیرود و مولر (2011) در پژوهش خود، تأثیر حاکمیت شرکتی و رقابت در بازار محصول در عملکرد شرکت‌ها را بررسی کردند. نتایج نشان داد حاکمیت شرکتی ضعیف در صنایع غیر رقابتی، به بازده سرمایۀ کمتر، بهره‌وری کمتر و ارزش بازار پایین‌تر منجر می‌شود. همچنین نتایج نشان می‌دهد حاکمیت شرکتی ضعیف، به‌طور بالقوه باعث کاهش بازده نیروی کار و افزایش هزینه‌های محصول می‌شود؛ اما این تأثیر در صنایع رقابتی و در شرکت‌هایی با توانایی رقابت در بازار محصول، کمتر است [10]. مطالعات میشلی و رابرتز (2012) نشان می دهد بازار، واکنش مثبتی در قبال آغاز پرداخت سود و واکنشی منفی در قبال حذف سود نشان می‌دهد. آنها ادعا کردند آگهی سود سهام، اطلاعات ارزشمند و مهمی دارد و شواهدی یافته بودند که کاهش سود سهام باعث واکنش بزرگ‌تری از بازار به نسبت افزایش آن می‌شود. درواقع، آنها به این نتیجه رسیدند که «خبر خوب به‌طور اساسی خبر به حساب نمی آید» و بازار به تغییرات سود سهامی که دربردارندۀ خبرهای خوب است واکنش نشان نمی‌دهد. هرچند این نتیجه نیز حاصل شد که اخبار بد، اعم از حذف یا کاهش سود سهام، واکنش منفی معناداری در برخواهد داشت [18]. چن و وانگ (2012) به این نتیجه رسیدند که وجود محدودیت مالی در صنایع رقابتی تر باعث کاهش بازده غیرعادی و حجم سهام معامله‌شده در مقایسه با شرکت‌هایی می شود که در صنایع کم رقابتی تر فعالیت می کنند. افزایش تقسیم سود در چنین شرکت هایی به کاهش نقدینگی و ازدست‌دادن فرصت‌های سرمایه‌گذاری می‌تواند منجر شود و همین موضوع موجبات حذف آنها را از عرصۀ رقابت می‌تواند فراهم کند [7]. فوسو (2013) ارتباط ساختار سرمایه با عملکرد شرکت‌ها را با توجه به درجۀ رقابت در بازار محصول بررسی کرد. او در این پژوهش از معیار جدیدی برای سنجش توانایی رقابت در بازار محصول استفاده کرد که مبتنی بر کارآیی هر شرکت در صنعت مربوط است. نتایج نشان می‌دهد اهرم مالی، سودآوری شرکت‌های نمونۀ آماری را افزایش داده و همچنین توانایی رقابت در بازار محصول به‌طور بالقوه، مزایای ناشی از بارگیری اهرم مالی در شرکت‌ها را بهبود بخشیده است [9]. ماسترز و همکاران (2015) تأثیر محدودیت در تأمین مالی در سیاست تقسیم سود شرکت‌های فعال در ایالات متحده را در طول سال‌های 1990 تا 2011 بررسی کردند. آنها رفتار و عملکرد شرکت‌های مالی را پس از افزایش سود سهام بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که شرکت‌هایی که با محدودیت مالی مواجه هستند، با تجربۀ افزایش پرداخت سود سهام، با کاهش در عملکرد و بازده مواجه می شوند. این امر به‌ویژه دربارۀ شرکت‌های فعال در صنایع رقابتی بیشتر وجود دارد. آنان همچنین نشان دادند رشد فزاینده سود سهام پرداختی، به افزایش خطر ابتلا به ورشکستگی در این دسته از شرکت‌ها منجر می‌شود [14].

به عقیدۀ روزف[6] (1982) مقولۀ سیاست تقسیم سود از منظر نظریۀ هزینه‌های نمایندگی نیز بحث‌شدنی است. براساس این نظریه، هزینه‌های نمایندگی ناشی از تضاد بالقوه‌ای است که بین منافع مدیران و سهامداران وجود دارد [18]؛ از این‌رو، زمانی که مدیران مالک، بخشی از سهام خود را به سرمایه‌گذارانی می‌فروشند که در مدیریت شرکت نقشی ندارند، هزینه‌های نمایندگی افزایش می‌یابد. درواقع، پرداخت درصد در خور توجهی از سود، یکی از ساز و کار‌های کنترلی سرمایه‌گذاران برای تعدیل این تضاد منافع است؛ زیرا سود سهام نقدی مدیریت را وادار می‌کند برای پرداخت سود به اندازۀ کافی وجه نقد ایجاد کند. همچنین باعث می شود مدیریت  برای تأمین مالی پروژه‌های خود به بازار سرمایه مراجعه کند و اطلاعات بیشتری را در اختیار بازار قرار دهد. درنهایت، می توان ادعاکرد پرداخت سود نقدی سهام باعث کاهش وجه نقد مازادی می‌شود که به‌دلیل استفاده‌نکردن مدیریت در پروژه‌های سرمایه‌گذاری سودآور به هدر می‌رود [5].

