تاثیر ریسک اطلاعات مالی بر رابطه نمایندگی با ساختار سرمایه شرکت ها

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 کارشناس ارشد حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قزوین، قزوین، ایران

2 دانشیار حسابداری، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قزوین، قزوین، ایران

چکیده

این پژوهش، تأثیر ریسک اطلاعات مالی را در ساختار سرمایه با رویکرد نمایندگی در بازه زمانی 1383-1392 در 87 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کرده است. ساختار سرمایه، مهم‌ترین پارامتر مؤثر در ارزش شرکت‌ها است. تضاد منافع بین مدیران و مالکان که به‌دلیل نابرابری در توزیع اطلاعات پدیدار می‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌شود، ریسک اطلاعات مالی را افزایش می‌دهد و در ساختار سرمایه مؤثر است. برای آزمون فرضیه‌ها از تجزیه و تحلیل رگرسیونی با استفاده از روش داده‌های تلفیقی بهره گرفته شده است. نتایج نشان می‌دهد با افزایش تضاد منافع بین مدیران، کسری مالی و به‌تبع آن، میزان تأمین مالی از محل بدهی‌ها افزایش می‌یابد؛ بنابراین بین کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه، رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. تأثیر ریسک اطلاعات مالی شرکت‌ها در رابطۀ کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه نیز منفی و معنادار است. تأثیر ریسک اطلاعات مالی شرکت‌ها در رابطۀ کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه با مداخلۀ عدم تقارن به‌عنوان عامل نمایندگی اول تأیید شد؛ اما با مداخلۀ عدم تقارن به‌عنوان عامل نمایندگی دوم تأیید نشد.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The Effect of Financial Information Risk on Agency Relationship with Firms Capital Structure

نویسندگان [English]

  • Mina Sahrakaran 1
  • Farzin Rezaei 2
1 Islamic Azad University of Qazvin, Qazvin, Iran
2 Islamic Azad University of Qazvin, Qazvin, Iran
چکیده [English]

This research investigates the effect of financial information risk on firms' capital structure with agency approach from 2004 to end of 2013 in 87 firms listed in Tehran Stock Exchange. The conflicts of interests between managers and owners due to Information asymmetry, I ncrease the risk of financial information which is effective on capital structure. The pooled regression analysis is incorporated to test the hypotheses. The results show an increase in conflicts of interest between managers, the financing deficit increase and as a result, the financing of the debt increases, so there is a positive and significant relationship between the financing deficit and changes in capital structure. Also, the impact of financial information risk on the relationship between financing deficit and changes in capital structure is significant and negative. On the other hand, the impact of financial information risk on the relationship between financing deficit and changes in capital structure with intervention of asymmetry as a first agency proxy was confirm, but with the intervention of asymmetry as a second agency proxy was not confirm.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Information Risk
  • Capital Structure
  • information asymmetry
  • Agency Theory

مقدمه

امروزه تأمین مالی شرکت‌‌ها یکی از چالش‌برانگیزترین مباحث در حوزۀ بازارهای تأمین سرمایه است؛ به عبارتی، تصمیم‌های تأمین مالی ازجمله عواملی است که شرکت‌ها به بهترین شکل ممکن، منافع صاحبان خود را می‌توانند تأمین کنند و ثروت آنان را به حداکثر برسانند. اینکه شرکت‌چگونه منابع مالی لازم برای سرمایه‌گذاری در این فعالیت‌ها را تأمین می‌کند، ساختار سرمایۀ شرکت‌ را شکل می‌دهد [14].

دربارۀ چگونگی تأمین مالی شرکت‌ها، نظریه‌های متعددی مطرح شده است که هر یک، عامل یا عوامل خاصی را در انتخاب ساختار مطلوب سرمایه مؤثر می‌داند؛ برای مثال، در نظریۀ موازنۀ ایستا، تأکید اصلی بر نقش مالیات است؛ در حالی که نظریۀ سلسله‌مراتبی بر عدم تقارن اطلاعات و تعامل جریان نقدی و هزینۀ نمایندگی تأکید دارد [14]. نظریۀ سلسله‌مراتبی مبتنی بر مفهوم عدم تقارن اطلاعاتی در بازار است که باعث می‌شود شرکت‌ها در تأمین منابع مالی، سلسله‌مراتب معینی را طی کنند. بر مبنای این نظریه، شرکت‌ها ترجیح می‌دهند به منابعی روی آورند که کمترین میزان عدم تقارن اطلاعاتی را دارد؛ زیرا هزینۀ تأمین مالی با افزایش سطح عدم تقارن اطلاعاتی افزایش می‌یابد [20]. هرچه عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر باشد، اعتماد سرمایه‌گذاران به مدیریت شرکت کم می‌شود؛ به عبارتی، ریسک اطلاعات افزایش می‌یابد و سهامداران از سرمایه‌گذاری در شرکت، استقبال نمی‌‌کنند؛ بنابراین شرکت مجبور می‌شود از بانک‌ها وام بگیرد.

