بررسی تأثیر ساختار سرمایه بر نرخ بازده دارایی‌ها و ارزش افزودۀ اقتصادی با توجه به شدت رقابت در بازار محصول در صنعت (مطالعه موردی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران)

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانشیار، گروه مدیریت بازرگانی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری، دانشگاه یزد، یزد، ایران

2 کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی- مالی، گروه مدیریت بازرگانی، دانشکده اقتصاد، مدیریت و حسابداری دانشگاه یزد، یزد، ایران

3 کارشناس ارشد مدیریت بازرگانی- مالی، گروه مدیریت، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران

چکیده

ایجاد ارزش برای سهامداران از اهداف مهم شرکت­ها است و هنگامی محقق می­شود که شرکت­ها سلامت مالی داشته باشند. ساختار تأمین مالی که یکی از مهم‌ترین تصمیم‌های مدیران است، در رفتار شرکت­ها در بازار محصول، تلاش آنها برای رقابت و درنهایت، در بازده­‌های رقابتی تأثیر می­گذارد. توجه به بازار رقابت در تعیین روش تأمین مالی مناسب در افزایش بازده شرکت­ها اهمیت دارد. در این پژوهش، رابطۀ ساختار سرمایه و عملکرد شرکت­ها بررسی و توجه ویژه‌ای به رقابت در بازار محصول در صنایع شده است. نتایج بررسی داده­های مالی برگرفته از صورت­های مالی 81 شرکت تولیدی در بازده زمانی 1388 – 1393 با به‌کارگیری نرم افزار استتا 11 نشان‌دهندۀ تأثیر منفی اهرم مالی در نرخ بازده دارایی­ها است. اثر تعدیل‌کنندگی رقابت بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده دارایی­ها، منفی و معنادار است؛ اما اثر تعدیل‌کنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ منفی بین اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی، مثبت و معنادار است.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Examination of Relationship between Stock Systematic Risk and Skewness of Returns Studying the Effect of Capital Structure on the Return on Assets and Economic Value Added by Attention to Intensity of Product Market Competition in the Industry (Case Study of Companies Listed in Tehran Stock Exchange)

نویسندگان [English]

  • Saeid Saeida Ardakani 1
  • Minoo Izadi 2
  • Fatemeh Izadi 3
1 Associate Professor, Department of Business Administration, Faculty of Economics, Management and Accounting, University of Yazd, Yazd, Iran
2 MSc. in Business Administration, Department of Business Administration, Faculty of Economics, Management and Accounting, University of Yazd, Yazd, Iran .
3 MSc. in Business Administration, Department of Management, Faculty of Administrative Sciences and Economics, University of Isfahan, Isfahan, Iran
چکیده [English]

Creating value for stockholders is one of the important objectives of the companies, and will be realized when the firm enjoy financial health. Financing structure –as one of the important managerial decisions, affect the firms` behavior in product market, their efforts to compete, and finally their competitive return. In financing decisions, it’s important to concern about market competition to achieve target return. In this study we examined the effect of capital structure on firm performance concerning product market competition. The sample includes 81 manufacturing companies listed in Tehran Stock Eschnage, and the time period includes 2009-2014. The results show negative effect of financial leverage on ROA. Also the mediation role of capital market competition is negative and significant. But this mediation role is significantlye positive when the dependent variable is economic value added.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Capital Structure
  • Product market competion
  • Corporate performance
  • Economic value added