براساس مطالعات رزوف (1992) و بارکلی و همکاران (1995) عوامل تعیین‌کنندۀ سیاست تقسیم سود شرکت‌ها را در قالب هزینه های معاملاتی تأمین مالی از بازار سرمایه، محدودیت‌های تامین مالی ناشی از افزایش اهرم مالی و عملیاتی و هزینۀ نمایندگی مالکیت بیرونی می‌توان دسته‌بندی کرد. این موارد نشان می‌دهد یک شرکت، مجموع هزینه‌های معاملاتی خود، ناشی از تأمین مالی از بازار سرمایه و محدودیت‌های تأمین مالی و هزینه‌های نمایندگی را حداقل می‌کند. وی نسبت پرداخت سود سهام نقدی را جایگزینی برای سیاست تقسیم سود در پژوهش خود در نظر گرفت. دربارۀ هزینه‌های معاملاتی ناشی از تأمین منابع مالی از بازار سرمایه نیز روزف از دو متغیر نرخ رشد درآمد و نرخ رشد پیش بینی‌شدۀ درآمد استفاده کرد؛ زیرا به اعتقاد وی، شرکت‌های در حال رشد یا دارای برنامۀ رشد، به توزیع سود تمایلی ندارند. از آنجایی که هرچه اهرم مالی و عملیاتی یک شرکت بیشتر باشد، ضریب بتای آن نیز بیشتر است؛ روزف، بتای شرکت را یکی دیگر از متغیرهای پژوهش در نظر گرفت که رابطۀ معکوسی با توزیع سود دارد. در بارۀ هزینه‌های نمایندگی نیز درصد سهام سهامداران داخلی و تعداد سهامداران به‌عنوان دو متغیر جایگزین به کار گرفته شد. انتظار می‌رود هرچه مالکیت غیرمتمرکز و پراکنده‌تر باشد، سود بیشتری نیز توزیع شود.

در پژوهش واتز و زیمرمن[7][20] نسبت «ارزش بازار به ارزش دفتری» شرکت به‌عنوان متغیر جایگزین فرصت‌های سرمایه‌گذاری به کارگرفته شده است؛ زیرا انتظار می‌رود شرکت‌های برخوردار از این فرصت‌ها، به توزیع سود تمایلی نداشته باشند. این پژوهشگران برای دستیابی به معیاری برای انعکاس اثر پیام‌رسانی، چنین فرض کردند که  سودهای شرکت تابع گام تصادفی است؛ یعنی بهترین برآورد سود آیندۀ شرکت، سود کنونی آن است. آنان تغییرات سود را به‌‌عنوان متغیر جایگزین برای انعکاس اثر پیام‌رسانی در الگو در نظر گرفتند تا اثر پیام آن را بر بازده نقدی سهام بسنجند. دربارۀ اثر اندازۀ شرکت در سیاست تقسیم سود نیز استدلال‌های متفاوتی ارائه شده است که اثر اندازۀ شرکت  در توزیع سود را معکوس یا مستقیم برآورد کرده‌اند. بدین‌ترتیب، هرچند دلایل محکمی برای تأثیرگذاری اندازۀ شرکت وجود دارد؛ برآورد چگونگی تأثیر متغیر اندازه در سیاست تقسیم سود مشخص نیست. کرمی و همکاران [5] برای آزمون سیاست تقسیم سود و نظریۀ نمایندگی از الگوی تعدیل‌شدۀ لینتر استفاده کرده‌اند. به‌طور کلی، نتایج مطالعۀ آنان، نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ منفی بین نظریۀ نمایندگی و سود سهام پرداختی است. این امر نشان می‌دهد مدیران شرکت‌های نمونۀ آماری از سود تقسیمی در راستای علامت دهی به بازار سرمایه و کاهش مسائل نمایندگی بهره برده‌اند. انواری رستمی و همکاران [3] با بررسی نمونه‌ای در سال‌های 1383 تا 1390 ارتباط ساختارهای رقابتی بازار و تقسیم سود را بررسی کردند. در این پژوهش، ارتباط شاخص‌های رقابتی (تمرکز صنعت، قابلیت جانشینی محصول، اندازۀ بازار، موانع ورود به بازار و تعداد شرکت‌های فعال) و نسبت سود تقسیمی هر سهم پس از در نظرگرفتن متغیرهای کنترلی (شامل اندازۀ شرکت، سودآوری، فرصت های رشد، نسبت سود انباشته به کل سرمایه و نسبت بدهی) و با استفاده از روش داده های ترکیبی در قالب پنج فرضیۀ فرعی آزمون شده است. یافته های پژوهش نشان می‌دهد قابلیت جانشینی محصولات و اندازۀ بازار، رابطۀ مثبت و معنی‌دار با تقسیم سود دارد و بین سایر ابعاد رقابت و تقسیم سود، ارتباط معناداری مشاهده نشد. بادآور نهندی و درخور [5] رابطۀ محدودیت مالی، ارزش وجه نقد و خالص سرمایه‌گذاری را بررسی کردند. در این پژوهش، اطلاعات مالی 86 شرکت در سال‌های 1385 تا 1389 بررسی شد. براساس نتایج پژوهش، وجه نقد دربارۀ شرکت‌هایی که محدودیت مالی دارند، نسبت به شرکت‌های بدون محدودیت مالی، بیشتر باعث افزایش ارزش شرکت می‌شود. نتایج همچنین نشان می‌داد تغییرات وجوه نقد در شرکت‌های دارای محدودیت مالی، به ایجاد بازده مازاد بیشتری منجر می شود.

با توجه به مبنای تحلیل مبانی نظری و پژوهش‌های انجام‌شده، در این پژوهش، چهار فرضیۀ اصلی به‌شرح زیر در نظر گرفته شده است:

فرضیۀ اول: واکنش بازده غیرعادی سهام به افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های دارای محدودیت مالی ضعیف‌تر از سایر شرکت‌ها است.

فرضیۀ دوم: واکنش بازده غیرعادی سهام به افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های دارای محدودیت مالی و موقعیت رقابتی شدیدتر، در مقایسه با سایر شرکت‌ها، ضعیف‌تر است.

فرضیۀ سوم: حساسیت نسبت گردش معاملات به افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های دارای محدودیت مالی، پایین‌تر از سایر شرکت‌ها است.

فرضیۀ چهارم: حساسیت نسبت گردش معاملات به افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های دارای محدودیت مالی و موقعیت رقابتی شدیدتر، در مقایسه با سایر شرکت ها، ضعیف‌تر است.