در پژوهش حاضر، از خطای پیش‌بینی سود به‌عنوان معیاری برای اندازه‌گیری عدم تقارن که عامل نمایندگی است، استفاده شده است ]16.[ با فرض نبودن انگیزۀ نمایندگی، مدیران با توجه به اطلاعات دریافتی از شرکت و صنعت در هر زمان لازم به پیش‌بینی سود اقدام می‌کنند. از آنجایی که فضای کسب و کار ایران، نوسان‌های شدید دارد، امکان فراهم‌کردن اطلاعات پشتیبان برای قضاوت و پیش‌بینی را به‌خوبی فراهم نمی‌آورد. این رویداد، درک ناقص استفاده‌کنندگان را در مقاطع زمانی مختلف که اطلاعات در دسترس آنها قرار می‌گیرد، فراهم می‌آورد؛ بنابراین در مقاطع زمانی مختلف، تقدم و تأخر در اصلاح و به‌روزرسانی اطلاعات موجب بروز عدم‌تقارن اطلاعاتی بین مدیران و مالکان می‌شود. کسری مالی، بیان‌کنندۀ عامل نمایندگی و تضاد ‌منافع مدیر با مالکان است. منظور ازکسری مالی، کسری منابع نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی است؛ به عبارتی، کسری مالی زمانی ایجاد می‌شود که منابع نقدی لازم برای ادارۀ امور شرکت و پرداخت به صاحبان منافع برون‌سازمانی (سهامداران، اعتباردهندگان و مقامات مالیاتی) کمتر از جریان‌های نقدی حاصل از فعالیت‌‌های عملیاتی باشد. همچنین هرچه این عامل افزایش یابد، شرکت‌ها برای پوشش کسری مالی، تمایل بیشتری به افزایش نسبت بدهی خود دارند؛ زیرا برای کاهش هزینه‌های نمایندگی (تضاد منافع موجود) و تأمین مالی برای پوشش کسری مالی، استقراض از بانک‌ها و مؤسسات مالی و اعتباری و یا انتشار اوراق مشارکت، راهکار مرضی‌الطرفینی تلقی می‌‌شود.

اکنون علاوه بر عدم‌تقارن اطلاعاتی که نقش مهمی در تصمیم‌های مربوط به تأمین مالی دارد، هدف این پژوهش، بررسی تأثیر ریسک اطلاعات مالی (به‌عنوان یکی از پیامدهای عمدۀ عدم‌تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران) در تصمیم‌های ساختار سرمایۀ شرکت‌های حاضر در بورس اوراق بهادار تهران با رویکرد نمایندگی است. درادامه، به مبانی نظری و پژوهش‌های پیشین اشاره می‌شود؛ سپس روش پژوهش و یافته‌های حاصل از فرضیه‌ها ارائه می‌شود. درپایان نیز خلاصه‌ای از نتایج پژوهش به همراه پیشنهادهای کاربردی و پیشنهادهای آینده ارائه شده است.

 

مبانی نظری.

مؤسسات و سازمان‌های گوناگون از لحاظ هدف و نوع فعالیت، شکل حقوقی و نوع مالکیت تفاوت‌های بسیاری با یکدیگر دارند؛ اما در تمامی مؤسسات، یک جنبۀ مشترک وجود دارد و آن لزوم قضاوت دربارۀ گذشته و تصمیم‌گیری دربارۀ آینده است. در تصمیم‌گیری مربوط به امور مالی، هر واحد تجاری باید روشی را به کار گیرد که اطلاعات اعتمادپذیر و مؤثری را در تصمیم‌های تأمین مالی به‌موقع فراهم کند [19]. در یک واحد اقتصادی، کار اصلی مدیران تصمیم‌گیری و مبنای تصمیم‌گیری نیز وجود اطلاعات است؛ به‌گونه‌ای که بدون اطلاعات درست، تصمیم‌های منطقی نمی‌توان اتّخاذ کرد؛ بنابراین اطلاعات چیزی است که ابهام را کاهش می‌دهد و انسان را به سمت تصمیم‌گیری منطقی و درست سوق می‌دهد [7]؛ به عبارتی، تصمیم‌های تأمین مالی، از مهم‌ترین تصمیمات مدیریت مالی است تا جایی که اینگونه تصمیم‌ها به علت آثاری که در ساختار مالی شرکت‌ها و منابع سرمایه‌گذاران دارد، جزء تصمیم‌های استراتژیک شرکت‌ها تلقی می‌شود. روشی که شرکت‌ها منابع مالی لازم را برای سرمایه‌گذاری در این فعالیت‌ها تأمین می‌کنند، ساختار سرمایۀ شرکت‌ها را شکل می‌دهد [3]. ساختار سرمایه به ترکیبی از بدهی و حقوق صاحبان سهام یک شرکت اشاره دارد که رفتار شرکت را در تأمین مالی عملیات کلی و رشد آن نشان می‌دهد و یکی از تصمیم‌های مهم در مدیریت مالی در نظر گرفته شده است [12].