مقدمه


به‌حداکثررساندن ارزش شرکت­ها مستلزم اجرای طرح‌های سودآور است. در دنیای امروز با توجه به شرایط بازار رقابت، تعیین روش تأمین مالی مناسب برای افزایش سودآوری و ادامۀ حیات شرکت­ها امری ضروری است [29]. مجموعه تصمیم‌های مالی مدیران در زمینۀ تعیین ساختار سرمایۀ بهینه بسیار مهم است. مدیران شرکت­ها تصمیم‌های مربوط به ساختار سرمایۀ خود را برای به‌حداکثررسانی ارزش شرکت اتخاذ می­کنند؛ در حالی که مدیران سطوح متفاوت اهرمی را در پیش روی خود دارند و می‌کوشند به بهترین ساختار سرمایه دست پیدا کنند [35]. برای بسیاری از مدیران تعیین سطح بهینه‌ای از ساختار سرمایه که موجب به حداکثر رساندن ثروت سهامداران می‌شود، اهمیت زیادی دارد. تصمیم‌های مربوط به ساختار سرمایه در بستری مستمر برای جریان عملیاتی شرکت اتخاذ می‌شود [10]؛ بنابراین میزان اهرم مالی در ساختار سرمایۀ شرکت، انتخاب نوع فعالیت­های عملیاتی شرکت­ها را تحت تأثیر قرار می­دهد که این فعالیت­ها به نوبۀ خود، عملکرد شرکت را تحت تأثیر قرار می­دهد [22]. وقتی شرکتی از نظر مالی در سطح بهینۀ ساختار سرمایۀ خود نباشد، تغییر در اهرم مالی آن می‌تواند سبب کاهش میانگین موزون هزینۀ سرمایۀ آن شود و بدین‌ترتیب، ساختار سرمایۀ آن به سطح مطلوب نزدیک می­شود؛ بنابراین تغییر در ساختار سرمایۀ شرکت­ها در ارزش آنها تأثیرگذار است؛ درنتیجه،  تغییر ساختار مالی شرکت­ها در ارزش شرکت، ارزش افزودۀ اقتصادی و ارزش افزودۀ بازار آن می‌تواند تأثیر بگذارد [37]. براساس یافته­های گرد و همکاران (1393) بین متغیر­های نسبت کل بدهی به کل حقوق صاحبان سهام، نسبت کل بدهی بلندمدت به کل دارایی و نسبت کل بدهی به کل سرمایه به‌عنوان معیاری از ساختار سرمایه با معیار ارزیابی عملکرد (بازده دارایی‌ها) رابطۀ معنادار وجود دارد [13]. پژوهش‌های بسیاری دربارۀ رابطۀ اهرم مالی و عملکرد شرکت انجام شده و نتایج متناقضی به دست آمده است. برخی از پژوهشگران بیان کرده‌اند اهرم، اثر منفی در عملکرد دارد. گروه دیگری گفته‌اند اهرم، اثر مثبت در عملکرد دارد [22]. برخی از پژوهشگران، انتخاب بهترین نوع منابع مالی را برعهدۀ مدیریت براساس درک وی از شرایط کنونی و نیازهای مالی شرکت می‌دانند و برخی شرایط بازار را در انتخاب منابع مالی موجود مؤثر می‌دانند. انتخاب از بین منابع مالی علاوه بر آنکه در کسب بازده مناسب برای شرکت و سرمایه‌گذاران نقش دارد، مسلماً تعهداتی را برای شرکت به همراه خواهد آورد که  نوع تصمیم‌های مالی و تعهدات مدیریت را با محدودیت در تصمیم‌گیری می‌تواند مواجه کند [8]. شیوۀ تأمین مالی شرکت در رفتار شرکت در بازار محصول و انگیزۀ شرکت برای رقابت و نیز رفتار سایر مشارکت‌کنندگان بازار و درنتیجه، در بازده‌های رقابتی تأثیر می‌گذارد [7]. مطالعات اخیر نشان داده است علاوه بر عوامل داخلی شرکت، عوامل خارجی از مرز‌های شرکت همچون شرایط ساختار بازار، وضعیت رقابت و فعالیت رقبا نیز تصمیم‌های مالی یک شرکت را می‌تواند تحت تأثیر قرار دهد؛ به‌طور مثال، فوسو[1] (2013) بیان کرد اهرم مالی، تأثیر مثبت و معناداری در عملکرد شرکت دارد. رقابت بازار محصول نیز تأثیر عملکردی اهرم را افزایش می‌دهد [9]. گوگردچیان و همکاران (1396) بیان کردند از میان شاخص‌های معرفی‌شدۀ رقابت، تمرکز صنعت، قابلیت جانشینی کالا، اندازۀ بازار و شاخص Q توبین در بازده سهام شرکت­ها تأثیر منفی و معنادار داشته است؛ ولی موانع ورود در بازده سهام، تأثیر معناداری نداشته است؛ بنابراین می­توان نتیجه گرفت شرکت­های با توان رقابتی زیاد، بازده کمی کسب کرده­اند [12]. جرمیاس[2] (2008) آثار شدت رقابت و استراتژی­های کسب وکار را در رابطۀ اهرم مالی و عملکرد شرکت­ها بررسی کرد. نتایج نشان داد اهرم به‌طور منفی، با عملکرد در ارتباط است. علاوه بر آن، شدت رقابت، اثر منفی در رابطۀ بین اهرم مالی و عملکرد شرکت­های مدّنظر دارد. براساس بررسی­های این پژوهش، رابطۀ اهرم مالی و عملکرد برای شرکت­های با استراتژی تمایز محصول در مقایسه با شرکت‌های با استراتژی رهبری هزینه، منفی­تر بوده است؛ بنابراین رقابت جانشینی برای بدهی در محدودکردن رفتار فرصت‌طلبانۀ مدیران می‌تواند باشد [22].