 

روش پژوهش

داده‌های لازم از صورت‌های مالی شرکت های بورسی، بانک اطلاعاتی تدبیرپرداز و سایت‌های بورسی جمع‌آوری شده است. داده های پژوهش حاصل از اطلاعات مالی 145 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال‌های 1389 تا 1393 است. در این پژوهش، شرکت‌هایی برای مطالعه انتخاب شده است که پایان سال مالی آن پایان اسفندماه باشد و در دورۀ پژوهش، سال مالی خود را تغییر نداده باشند، نماد معاملاتی شرکت فعال و حداقل دوبار در سال معامله شده باشد و جزء شرکت‌های واسطه‌گری مالی (بانک‌ها، بیمه‌ها، سرمایه‌گذاری‌ها و لیزینگ) نباشد. در پژوهش حاضر، ابتدا اطلاعات لازم مربوط به متغیرها، جمع‌آوری و سپس در نرم‌افزار Excel  تجمیع شد. درنهایت، با استفاده از نرم‌افزار EViews فرضیه های پژوهش تجزیه و تحلیل شد. همچنین برای تخمین ضرایب متغیرها، از روش‌های حداقل مربعات تعمیم‌یافتۀ برآوردی (EGLS) و گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) استفاده شده است.

در این پژوهش که به دنبال بررسی پیامدهای افزایش سود تقسیمی بر بازده غیرعادی و نسبت گردش معاملات در شرکت‌های دارای محدودیت مالی در مقایسه با سایر شرکت‌ها است، از دو دسته الگو استفاده شده است. دستۀ اول، الگوهای جانبی پژوهش است که شامل شاخص محدودیت مالی (شاخص KZ) و الگوی جونز تعدیل‌شده برای محاسبۀ اقلام تعهدی اختیاری است؛ سپس با استفاده از دستۀ دوم از الگوها که درواقع، الگوهای اصلی پژوهش است،  به آزمون فرضیه‌های پژوهش اقدام شده است.

الگوی جونز تعدیل‌شده. در این پژوهش اقلام تعهدی اختیاری (DA) با الگوی تعدیل‌شدۀ جونز (1991) برآورد شده است:

رابطۀ (1)

TACi,t  / TAi,t-1 = 1(1 / TAi,t-1)i,t-1 2(∆REVi,t/TAi,t-1)+ 3(PPEi,t / TAi,t-1)+𝜀 i,t

 

در رابطۀ بالا، TACi,t، جمع کل اقلام تعهدی (اختلاف سود عملیاتی و جریان نقد عملیاتی)، TAi,t-1جمع کل دارایی‌ها در سال t-1، ∆REVi,t : اختلاف خالص فروش شرکت در سال  با خالص فروش شرکت در سال t-1، ∆REVi,t : اختلاف خالص فروش شرکت در سال با خالص فروش شرکت در سال t-1 و PPEi,t: خالص اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات شرکت  در سال t است. در رابطۀ (1) خطای پسماند الگو، به‌عنوان اقلام تعهدی اختیاری در نظر گرفته می‌شود.

 برای آزمون فرضیه‌ها، از 4 الگوی مختلف استفاده شده است. برای تخمین ضرایب دو الگوی (2) و (3) پژوهش با توجه به ماهیت خودرگرسیونی آن، از داده‌های پویا و روش گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) استفاده و دو الگوی (4) و(5) با استفاده از داده‌های ایستا و روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (EGLS) تخمین زده شده است.

رابطۀ (2)

ARi,t= β0(AR)i,t-11(Div)i,t-12(FC)i,t-13(Div*FC)i,t-14(Size)i,t-15(BM)i,t-1 6(DA)i,t-1+𝜀 i,t   

 

رابطۀ (3)

ARi,t= β0(AR)i,t-11(Div)i,t-12(FC)i,t-1 3HHI i,t-14(Div*FC* DHHI)i,t-15(Size)i,t-16(BM)i,t-17(DA)i,t-1 +𝜀 i,t

 

رابطۀ (4)

Touri,t= β01(Lev)i,t-12(Div)i,t-13(FC)i,t-14(Div*FC)i,t-15(Size)i,t-1 6(BM)I,t-1+β7(DA)i,t-1+𝜀 i,t

رابطۀ (5)

Touri,t=β0+β1(Lev)i,t-1+β2(Div)i,t-1 +β3(FC)i,t-1+ β4HHI i,t-1 +β5(Div*FC* DHHI)i,t-1+β6(Size)i,t-1+β7(BM)i,t-1+β8(DA)i,t-1+𝜀 i,t

 

متغیرهای استفاده‌شده در الگوهای مدّنظر را به‌شرح زیر می‌توان تشریح کرد:

 بازده غیرعادی سهام (ARi,t): بازده غیرعادی سهام، معیار واکنش بازار سرمایه در یک دورۀ مالی معین (یکساله) است. براساس مشکی و عاصی ربانی [15] این متغیر از تفاوت بازده سهام و بازده بازار شرکت به ‌دست آمده است.

رابطۀ (6)

AR i,t = SRi,t - MRt

در این رابطه،  ARitمعرف بازده غیرعادی سهام i در دورۀ t ،SRit  نشان‌دهندۀ بازده سهام i در دورۀ t و MRt  نشان‌دهندۀ بازده بازار در دورۀt  است که برای محاسبۀ آن از شاخص کل بازار استفاده شده است.

SRi,t: بازده سهام شرکت i در سال t که با استفاده از داده‌های بورسی به دست آمده است که خود با توجه به نوسان قیمت سهام، سود نقدی، سود سهمی و افزایش سرمایه محاسبه می‌شود. بازده سهام برحسب اینکه افزایش سرمایه قبل از تاریخ تشکیل مجمع عادی یا بعد از آن باشد، با توجه به روابط 7 و 8،  محاسبه‌شدنی است:  

رابطۀ (7)

 

 

 

رابطۀ (8)

 

 

 

در رابطۀ بالا، α نشان‌دهندۀ درصد افزایش سرمایه از محل مطالبات و آوردۀ نقدی،β  به معنای افزایش سرمایه از محل اندوخته‌ها و سود انباشته،C  نشان‌دهندۀ مبلغ اسمی پرداخت‌شدۀ سهامدار از محل آوردۀ نقدی یا مطالبات،Pt  مبیّن قیمت سهم در پایان دوره،Pt-1  نشان‌دهندۀ قیمت سهم در ابتدای دوره و Dt به معنای سود نقدی تقسیم‌شده در دوره است.