اسدی و همکاران (1393) تأثیر عوامل مالی و غیرمالی مؤثر در تصمیم‌های مرتبط با ساختار سرمایه را بررسی کردند. نتایج نشان داد در تمامی موارد، ارتباط منفی و معنادار بین بازده دارایی با اهرم شرکت و رابطۀ مثبت و معنادار بین اندازۀ شرکت با اهرم وجود دارد. بین متغیرهایی نظیر درصد پرداخت سود تقسیمی و ارزش وثیقه‌گذاری دارایی‌ها با اهرم شرکت نیز رابطۀ معنادار وجود ندارد [6]. آن [1] و همکاران (2016) تأثیر مدیریت سود را در ساختار سرمایه بررسی کردند. نتایج نشان داد بین مدیریت سود با ساختار سرمایه، ارتباط مستقیم وجود دارد؛ به عبارت دیگر، شرکت‌ها با بیشترین مدیریت سود، بیشترین اهرم مالی را به‌عنوان معیاری برای شناسایی ساختار سرمایه دارند [2].

استفادۀ بیش از حد از بدهی در تأمین مالی به‌علت هزینۀ ورشکستگی، شرکت‌ها را دچار مخاطره می‌‌کند .وجوه ناشی از بدهی با بانک‌ها، افراد و مؤسسات مالی، همچون شرکت‌های سرمایه‌گذاری، لیزینگ (اجاره) و شرکت‌های بیمه فراهم می‌شود که در اوراق بهادار بدهی ازجمله اوراق قرضه و غیره سرمایه‌گذاری می‌کنند. تأمین مالی با حقوق صاحبان سهام، شامل سهام عادی می‌شود که هزینۀ سرمایۀ بیشتری نیز دارد؛ زیرا سهامداران در ازای ریسک بیشتری که نسبت به صاحبان بدهی تحمل می‌کنند، خواهان سود بیشتری نیز هستند [1].

ازجمله مواردی که در تصمیم‌گیری دربارۀ ساختار سرمایۀ شرکت مؤثر است، ریسک اطلاعات مالی است. علاوه بر ریسک‌های موجود در بازارهای اوراق بهادار که در همۀ بازارها عمومیت دارد؛ مانند ریسک سیستماتیک (ریسک بازار یا ریسک کاهش‌ناپذیر)، ریسک غیرسیستماتیک (ریسک کاهش‌پذیر ویا ریسک خاص شرکت) و ریسک نقدشوندگی، ریسک‌ها یا مخاطرات دیگری در بازار اوراق بهادار وجود دارد. یکی از این مخاطرات، ریسک اطلاعاتی است. این ریسک از مقولۀ اطلاعات و اطلاع‌رسانی نشأت می‌گیرد [4]. پژوهشگران در پژوهش‌های اخیر نشان دادند ریسک اطلاعات، ریسک تنوع‌ناپذیر در بازارهای سرمایه است. آنها دلایل بروز ریسک اطلاعات را در نقش عدم‌‌تقارن اطلاعاتی در میان سرمایه‌گذاران در تعیین هزینۀ سرمایه می‌دانند سرمایه‌گذاران با اطلاعات کمتر نسبت به سرمایه‌گذاران آگاه، با سطح بالاتری از ریسک اطلاعات روبه‌رو می‌شوند؛ به عبارت دیگر، این ریسک اطلاعاتی تنوع‌ناپذیر، سرمایه‌گذاران ناآگاه را به تقاضای بازده‌ بیشتر سهام با اطلاعات خصوصی بیشتر وادار می‌کند [9]. ازجمله مواردی که در ساختار سرمایۀ شرکت مؤثر است، عدم تقارن اطلاعاتی است. وجود عدم‌تقارن اطلاعاتی بین افراد درون‌سازمانی و برون‌سازمانی، در ساختار سرمایۀ شرکت‌ها تأثیر می‌گذارد؛ به‌گونه‌ای که باعث ایجاد نوعی اولویت‌بندی درتصمیم‌های تأمین مالی می‌‌‌‌شود [15]. به‌طور کلی، زمانی که نمایندگان (افراد درون‌سازمانی) در یک سوی بازار، اطلاعات بهتر و به‌هنگام‌تری (مزیت اطلاعاتی) دربارۀ شرکت نسبت به سایر گروه‌ها (افراد برون‌سازمانی) در سوی دیگر بازار داشته باشند، گفته می‌شود بازار، ویژگی عدم‌تقارن اطلاعاتی دارد. پتاچی[2] (2015) رابطۀ عدم‌تقارن اطلاعاتی و ساختار سرمایه را بررسی کرد. نتایج نشان داد شرکت‌هایی که سطح بیشتری از عدم‌تقارن اطلاعاتی داشتند، نسبت به شرکت‌هایی که سطح کمتری از عدم‌تقارن اطلاعاتی با مقررات افشای منصفانه داشتند، افزایش بدهی بیشتری را تجربه کردند [17]. واسان و بون[3] (2010) در مطالعه‌ای، رابطۀ اقلام تعهدی و عدم‌تقارن اطلاعاتی را بررسی کردند. نتایج پژوهش نشان داد بین دامنۀ تفاوت قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام و اقلام تعهدی، رابطۀ معناداری وجود ندارد [20].