براساس نظریۀ مسئولیت محدود با افزایش رقابت، شرکت­ها تمایل پیدا می­کنند برای به‌دست‌آوردن یک مزیت استراتژیک به رفتار تهاجمی در بازار محصول متعهد باشند؛ درنتیجه، از بدهی بیشتری استفاده می­کنند [20]؛ اما براساس نظریۀ براندازی با افزایش رقابت بازار، یک شرکت با بدهی زیاد در معرض تهدید و براندازی با یک شرکت با بدهی کم قرار می­گیرد؛ بنابراین شرکت­ها تمایل دارند سطوح بدهی را کاهش دهند [16]. به‌دلیل تأثیر متناقض اهرم در عملکرد، این تأثیر مشروط به متغیر­هایی نظیر شدت رقابت در بازار محصول باید مدّنظر قرار بگیرد [30]. ویژگی مهم رقابت این است که بیشتر از یک بنگاه در بازار وجود دارد و همین خصیصه باعث می­شود بنگاه­ها از لحاظ عملکرد با یکدیگر مقایسه شوند. مقایسه‌پذیربودن بنگاه‌ها این امکان را به سرمایه­گذاران می­دهد تا بنگاه‌های با عملکرد مطلوب را برای سرمایه­گذاری انتخاب کنند؛ بنابراین در این پژوهش، ضمن بررسی تأثیر اهرم مالی در عملکرد شرکت­ها، تأثیر رقابت در بازار محصول بر رابطۀ این دو متغیر سنجش و بررسی شده است. برای بررسی عملکرد شرکت­ها نیز از زوایای مختلف، برای سنجش عملکرد از دو رویکرد حسابداری (نرخ بازده دارایی­ها) و رویکرد اقتصادی (ارزش افزودۀ اقتصادی) استفاده شده است که به نوبۀ خود نگاهی نو به بررسی عملکرد شرکت­ها است.

 

مبانی نظری

یکی از راه­های برخورد با تضاد منافع موجود بین سهامداران و مدیران، استفاده از سیستم­های ارزیابی عملکرد است [19]؛ به عبارتی، اندازه­گیری عملکرد موجب پیدایش اطلاعات به‌هنگام و با ارزش برای تصمیم­گیری مدیران ازجمله تصمیم­گیری دربارۀ سرمایه‌گذاری­ها می­شود [28]. مطالعات بسیاری در زمینۀ معیارهای ارزیابی عملکرد شرکت­ها و مدیران انجام شده است که نتایج به‌دست‌آمده به ارائۀ رویکردهای زیر منجر شده است: نخست رویکرد حسابداری است؛ یعنی روش­هایی که در آن از اطلاعات حسابداری برای ارزیابی عملکرد استفاده می‌شود و نسبت­هایی چون بازده حقوق صاحبان سهام و نرخ بازده دارایی­ها، در این رویکرد جای می­گیرند. یکی از پیامد­های سیر تحول مالی، استفاده از نسبت­های مالی برای ارزیابی عملکرد و تجزیه و تحلیل صورت‌های مالی است که بنیان آن به‌طورکامل به صورت­های مالی شامل ترازنامه، صورت سود و زیان و صورت گردش وجوه نقد بستگی دارد [23]. دوم رویکرد مدیریت مالی است که در آن، اغلب از نظریه‌های مدیریت مالی نظیر الگوی قیمت‌گذاری دارایی­های سرمایه‌ای[3] (CAPM) و مفاهیم ریسک و بازده استفاده می­شود. تأکید اصلی این رویکرد بر تعیین بازده اضافی هر سهم است [2]. و سوم رویکرد تلفیقی است که در آن ترکیبی از اطلاعات حسابداری و بازار برای ارزیابی عملکرد به کار برده می‌شود.کلیّۀ نسبت­هایی که به نسبت ارزشیابی مشهور است، در این دسته قرار دارد. این نسبت­ها با ترکیب ریسک و بازده با اطلاعات بازار و ترکیب آن با اطلاعات حسابداری، مبنای ارزشیابی مناسبی را برای ارزیابی عملکرد شرکت­ها فراهم می­آورند [23]. و آخرین رویکرد، رویکرد اقتصادی است که در آن از مفاهیم اقتصادی استفاده می‌شود، عملکرد واحد تجاری با تأکید بر قدرت سودآوری دارایی­های شرکت و با توجه به نرخ بازده و نرخ هزینۀ سرمایه به‌کاررفته ارزیابی می­شود. ارزش افزودۀ اقتصادی، ارزش افزودۀ اقتصادی تعدیل‌شده و ارزش افزودۀ بازار در این گروه جای دارد [2].