نسبت گردش معاملات (Touri,t): نسبت گردش معاملات سهام یک شرکت معین از  نسبت سهام معامله‌شده به تعداد کل سهام منتشرشده یا در دست سهامداران محاسبه‌شدنی است. در پژوهش حاضر، از بازده غیرعادی سهام و نسبت گردش معاملات، به‌عنوان متغیرهای وابسته استفاده شده است.

متغیرهای مستقل پژوهش، شامل محدودیت مالی، رقابت در بازار محصول و افزایش در سود تقسیمی است:

محدودیت در تأمین مالی(FC) متغیر مجازی است که چنانچه شرکت در سال مدّنظر براساس شاخص KZ جزء شرکت‌های دارای محدودیت مالی طبقه‌بندی‌شده باشد، مقدار آن 1 و در غیراین صورت صفر است. شاخص KZ یک الگوی رگرسیونی است که در آن، محدودیت مالی تابعی از جریان نقدی، سود نقد تقسیمی، ماندۀ وجه نقد، نسبت اهرمی و شاخص کیوتوبین است. براساس این شاخص، شرکتی که KZ بالاتری داشته باشد، وابستگی آن‌ به حقوق صاحبان سهام بیشتر است و درواقع، محدودیت بیشتری است؛ به بیان دیگر، شاخص بالاتر، نشان می‌دهد شرکتی که در محدودیت مالی قرار دارد، برای به‌دست‌آوردن منابع مالی خارجی توان استفاده از وام و اعتبارات را ندارد و به انتشار سهام رو می‌آورد. شاخص مزبور در سال 1388 با تهرانی و حصارزاده بومی‌سازی و ضرایب آن با توجه به شرایط شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس  اوراق بهادار تهران برآورد شد. شاخصی که این پژوهشگران برای سنجش محدودیت مالی در ایران ارائه کرده‌اند، به‌صورت زیر است:

رابطۀ (9)

KZindex=17.33-37.486

 

در رابطۀ بالا، MTB، نسبت ارزش بازار سهام به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام، Lev، نسبت بدهی به جمع دارایی، Div، سود تقسیمی، CHi,tماندۀ وجه نقد نگهداری شرکت i در سال t و TAi,t-1  جمع دارایی‌ها در ابتدای سال است. در این پژوهش، با استفاده از الگوی بالا، شاخص KZ برای کلیّۀ شرکت‌های نمونۀ آماری مدّنظر محاسبه شد؛ سپس با توجه به مقادیر به‌دست‌آمده، این شرکت‌ها به پنج گروه، از کوچک‌ترین (پنجک اول) به بزرگ‌ترین (پنجک پنجم) طبقه بندی شد؛ به ترتیبی که طبقۀ اول شامل صفر تا 20 درصد از کوچک‌ترین داده‌ها و طبقۀ پنجم شامل 80 تا 100 درصد بیشترین داده‌ها را شامل شود. براساس این، شرکت هایی که در پنجک چهارم و پنجم قرار می‌گیرند، با توجه به KZ بالایی که دارند، به‌عنوان شرکت‌های دارای محدودیت مالی طبقه‌بندی می‌شوند.

افزایش در سود تقسیمی (Div) عبارت است از تغییر مثبت در سود نقدی پرداخت‌شده به سهامداران. در پژوهش حاضر، چنانچه سود نقدی در یک دوره نسبت به دورۀ قبل، افزایش یافته باشد، به‌عنوان قصد شرکت برای افزایش سود نقدی تلقی می‌شود [14]. براساس این، DIV متغیری مجازی است که چنانچه شرکت در سال مدّنظر نسبت به دورۀ قبل، سود تقسیمی را افزایش داده باشد؛ مقدار آن 1 و در غیر این صورت، صفر است.

رقابت در بازار محصول (HHI) با شاخص هرفیندال – هیرشمن (رابطۀ 10) محاسبه می‌شود. برای محاسبۀ شاخص مزبور، لازم است ابتدا نسبت فروش هر شرکت در صنعت مربوط به کل فروش‌های آن صنعت ‌محاسبه شود تا جایگاه شرکت را در آن صنعت نشان دهد. در مرحلۀ بعد، میزان تمرکز در هر صنعت با استفاده از رابطۀ زیر محاسبه می‌شود. بیشتربودن این شاخص، نشان‌دهندۀ تمرکز بیشتر و رقابت کمتر در صنعت خواهد بود و برعکس.

رابطۀ (10)

HHI=

: مربع سهم بازار شرکت i که با نسبت فروش هر شرکت در صنعت خاص به کل فروش‌های آن صنعت به دست می‌آید و K تعداد بنگاه‌های فعال در بازار است. وجود تعداد زیادی بنگاه با سهم مساوی در بازار، این شاخص را به صفر نزدیک می‌کند و عدد ١ نشان‌دهندۀ وجود حالت انحصاری است. همچنین در این پژوهش، DHHI متغیری مجازی است که اگر شاخص HHI شرکت در سال مدّنظر از میانۀ شرکت‌های نمونۀ آماری پایین‌تر باشد؛ مقدار آن 1 و در غیر این صورت، صفر است.

در این پژوهش، از متغیرهای نسبت ارزش دفتری به ارزش بازار (BM)، اندازۀ شرکت (Size) که برحسب لگاریتم طبیعی ارزش بازار سهام محاسبه‌ شده است، اهرم مالی یا نسبت بدهی به دارایی (Lev) و اقلام تعهدی اختیاری (DA) به‌عنوان متغیرهای کنترلی استفاده شده است. اقلام تعهدی اختیاری با استفاده از خطای پسماندۀ به‌دست‌آمده از الگوی تعدیل‌شدۀ جونز محاسبه شده است.