همچنین با توجه به نظریۀعدم‌تقارن، مدیران از اطلاعات محرمانه و عمومی شرکت مطلع هستند و در پیش‌بینی سود هر سهم از تمام این اطلاعات استفاده می‌کنند. از آنجا ‌که افشا، پیش‌بینی واقعی مدیران از سود هر سهم در بازار سرمایۀ اجباری است، افشاگری مدیران در قالب پیش‌بینی سود هر سهم با خطای کم، دقت زیاد و ارائۀ به‌موقع، محتوای اطلاعاتی دارد و عملکرد آیندۀ واحد تجاری را انعکاس می‌دهد [19]. منظور از انگیزه‌های نمایندگی در این پژوهش، سطح شدید و سطح معتدل انگیزه‌های نمایندگی است. اهمیت سودی که مدیریت پیش‌بینی‌ می‌کند، به میزان انحراف آن با مقدار واقعی وابسته است. هرچه میزان این انحراف کمتر باشد، پیش‌بینی، خطای کمتری دارد [11]؛ اما از آنجا که اقتصاد و محیط عملیاتی شرکت، مبهم است، معمولاً سودی که مدیران پیش‌بینی می‌کنند با سود واقعی تفاوت دارد. کردستانی و فدائی کلورزی (1391) رابطۀ عدم تقارن اطلاعاتی و ساختار سرمایه را در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. نتایج حاکی است بین عدم‌تقارن اطلاعاتی و تغییرات بدهی بلندمدت، رابطۀ منفی معنادار و بین کسری مالی و تغییرات بدهی بلندمدت، رابطۀ مثبت معناداری وجود دارد. بین عدم‌تقارن اطلاعاتی و اهرم مالی و بین عدم‌تقارن اطلاعاتی و تغییرات اهرم مالی، ارتباط معناداری وجود ندارد؛ براساس این، می‌‌توان انتظار داشت با کاهش عدم‌تقارن اطلاعاتی، تأمین مالی با بدهی افزایش یابد [13]. باهاتاچاریا [4] و همکاران (2013) نیز رابطۀ کیفیت سود و عدم تقارن اطلاعاتی را بررسی کردند .آنها با توجه به یافته‌های خود، اینگونه نتیجه‌گیری کردند که کیفیت ضعیف سود، به افزایش عدم تقارن اطلاعاتی در بازارهای مالی منجر می‌شود [10].

با توجه به مبانی نظری ارائه‌شده، این پژوهش شامل فرضیه‌های زیر است:

فرضیۀ اول: بین کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه، رابطۀ مثبت و معنادار وجود دارد.

فرضیۀ دوم: ریسک اطلاعات مالی شرکت‌ها در رابطۀ کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه مؤثر است.

فرضیۀ سوم: انگیزۀ نمایندگی در تأثیر ریسک اطلاعات مالی شرکت‌ها در رابطۀ کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه مؤثر است.

 

روش پژوهش

گردآوری داده‌ها به روش کتابخانه‌ای از بانک اطلاعاتی ره‌آورد نوین، سایت کدال، سایت سازمان بورس اوراق و مراجعه به آرشیوهای آماری آن انجام شده است. داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار اکسل آمادۀ تجزیه و تحلیل شد و تجزیه و تحلیل نهایی با نرم‌افزار Eviews انجام گرفته است. نمونۀ این پژوهش شامل همۀ شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ زمانی 1392-1383 است که اطلاعات آنها در طول دوره، در دسترس باشد و شرایط زیر را داشته باشد: پایان سال مالی آنها منتهی به 29 اسفندماه هر سال باشند؛ در طول دورۀ پژوهش، تغییر سال مالی نداشته باشند؛ قبل از سال 1383 در بورس پذیرفته شده باشند؛ جزء صنعت مالی و سرمایه‌گذاری نباشند و وقفۀ معاملاتی بیشتر از 6ماه نداشته باشند. با اعمال محدودیت‌های فوق، معادل 87 شرکت، نمونۀ این شرکت را تشکیل می‌دهد

پس از گردآوری مشاهدات پژوهش، برای آزمون فرضیه‌های اول، دوم و سوم با پیروی از شیام - ساندر و مایرز[5] (1999) به‌ترتیب، الگوهای 1 و 2 با استفاده از رویکرد داده‌های ترکیبی برآورد شد. در پژوهش حاضر برای مداخله‌دادن عامل ریسک اطلاعات بر عدم تقارن به‌عنوان عامل نمایندگی، رابطۀ (1) به رابطۀ (2) تعمیم داده شده است.

برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش، معادلۀ رگرسیونی به‌شرح رابطۀ (1) برآورد شده است:

(1)

 

که در آن  تغییرات ساختار سرمایه است که از نسبت تغییرات بدهی به جمع کل دارایی‌ها به دست می‌آید. ، کسری مالی به‌عنوان (عامل نمایندگی) که از نسبت حاصل جمع سود نقدی سهام، مخارج سرمایه‌ای و تغییرات خالص در سرمایه در گردش منهای جریان نقدی عملیاتی به کل دارایی‌ها محاسبه می‌شود (شیام - ساندر و مایرز، 1999).

برای آزمون فرضیه‌های دوم و سوم پژوهش، معادلۀ رگرسیونی به‌شرح رابطۀ (2) براساس الگوی شیام - ساندر و مایرز به‌شرح زیر برازش می‌شود:

 

(2)

 

رابطۀ (2) به‌طور کلی نشان می‌دهد تغییرات در ساختار سرمایه به‌دلیل کسری منابع مالی است؛ اما عاملی به‌عنوان ریسک اطلاعات مالی  این رابطه را تعدیل می‌کند که نتایج آن در بخش یافته‌ها ذکر شده است. متغیر ، تغییرات ساختار سرمایه و متغیر ، کسری مالی (عامل نمایندگی) تعریف شده است.

برای آزمون فرضیۀ سوم نیز از رابطۀ (2) استفاده شده است. منظور از انگیزۀ نمایندگی در فرضیۀ سوم، سطح شدید و سطح معتدل انگیزۀ نمایندگی است [11]. آزمون فرضیه به این صورت است که ابتدا متغیر مداخله‌گر  (عدم تقارن به‌عنوان عامل نمایندگی اول)، که از نسبت تفاضل سود واقعی هر سهم از سود پیش‌بینی‌شدۀ هرسهم به سود واقعی هر سهم شرکت محاسبه می‌‌شود، مرتب می‌شود؛ سپس 30 درصد بالا،30 درصد پایین و 40 درصد میانی متغیر مذکور را جدا می‌کنیم که به‌ترتیب، سطح بیشترین‌، کمترین و معتدل‌ترین اثر نمایندگی را دارد. آن‌گاه رابطۀ (2) را یکبار برای 60 درصد سطح شدید نمایندگی
(30 درصد بالا و 30 درصد پایین) و یکبار برای
40 درصد سطح معتدل (میانی) نمایندگی انجام می‌دهیم. درادامه، برای تکمیل آزمون فرضیۀ سوم، روش  را برای متغیر مداخله‌گر  (عدم‌تقارن به‌عنوان عامل نمایندگی دوم) نیز تکرار می‌کنیم [11]. این متغیر از انحراف معیار نسبت سود پیش‌بینی هر سهم به جمع حقوق صاحبان سهام محاسبه می‌شود. تعریف متغیرهای الگو و نحوۀ اندازه‌گیری آنها در جدول 1 ارائه شده است:

 

تعریف عملیاتی

نماد

متغیر

نوع متغیر

 

:  تغییرات بدهی :  جمع کل دارایی‌ها

 

تغییرات ساختار سرمایه

وابسته

 

:   بازده ماهانۀ سهام     :  متوسط بازده ماهانۀ سهام

 

ریسک اطلاعات مالی

مداخله‌گر

تغییرات خالص در سرمایه در گردش

 : سود نقدی سهام : جریان نقدی عملیاتی

:  مخارج سرمایه‌ای  :جمع کل دارایی‌ها

 

کسری مالی
(عامل نمایندگی)

مستقل

 

:  سود پیش‌بینی‌شدۀ هر سهم :  سود واقعی هر سهم

 

عدم تقارن

(عامل نمایندگی)

مداخله‌گر

 

:  سود پیش‌بینی‌شدۀ هر سهم : جمع حقوق صاحبان سهام

 

عدم تقارن
(عامل نمایندگی)

جدول (1) تعریف عملیاتی متغیرهای پژوهش

 

 


یافته‌ها.

آمار توصیفی متغیرهای پژوهش که با استفاده از داده‌های 87 شرکت فعال در بورس اوراق بهادار تهران، در دوره‌های زمانی بین سال‌های 1383 تا 1392 اندازه‌گیری شده است، شامل تعداد مشاهدات، میانگین، انحراف معیار، حداقل، حداکثر، ضرب چولگی و ضریب کشیدگی است.