 

یافته‌ها

نمونۀ آماری پژوهش حاضر شامل 145 شرکت بوده است که با توجه به دورۀ 5 سالۀ پژوهش، نمونۀ نهایی دربرگیرندۀ 725 سال- شرکت است. نتایج حاصل از آمار توصیفی نشان می‌دهد میانگین متغیر بازده غیرعادی برابر با 021/0 است که می‌تواند گویای این موضوع باشد که بیشتر داده‌های مربوط به این متغیر پیرامون این نقطۀ تمرکز یافته‌ است. همچنین نتایج نشان می‌دهد در حدود 40 درصد شرکت‌های نمونه، در تأمین مالی محدودیت دارد و متوسط تمرکز مالکیت در آنها در حدود 31 درصد است.

قبل از آزمون فرضیه‌ها، به بررسی فروض کلاسیک رگرسیون خطی اقدام شد. نتایج آزمون ناهمسانی واریانس برای دو فرضیۀ سوم و چهارم که با استفاده از روش EGLS  برآورده شده است، به‌ترتیب، معادل 412/0 و 245/0 محاسبه شد که حکایت از نبود ناهمسانی واریانس دارد. نتایج حاصل از نرمال‌بودن خطای پسماند نیز که با استفاده از آزمون جارگ برا انجام شد، نشان می دهد سطح معنی‌داری آماره در الگوهای مزبور، بزرگ‌تر از 5 درصد محاسبه شده است و درنتیجه، فرضیۀ H0 مبنی بر نرمال‌بودن جملات خطا در الگوهای مذکور پذیرفته می‌شود. در دو الگوی (4) و (5) برای بررسی مشکل خودهمبستگی مرتبۀ اول از آزمون دوربین – واتسون استفاده شده است. همچنین در الگوهای (2) و (3) که از نوع الگوهای با وقفۀ توزیعی و خودرگرسیونی است، از روش GMM استفاده شده است. در این روش برای ایجاد اطمینان دربارۀ مناسب‌بودن استفاده از این روش، دو آزمون مختلف به کار رفته است. یکی از این آزمون‌ها، آزمون سارگنت است که برای اثبات شرط اعتبار تشخیص بیش از حد یعنی صحت و اعتبار متغیرهای ابزاری به کار می رود. آزمون دوم، آزمون همبستگی پسماندهای مرتبۀ اول AR(1) و مرتبۀ دوم AR(2) است. این آزمون نیز برای بررسی اعتبار و صحت متغیرهای ابزاری به کار می‌رود. آرلانو و بوند (1991) معتقدند در تخمین GMM باید جملات اخلال، همبستگی سریالی مرتبۀ اولAR (1)   دارد و همبستگی سریالی مرتبۀ دوم AR (2) نداشته باشد (نتایج آزمون‌های مزبور در جدول‌های مربوط به آزمون فرضیه‌ها ارائه شده است). درنهایت، برای بررسی وجود یا نبود هم‌خطی میان متغیرهای مستقل پژوهش از ضریب همبستگی پیرسون استفاده شده است. نتایج حاصل از تحلیل همبستگی، نشان‌دهندۀ نبود هم‌خطی زیاد بین متغیرهای برون‌زا است.

برای اطمینان از نتایج پژوهش و ساختگی‌نبودن روابط موجود در رگرسیون و معنی‌داربودن متغیرها به انجام آزمون مانایی و محاسبۀ ریشه واحد متغیرهای پژوهش اقدام شد. در آزمون ریشه واحد، فرضیۀ صفر نشان‌دهندۀ وجود ریشه واحد است و در صورتی که احتمال جدول کوچک‌تر از 5 درصد باشد، فرضیۀ صفر پذیرفته نمی‌شود. نتایج حاصل از آزمون مزبور، نشان‌دهندۀ مانابودن متغیرهای پژوهش است. همچنین در دو الگوی (4) و (5) برای انتخاب بین روش رگرسیون تلفیقی و الگوی آثار ثابت از آزمون چاو استفاده شد. در این آزمون، فرضیۀ صفر، نشان‌دهندۀ برابری ضرایب و عرض از مبدأ در شرکت‌های مدّنظر است و از این‌رو، تأییدنشدن فرضیۀ صفر مبیّن استفاده از روش داده های پانلی (الگوی آثار ثابت) و پذیرش فرضیۀ صفر، نشان‌دهندۀ استفاده از روش داده‌های تلفیقی است. در فرایند انتخاب بین دو الگوی آثار تصادفی و الگوی آثار ثابت، از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. آزمون مزبور بر پایۀ وجود همبستگی بین متغیرهای مستقل و آثار انفرادی طراحی شده است. در صورتی که جزء خطای تصادفی (اثر انفرادی) با متغیرهای توضیحی همبستگی داشته باشد، درآن صورت، الگوی اثر تصادفی تورش‌دار است و در چنین حالتی باید الگوی اثر ثابت به کار گرفته شود. با توجه به اینکه سطح احتمال محاسبه‌شده برای هر دو آمارۀ چاو و هاسمن کوچک‌تر از 5 درصد است؛ نتایج آزمون نشان‌دهندۀ تأییدنشدن فرضیۀ صفر و لزوم استفاده از روش داده‌های پانلی به روش اثر ثابت است.

برآورد ضرایب الگوی جانبی (جونز تعدیل‌شده): در این پژوهش برای محاسبۀ اقلام تعهدی اختیاری (به‌عنوان یکی از متغیرهای کنترلی پژوهش) از خطای پسماند الگوی جونز تعدیل‌شده استفاده شده است (جدول1).

 

 

جدول (1) نتایج برآورد الگوی جانبی دوم- الگوی جونز تعدیل‌شده

= β0  + β1  + β2 ) + ξj,t

متغیر

ضریب برآوردشده

خطای استاندارد

آمارۀ t

سطح معنی‌داری

β0

09/0

05/0

979/1

048/0

 

67/0

13/0

685/4

000/0

 

61/0-

22/0

703/2-

007/0

ضریب تعیین                                   55/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده                    45/0

آمارۀ دوربین واتسون          81/1

آمارۀ F                     810/15

احتمال آمارۀF        000/0

             

 

 

همانگونه که نتایج نشان می‌دهد، سطح معنی‌داری محاسبه‌شده برای تمامی متغیرهای مستقل کوچک‌تر از 5 درصد است؛ بنابراین از باقیماندة این الگو برای محاسبة اقلام تعهدی اختیاری می‌توان استفاده کرد. ضریب تعیین الگو نشان می‌دهد 48 درصد تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای توضیحی تبیین‌شدنی است و آمارۀ دوربین – واتسون این الگو نشان می‌دهد در الگو، خود همبستگی مرتبۀ اول وجود ندارد.

نتایج حاصل از آزمون دو فرضیۀ اول ودوم با فرضآنکه متغیر وابسته، بازده غیرعادی سهام باشد، با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته (GMM) در جدول (2) ارائه شده است.همانگونه که نتایج آزمون فرضیۀ اول نشان می دهد، ضریب متغیر DIV*FC معادل 081/0- محاسبه شده و معنی‌دار است. این موضوع به معنی وجود حساسیت پایین‌تر بازده غیرعادی به افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های دارای محدودیت مالی در مقایسه با سایر مؤسسات است. نتایج جدول (2) نشان می‌دهد ضریب افزایش بازده غیرعادی سهام در مؤسسات بدون محدودیت مالی به‌ازای هر واحد افزایش در سود نقدی تقسیمی، معادل 287/0 است؛ در حالی که ضریب مزبور در مؤسسات دارای محدودیت مالی، معادل 206/0 (081/0-287/0) محاسبه شده است. نتایج مزبور بیان می‌کند بازار از افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های با محدودیت مالی، چندان استقبال نمی‌کند و بر همین اساس، قیمت سهام چنین شرکت‌هایی در ازای افزایش سود تقسیمی، واکنش ضعیف‌تری نشان می‌دهد (تأیید فرضیۀ اول).

 نتایج آزمون فرضیۀ دوم نشان می‌دهد ضریب افزایش بازده غیرعادی سهام در مؤسسات بدون محدودیت مالی به‌ازای هر واحد افزایش در سود نقدی تقسیمی، معادل 312/0 بوده است. با وجود این، با توجه به ضریب متغیر تعاملی سه وجهی  Div*FC* DHHI در مؤسسات دارای محدودیت مالی و ساختار رقابتی زیاد که به میزان 114/0-  محاسبه شده است، می‌توان ادعا کرد در مؤسسات مدّنظر، ضریب افزایش بازده غیرعادی به‌ازای افزایش هر واحد در سود نقدی فقط معادل 198/0 (114/0-312/0) خواهد بود (معادل جمع جبری β1  و  β4). نتایج فوق، این ادعا را تأیید می کند که افزایش رقابت در فروش محصولات در شرکت‌های با محدودیت مالی، باعث کاهش واکنش بازار به خبر افزایش سود تقسیمی می‌شود (تأیید فرضیۀ دوم).


 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (2) آزمون فرضیههای اول و دوم روش گشتاورهای تعمیم‌یافته

Model 1: ARi,t= β0(AR)i,t-11(Div)i,t-12(FC)i,t-13(Div*FC)i,t-14(Size)i,t-15(BM)i,t-1 6(DA)i,t-1+𝜀 i,t

Model 2: ARi,t= β0(AR)i,t-11(Div)i,t-12(FC)i,t-1 3HHI i,t-14(Div*FC* DHHI)i,t-15(Size)i,t-16(BM)i,t-17(DA)i,t-1 +𝜀 i,t

متغیر

فرضیۀ اول

فرضیۀ دوم

ضریب متغیر

(احتمال) آماره

ضریب متغیر

(احتمال)  آماره

ARi,t-1

035/0-

(961/0)048/0-

219/0-

(950/0)061/0-

Divi,t-1

 

287/0

(008/0)665/2

312/0

(003/0)910/2

FCi,t-1

183/0-

(000/0)586/3-

171/0-

(003/0)934/2-

(Div*FC)i,t-1

081/0-

(003/0)910/2-

-

-

Sizei,t-1

092/0

(000/0)528/3

071/0

(000/0)820/3

BMi,t-1

112/0-

(274/0)093/1-

505/-

(290/0)059/1-

DAi,t-1

 

071/0-

(000/0)573/3-

112/0-

(002/0)080/3-

HHI

-

-

037/0-

(064/0)858/1-

Div*FC* DHHI

-

-

114/0-

(038/0)079/2-

(احتمال)J آمارۀ

(146/0)     562/18

(132/0)      329/18

رتبۀ ابزاری

17

18

AR(1)

000/0

002/0

AR(2)

175/0

110/0

 

 

نتیجۀ آزمون سارگان با توجه به مقدار آمارۀ J  و سطوح احتمال محاسبه‌شده، فرضیۀ صفر مبنی بر همبسته‌نبودن پسماندها با متغیرهای ابزاری را رد نمی‌کند و نشان‌دهندۀ معتبربودن متغیرهای ابزاری و سازگاری تخمین GMM است؛ بنابراین نتایج ضرایب برآوردشده از نظر آماری تأیید می‌شود و تفسیرشدنی است. همچنین آزمون خودهمبستگی پسماندها نیز نشان می‌دهد جملات اخلال، همبستگی سریالی مرتبۀ اول AR(1) دارد؛ اما همبستگی سریالی مرتبۀ دوم AR (2) ندارد. براساس این، می‌توان ادعا کرد روش GMM برای برآورد الگو، روش مناسبی است.