نتایج نشان می‌دهد میانگین متغیر وابسته 07/0 و به‌طور متوسط، بدهی شرکت با مقدار 07/0 بیشتر از دارایی شرکت است. کسری مالی بیان‌کنندۀ عامل نمایندگی بین مدیر با مالکان است؛ به عبارتی، کسری مالی زمانی ایجاد می‌شود که مقدار منابع نقدی لازم برای ادارۀ شرکت و پرداخت به سهامداران کمتر از جریان‌های نقدی حاصل از فعالیت‌های عملیاتی باشد. در اینجا، به‌طور متوسط شرکت‌ها 019/0-  مازاد دارند. ریسک اطلاعات با میانگین 211/0 به این معنا است که هرچه میزان بازده ماهانۀ سهام از متوسط بازده ماهانه فاصله می‌گیرد، اطلاعات لازم بین افراد، توزیع متقارن ندارد و بدین‌ترتیب، بازده اضافی را برای افرادی فراهم می‌کند که به اطلاعات محرمانه دسترسی دارند و به همین دلیل، ریسک اطلاعات بین افراد مطلع و غیرمطلع افزایش می‌یابد. عدم‌تقارن شاخص اول با میانگین 059/0 نشان می‌دهد هرچه نسبت تفاضل سود واقعی هر سهم با سود پیش‌بینی به سود واقعی افزایش یابد، عدم‌تقارن بین مالک و مدیر در گزارش سود بیشتر می‌شود. عدم تقارن شاخص دوم با میانگین 057/0 نیز نشان‌دهندۀ عدم‌تقارن بین مدیر و مالکان است.

برای آزمون فرضیۀ اول پژوهش، قبل از تخمین رابطۀ (1) برای انتخاب بین روش داده‌های ترکیبی یا مقطعی از آزمون تشخیصی F استفاده می‌شود. با توجه به اینکه سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون  لیمر بیشتر از 05/0 است، روش داده‌های مقطعی پذیرفته می‌شود؛ بنابراین، الگوی مربوط باید به روش داده‌های ترکیبی معمولی برآورد شود. نتایج برازش رابطۀ (1) برای آزمون فرضیۀ اول در جدول 2 ارائه شده است.


جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش

 

متغیر

ضرایب

آمارۀ t

سطح معناداری

عرض از مبدأ

076/0

54/18

000/0

DEF

06/0

65/2

008/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

068/0

آمارۀ فیشر (معناداری)

01/7      (008/0)

آمارۀ دوربین واتسون

88/1

آمارۀ  لیمر (معناداری)

08/1       (298/0)

 

 

نتایج نشان می‌دهد ضریب و سطح معناداری کسری مالی به‌ترتیب، برابر (06/0) و (008/0) است که وجود ارتباط مثبت و معنادار این متغیر را با تغییرات ساختار سرمایه نشان می‌دهد؛ بنابراین شواهدی مبنی بر رد این فرضیه یافت نشد و این فرضیه تأیید می‌شود.

برای آزمون فرضیۀ دوم پژوهش، قبل از تخمین رابطۀ (2)، برای انتخاب بین روش داده‌های ترکیبی و مقطعی از آزمون تشخیصی F استفاده می‌شود. با توجه به اینکه سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون  لیمر بیشتر از 05/0 است، روش داده‌های مقطعی پذیرفته می‌شود؛ بنابراین، الگوی مربوط باید به روش داده‌های ترکیبی معمولی برآورد شود. نتایج برازش رابطۀ (2) برای آزمون فرضیۀ دوم در جدول 3 ارائه شده است.

 

جدول (3) نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش

 

متغیر

ضریب

آمارۀ t

معناداری

عرض از مبدأ

075/0

53/18

000/0

DEF

095/0

62/3

000/0

DEF *

175/0-

77/2-

006/0

ضریب تعیین تعدیل‌شده

074/0

آمارۀ فیشر

17/7   (000/0)

آمارۀ دوربین واتسون

99/1

آمارۀ  لیمر

09/1    279/0

 

 

نتایج نشان می‌دهد ضریب و سطح معناداری (کسری مالی*ریسک اطلاعات مالی) به‌ترتیب، برابر (175/0-) و (006/0) است که وجود تأثیر منفی و معنادار ریسک اطلاعات مالی را در رابطۀ کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه نشان می‌دهد؛ به عبارتی، ریسک اطلاعات، شدت ضریب کسری مالی را از (06/0) به (175/0) افزایش و جهت آن را تغییر داده است؛ بنابراین شواهدی مبنی بر رد این فرضیه یافت نشد و این فرضیه تأیید می‌شود. برای آزمون فرضیۀ سوم پژوهش، قبل از تخمین رابطۀ (2) برای انتخاب بین روش داده‌های ترکیبی یا مقطعی از آزمون تشخیصی F استفاده شده است. با توجه به اینکه سطح معناداری به‌دست‌آمده از آزمون  لیمر بیشتر از 05/0 است، روش داده‌های مقطعی پذیرفته می‌شود؛ بنابراین، الگوی مربوط باید به روش داده‌های ترکیبی معمولی برآورد شوند. نتایج برازش رابطۀ (2) برای آزمون فرضیۀ سوم در جدول 4 ارائه شده است.


جدول (4) نتایج آزمون فرضیۀ سوم پژوهش

 

 

60% سطح شدید متغیر AG1

40% سطح میانی متغیر AG1

متغیر

ضریب

معناداری

آمارۀ t

ضریب

معناداری

آمارۀ t

عرض از مبدأ

0003/0-

509/0

659/0-

001/0

000/0

47/5

DEF

012/0-

017/0

38/2-

002/0

201/0

28/1

DEF *

001/0

020/0

31/2

004/0

002/0

07/3

آمارۀ F فیشر (معناداری)

36/1  (019/0)

17/1  (137/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

035/0

017 /0

آمارۀ دوربین واتسون

14/2

15/2

 

60% سطح شدید متغیر AG2

40% سطح میانی متغیر AG2

متغیر

ضریب

معناداری

آمارۀ t

ضریب

معناداری

آمارۀ t

عرض از مبدأ

003/0

000/0

05/4

001/0

000/0

77/8

DEF

59/9

484/0

698/0

10/3-

971/0

035/0-

DEF *

0002/0-

177/0

350/1-

003/0

025/0

23/2

آمارۀ F فیشر (معناداری)

274/2   (000/0)

31/1 (034/0)

ضریب تعیین تعدیل‌شده

114/0

030/0

آمارۀ دوربین واتسون

13/2

19/2

 

نتایج نشان می‌دهد ضریب و سطح معناداری (کسری مالی * ریسک اطلاعات مالی) در نمونه‌های مختلف با توجه به الگو‌های تخمین‌زده‌شده به‌ترتیب، در الگوی اول برابر (001/0) و (020/0)، در الگوی دوم برابر (004/0) و (000/0)،  در الگوی سوم برابر (0002/0-) و (177/0) و در الگوی چهارم برابر (003/0) و (025/0) است. باتوجه به تفاوت ظاهری در مقادیر به‌دست‌آمده، برای آزمودن تفاوت معناداری آماری آنها از آزمون کرامر استفاده شد. مقدار آمارۀ z به میزان (145/7) و سطح معناداری آن (000/0) شد؛ بنابراین تفاوت معناداری بین ضرایب تعاملی کسری مالی و ریسک اطلاعات مالی با تغییرات ساختار سرمایه در انگیزه‌های شدید و ضعیف مدیریتی به‌طور معنادار وجود دارد.

 

نتایج و پیشنهادها.

همانگونه که گفته شد، هدف اصلی این پژوهش، بررسی تأثیر ریسک اطلاعات مالی و رویکرد نمایندگی در ساختار سرمایه است. در پژوهش حاضر، اطلاعات مالی 87 شرکت در دورۀ زمانی 10 ساله، از سال 1383 تا 1392 تحلیل شد که نتایج نهایی به‌شرح زیر به دست آمده است.

نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ اول نشان می‌دهد بین کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه، رابطۀ مثبت و معنادار وجود دارد. کسری مالی به‌عنوان عامل نمایندگی، عامل مهم و تأثیرگذار در ساختار سرمایه است؛ به‌گونه‌ای که هرچه میزان عدم‌تقارن اطلاعاتی بین مدیر و مالکان افزایش می‌یابد، نسبت بدهی استفاده‌شده برای پوشش کسری مالی نیز افزایش می‌یابد؛ به عبارتی، شرکت‌هایی که بیشتر از منابع داخلی استفاده می‌کنند، تمایل بیشتری به افزایش نسبت بدهی خود دارند. نتایج این فرضیه دربارۀ تأثیر مثبت و معنادار کسری مالی و تغییرات ساختار سرمایه، با نتایج پژوهش قبلی بهارات[6] [2009] و کردستانی و فدایی کلورزی [1391] مطابق است. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ دوم نشان می‌دهد تأثیر ریسک اطلاعات مالی شرکت‌ها در رابطۀ کسری‌ مالی و تغییرات ساختار سرمایه، منفی و معنادار است. توزیع متقارن اطلاعات، نقش مهمی در تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی دارد؛ به‌گونه‌ای که هرچه اطلاعات مالی گزارش‌شده دقت بیشتری داشته باشد، عدم‌تقارن اطلاعاتی ناشی از اطلاعات مالی میان مشارکت‌کنندگان در بازار کاهش خواهد یافت؛ به عبارتی، کیفیت توزیع اطلاعات با کاهش ریسک اطلاعات با متقارن‌کردن اطلاعات، هزینه‌های گزینش معکوس را کاهش می‌دهد و زمینۀ بیشتر برای صدور سهام فراهم می‌شود. نتایج این فرضیه دربارۀ تأثیر ریسک اطلاعات مالی در رابطۀکسری با تغییرات ساختار سرمایه با نتایج پژوهش‌های قبلی بیدل [7] و همکاران [2006] و ایزلی و اوهارا [8] [2004] همسو است. نتایج حاصل از آزمون فرضیۀ سوم نشان می‌دهد، سطح معناداری کسری مالی و ریسک اطلاعات مالی در سطح خطای 05/0 در عامل نمایندگی اول تأیید شد؛ اما در عامل نمایندگی دوم تأیید نشد. براساس نتایج به‌دست‌آمده از این پژوهش و با توجه به اینکه کسری مالی ناشی از عملیات و پرداخت‌نشدن به سهامداران به افزایش استقراض منتهی می‌شود، توصیه می‌شود شرکت‌ها با مدیریت سرمایه در گردش و سیاست‌های مناسب تقسیم سود از افزایش ریسک مالی پرهیز کنند. در پژوهش حاضر برای محاسبۀ ریسک اطلاعات مالی از بازده غیرعادی استفاده شد؛ بنابراین برای پژوهش‌های آینده پیشنهاد می‌شود برای محاسبۀ ریسک اطلاعات از کیفیت اقلام تعهدی استفاده ‌شود.