نتایج حاصل از آزمون دو فرضیۀ سوم وچهارم با فرضآنکه متغیر وابسته نسبت گردش معاملات سهام باشد، با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم‌یافتۀ برآوردی (EGLS) در جدول (3) ارائه شده است.

 

 

 

 

 

 

جدول (3) آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم روش حداقل مربعات تعمیم‌یافتۀ برآوردی

Model 3: Touri,t= β01(Lev)i,t-12(Div)i,t-13(FC)i,t-14(Div*FC)i,t-15(Size)i,t-1 6(BM)I,t-1+β7(DA)i,t-1+𝜀 i,t

Model 4: Touri,t=β0+β1(Lev)i,t-1+β2(Div)i,t-1 +β3(FC)i,t-1+ β4HHI i,t-1 +β5(Div*FC* DHHI)i,t-1+β6(Size)i,t-1+β7(BM)i,t-1+β8(DA)i,t-1+𝜀 i,t

متغیر

فرضیۀ سوم

فرضیۀ چهارم

ضریب متغیر

(احتمال)  آماره

ضریب متغیر

(احتمال)  آماره

C

129/0

(133/0)502/1

093/0

(075/0)781/1

Levi,t

105/0

(048/0)979/1

143/0

(048/0)979/1

Divi,t-1

 

452/0

(004/0)910/2

629/0

(009/0)619/2

FCi,t-1

381/0-

(030/0)164/2-

311/0-

(038/0)085/2-

(Div*FC)i,t-1

273/0-

(027/0)222/2-

-

-

Sizei,t-1

774/0

(003/0)973/2

612/0

(038/0)079/2

BMi,t-1

073/0-

(071/0)813/1-

104/-

(145/0)457/1-

DAi,t-1

 

839/0-

(014/0)457/2-

481/0-

(019/0)346/2-

HHI

-

-

082/0-

(038/0)079/2-

Div*FC* DHHI

-

-

231/0-

(026/0)227/2-

آمارۀ F (احتمال )

(000/0)       542/78

(000/0)     183/83

ضریب تعیین تعدیل‌شده

187/0

218/0

آمارۀ دوربین واتسون

983/1

184/2

 

 

نتایج آزمون فرضیۀ سوم نشان می‌دهد  ضریب افزایش گردش معاملات سهام در مؤسسات بدون محدودیت مالی به‌ازای هر واحد افزایش در سود نقدی تقسیمی، معادل 452/0 است؛ در حالی که ضریب مزبور در مؤسسات با محدودیت مالی معادل 179/0 (273/0-452/0) محاسبه شده است (معادل جمع جبری β2  و  β4 ).  نتایج مزبور بیان می‌کند بازار از افزایش سود تقسیمی در شرکت‌هایی که محدودیت مالی دارند، چندان استقبال نمی‌کند و بر همین اساس، گردش معاملات این نوع شرکت‌ها  در ازای افزایش سود تقسیمی، واکنش ضعیف‌تری نشان می‌دهد (تأیید فرضیۀ سوم).

همچنین بررسی نتایج آزمون فرضیۀ چهارم نشان می‌دهد ضریب افزایش گردش معاملات در مؤسسات بدون محدودیت مالی به‌ازای هر واحد افزایش در سود نقدی تقسیمی، معادل 629/0 محاسبه شده است. با وجود این، با توجه به ضریب متغیر تعاملی سه‌وجهی Div*FC* DHHI در مؤسسات با محدودیت مالی و ساختار رقابتی زیادکه به میزان 231/0-  محاسبه‌ شده است، می‌توان ادعا کرد در مؤسسات مدّنظر، ضریب افزایش گردش معاملات به‌ازای افزایش هر واحد در سود نقدی فقط معادل 398/0 (231/0-629/0) خواهد بود (معادل جمع جبری β2  و β5). نتایج بالا، این ادعا را تأیید می‌کند که افزایش رقابت در فروش محصولات در شرکت‌های با محدودیت مالی، باعث کاهش واکنش بازار (گردش معاملات) به خبر افزایش سود تقسیمی می شود (تأیید فرضیۀ چهارم). در نهایت، ضریب تعیین الگوی برازش‌شده نشان می‌دهد در مجموع، متغیرهای توضیحی استفاده‌شده در دو الگوی (3) و (4) به‌ترتیب، توانسته است در حدود 19 و 22 درصد تغییرات متغیر وابسته را توضیح دهد. مقدار دوربین واتسون با عدد 15/2 عدم خودهمبستگی خطاها را نشان می‌دهد.

 

نتایج و پیشنهادها

در شرایطی که شرکت با محدودیت مالی روبه‌رو است، اتخاذ تصمیم نسبت به افزایش سود تقسیمی، مسائل ناشی از محدودیت مالی را تشدید می‌کند؛ زیرا چنین تصمیم‌هایی باعث خروج منابع داخلی موجود از شرکت می‌شود که برای استفاده از فرصت‌های سرمایه‌گذاری در یک بازار رقابتی، حیاتی است. تبعیت از سیاست پرداخت سود نقدی ثابت در شرکت هایی که محدودیت مالی دارند، به افزایش اهرم مالی و کاهش نقدینگی شرکت منجر می‌شود. برای این دسته از شرکت‌ها، کاهش نقدینگی به کاهش حجم سرمایه‌گذاری در بازار محصول و درنهایت، به کاهش توان رقابت منجر می‌شود. نتایج حاصل از آزمون فرضیه های پژوهش نشان داد واکنش بازار سرمایه به افزایش سود تقسیمی در شرکت‌های با محدودیت مالی نسبت به شرکت‌های بدون محدودیت مالی، ضعیف‌تر است. همچنین نتایج آزمون فرضیۀ دوم، این ادعا را تأیید می کند که کاهش تمرکز و درنتیجه، افزایش رقابت در فروش محصولات در شرکت‌های با محدودیت مالی، باعث تضعیف بیشتر واکنش بازار  به خبر افزایش سود تقسیمی می شود. بررسی نتایج آزمون فرضیه‌های سوم و چهارم نشان داد سرمایه گذاران در بازار، کمتر تحت تأثیر افزایش سود تقسیمی در شرکت هایی هستند که محدودیت مالی دارند و بر همین اساس، نسبت گردش معاملات سهام چنین شرکت هایی در ازای افزایش سود تقسیمی، واکنش ضعیف‌تری نشان می‌دهد. نتایج به‌دست‌آمده، این ادعا را تأیید می‌کند که کاهش تمرکز و درنتیجه، افزایش رقابت در فروش محصولات در شرکت‌های با محدودیت مالی، باعث کاهش حساسیت گردش معاملات به خبر افزایش سود تقسیمی می شود. این یافته‌ها با نتایج ماسترز و همکاران (2013) و چن و وانگ (2012) سازگار و با نتایج پژوهش ویتد و وو (2006) و کیم (2011) مغایر است. تفاوت در ساختار اقصادی و نظام مالی و بانکی کشورها، میزان سهولت در تأمین منابع مالی خارجی از محل انتشار اوراق بدهی یا سرمایه و میزان رقابت در صنایع ازجمله عواملی است که به ایجاد تفاوت در نتایج پژوهش‌های مشابه در کشورهای مختلف منجر می‌شود. 

بر مبنای نتایچ پژوهش، به سرمایه‌گذاران و فعالان بازار سرمایه توصیه می‌شود در ارزیابی شرکت‌ها برای انجام سرمایه‌گذاری، علاوه بر افزایش سود تقسیمی آن به ویژگی محدودیت مالی و ظرفیت استقراض و نیز سهمی که از بازار فروش محصولات در دست دارند، توجه کنند. خبر افزایش سود تقسیمی در شرایط وجود محدودیت‌های مالی و رقابتی زیاد، می‌تواند باعث تعدیل واکنش بازار (بازده غیرعادی و گردش معاملات) شود و در عین حال، بازده آیندۀ سرمایه‌گذاران را به‌دلیل کاهش نقدینگی و از دست‌دادن فرصت‌های سرمایه‌گذاری مناسب، تحت تأثیر قرار دهد.



[1] Jensen

[2] Stephens and Weisbach

[3] Aharony and Swary

[4] Whited & Wu

[5] Myers and Majluf

[6] Rozeff

[7] Watts & Zimmerman

 [1] Aharony, J., Swary, I. (1980). Quarterly dividend and earnings announcements and stockholders returns: An empirical analysis. Journal of Finance, 35: 1–12.

 [2] Almeida, H., Campello, M., Weisbach, M. S. (2007). The cash flow sensitivity of cash, Journal of Finance, 59(4): 1777–1804.

[3] Anvary Rostamy, A., Etemadi, H., Movahed, M. (2013). Investigation of the Impact of Product Market Competition on Dividend Policies. Journal of Asset management and financing, 1 (2): 1-18

[4] Aydin, A., A, Cavdar, S. C. (2015). Corporate governance and dividend policy: An empirical analysis from Borsa Istanbul Corporate Governance Index. Journal of Asset Accounting and Finance Research, 4 (3): 66-76.

[5] Badavar nahandi, Y., Darkhor, S. (2014). The Relationships Among Financial Constraint, Cash Value and Net Investment in Firms Listed, Journal of Empirical Research in Accounting, 2(8): 167-189.

 [6] Campello, M., (2003). Capital structure and product markets interactions: evidence from business cycles. Journal of Financial Economics, 68: 353–378.

[7] Chen, S., Wang, Y. (2012). Financial constraints and share repurchases. Journal of Financial Economics, 105(2): 311-331.

[8]        Datta, Sudip, Mai Iskandar-Datta, Vivek Singh (2013). Product market power, industry structure and corporate earnings management. Journal of Banking & Finance. Http://dx.doi.org /10.1016/ j.jbankfin.03.01.

 [9] Fosu. S. (2013). Capital structure, product market competition and firm performance: Evidence from South Africa. The Quarterly Review of Economics and Finance. Electronic copy available at: http://www .sciencedirect.com/science/article/pii/S1062976913000197.

[10] Giroud.X and Mueller.H. (2011). Corporate governance, product market competition, and equity prices. The Journal of Finance. Vol. Lxvi, No. 2.

[11] Jahankhani, A., Ghorbani, S. (2006). Identifying and understanding the determinants of dividend policy, Journal of Financial Reseach, 7(2): 27-48.

[12] Jensen, M. C. (1986). Agency costs of free cash flow, Corporate Financial and Takeovers,  AEA Papers and Proceedings, 76 (2): 323-329.

[13] Kim. T. N. (2011). The Impact of corporate cash holdings and dynamic financial constraints on investment-cash flow sensitivity. Electronic copy availableat: http:// ssrn.com/abstract = 1743142.

[14] Masters, N., Faff, R., Pathan, S. (2015). Financial constraints and dividend policy, Electronic copy available at: http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=228696.

[15] Meshki, M., Asi, R. M. (2012). An investigation of Relationship between Management Forecast Error with Abnormal rate of return and systematic risk at Tehran Stock Exchange, Journal of Accounting and Auditing, 66: 53-68.

[16] Michaely, Roni; Roberts, Michael R. (2012). Corporate dividend policies: Lessons from private firms. Review of Financial Studies, 25(3):  711-746.

[17] Myers, S.C. and Majluf, N.S. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have, Journal of Financial Economics, 12 (3): 187-221.

[18] Rozeff, M. S. (1982). Growth, beta and agency costs as determinants of dividend payout ratios, Journal of Financial Research, 5 (3): 249-259.

[19] Stephens, C., Weisbach, M. (1998). Actual share reacquisitions in open- market repurchase programs. Journal of Finance, 53, 313–333.

[20] Watts, R. L., Zimmerman, J. L. (1986). Positive Accounting Theory, Prentice-Hall.

[21] Whited, T., Wu, G. (2006). Financial constraints risk. Review of Financial Studies, 19: 531-559.