[1]. AN

[2]. Petachi

[3]. Wasan & Boon

[4]. Bhattacharya

[5]. Shyam-Sunder

[6]. Bharath

[7]. Biddle & Hilary

[8] .Easley & O`Hara

]1[ Afza, T., & Hussain, A. (2011). Determinants of capital structure: A case study of automobile sector of pakistan. Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business. 10: 219-230.

]2[ An, Z., Li, D., &Yu, J. (2016). Earnings management, capital structure, and the role of institutional environments. Journal of Banking & Finance. (68): 52-131.

]3[ Ansari, A., & Abbasi, A. (1391). The effect of added value tax on the capital structure and the profitability of companies listed in Tehran Stock Exchange. Journal of The Accounting and Auditing Review. 1(4): 37-63. (in Persian).

]4[ Arabmazar Yazdi, M., & Talebiav, M. (1387). Financial reporting quality, information risk and cost of capital. Empirical Studies in Journal of Financial Accounting. 21: 1-30. (in Persian).

]5[ Asadi, A. (1393). The effect of firms characteristics and moderating role of government ownership on capital structure in Tehran Stock Exchange. Journal of The Accounting and Auditing Review. 3(12): 60-89. (in Persian).

]6[ Asadi, Gh., Bayat, M., & Naghdi, S. (1393). Financial and non-financial factors effective on capital structure decisions. Empirical Research in Accounting. 4(14): 187-203. (in Persian).

]7[ Azizi, A., Saffar, M., Ferghandost Haghigi, K., & Alimadad, M. (1387). Information technology and its role in financial reporting. The Auditor Journal. 4, 5: 24-31. (in Persian).

]8[ Biddle, G., & Hilary, G. (2006). Accounting quality and firm-level capital investment. The Accounting Review. 81: 963-982.

]9[ Bharath, S. T., Pasquariello, P., & Wu, G. (2009). Does asymmetric information drive capital structure decisions? The Review of Financial Studies. 22: 3211-3243.

]10[ Bhattacharya, N., Desai, H., & Venkataraman, K. (2013). Does earnings quality affect information asymmetry? Evidence from trading costs. Contemporary Accounting Research. 30: 482–516.

[11] Dittmar, A., & Thakor, A. (2007). Why do firms issue equity? Journal of. Financ. 62: 1–53.

]12[ Easley, D., & O`Hara, M. (2004). Information and the cost of capital. Journal of Finance. 59:1553-1583.

]13[ Fathi, S., Abzari, M., & Habibi, S. (1393). Meta-analysis of the determinants of the capital structure of the company .Journal of Asset Management & Financing. 2(1): 55-74. (in Persian).

]14[ Kordestani, GH., & Fadaei, E. (1391). The relationship between information asymmetry in Tehran Stock Exchange. Journal of Financial Accounting Research. 2(7): 77-100. (in Persian).

[15] Myers, S., & Majluf, N. (1984). Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have. Journal of Financial Economics.13: 87–221.

[16] Pan, l., Lin, C., & Ho, k. (2015). Information ratings and capital structure. Journal of Corporate Finance. 31: 17-32.

]17[ Petachi, R. (2015). Information asymmetry and capital structure: Evidence from regulation FD. Journal of Accounting and Economics. 59: 143–162.

[18] Soleimani, Gh., & Taheri, M. (1391). The impact of EOS on cost of capital of listed companies in Tehran Stock Exchange. Journal of Securities Exchange.5(20): 7-27. (in Persian).

[19] Soltani., F. (1394). The effect of product market competition on the timeliness and quality of financial information disclosure. Master Thesis Accounting, Qavin Islamic Azad University. (in Persian).

[20] Wasan, S., & Boone, P. (2010). Do accruals exacerbate information asymmetry in the market? Advances in Accounting. 26: 66-78.