یکی از جدیدترین معیار­های مبتنی بر ارزش، معیار ارزش افزودۀ اقتصادی است. براساس این معیار، ارزش شرکت به بازده و هزینه سرمایۀ به‌کارگرفته‌شدۀ شرکت بستگی دارد. ارزش افزودۀ اقتصادی، ارزش کلی شرکت را از دیدگاه­ صاحبان سهام شرکت و سرمایه­گذاران بالقوه نشان می­دهد. از ویژگی‌های مهم این شاخص آن است که صاحبان سرمایۀ شرکت به‌طور واقعگرایانه­ای، سود عملیاتی شرکت را با درنظرگرفتن سرمایۀ شخصی سرمایه­گذاری‌شده در حوزۀ کسب وکار و درآمد­های حاصل از آن ارزیابی می­کنند [32]. از آنجا ­که ایجاد ارزش و افزایش ثروت سهامداران در بلندمدت از مهم‌ترین اهداف شرکت­ها به شمار می­رود و افزایش ثروت تنها درنتیجۀ عملکرد مطلوب حاصل خواهد شد، به‌حداکثر رسیدن ارزش شرکت زمانی تحقق می­یابد که شرکت، سلامت مالی داشته باشد؛ یعنی منابع مالی آن به‌درستی انتخاب و به‌شکل صحیحی استفاده شود [23]. سرمایه‌گذاران با توجه به جدایی مالکیت از مدیریت، نیاز به منابع مالی وسیع در شرکت­ها و علاقۀ دارندگان منابع مالی به استفاده از منابع خود برای افزایش ثروت، عملکرد شرکت­ها و ساختار سرمایۀ آن را باید تجزیه و تحلیل کنند تا به سرمایه‌گذاری صحیح دست یابند. بنگاه­های اقتصادی نیز برای ورود به تجارت و ادامۀ فعالیت در آن به سرمایه نیاز دارند. تأمین­کنندگان منابع مالی، سرمایه‌گذاران (سهامداران) و اعتباردهندگانند که هر گروه به دنبال منافع خود است. آنچه تأمین­کنندگان را تشویق می­کند تا منابع خود را در فعالیت مشخصی به کار گیرند، عملکرد مطلوب آن فعالیت است که به دنبال آن، ارزش شرکت و درنتیجه، ثروت سهامداران افزایش می­یابد [29]. خدامی‌پور و اسماعیلی (1389) بیان کردند تغییرات اهرم مالی در تبیین عملکرد عملیاتی دورۀ جاری، رابطۀ ارزشی و قدرت توضیح‌دهندگی دارد؛ به‌گونه‌ای که با مشاهدۀ تغییرات اهرم مالی در دورۀ جاری، عملکرد عملیاتی شرکت را در دورۀ جاری می‌توان تجزیه و تحلیل کرد. از آنجا که بازار در دورۀ جاری، این متغیر را نشانه­ای از عملکرد عملیاتی در نظر نمی‌گیرد و آن را در قیمت این دوره منعکس نمی­کند، تأثیر تغییر عملکرد در قیمت دورۀ بعد لحاظ می­شود [24]. براساس نظر مایرز[4] (1996)، جنسن[5] (1986) و استولز[6] (1990) الگویی توسعه داده شد که براساس آن، تأمین منابع مالی با بدهی، مشکلات مربوط به سرمایه­گذاری بی‌رویه و افراطی مدیران را کاهش می­دهد؛ اما موجب بدترشدن سرمایه‌گذاری کمتر از حد مدیران می­شود. این الگو بیان می‌کند بدهی می­تواند هر دو تأثیر مثبت و منفی را بر شرکت­ها داشته باشد و این تأثیر دوگانه دربارۀ همۀ شرکت­ها دیده می­شود [27]. از طرفی بدهی می­تواند باعث بهبود عملکرد یک شرکت شود؛ زیرا مدیران را مجبور می­کند تصمیم‌هایی اتّخاذ کنند که ارزش شرکت به حداکثر برسد. جنسن (1986) و استولز (1990) به نظم‌دهندگی بدهی اشاره کردند و گفتند بدهی، هزینۀ نمایندگی جریان نقدی آزاد را با کاهش جریان نقد در دسترس مدیران برای استفاده­های شخصی کاهش می­دهد. به‌علاوه تهدید به شکست، بدهی را به  نیروی انگیزانندۀ قوی‌ای مبدل می‌کند که می­تواند موجب کارایی بیشتر شرکت شود [11]. نظریۀ هزینۀ نمایندگی، این ایده را مطرح می­کند که منافع مدیران شرکت و سهامداران به‌طور کامل با هم هماهنگ نیست. براساس نظر جنسن و مکلینگ[7] (1976) این مسأله از جدایی مالکیت از مدیریت نشأت می­گیرد؛ به‌گونه‌ای که مدیران تمایل دارند اهداف شخصی خود را در مقایسه با ارزش شرکت بیشینه کنند. این تضاد ممکن است در وضعیتی ایجاد شود که مدیران انگیزه دارند ریسک زیادی را بپذیرند و درنتیجه، بخشی از این ریسک به استراتژی­های سرمایه‌گذاری شرکت منتقل می­شود [21]. از طرفی  بدهی به‌دلیل مالیات‌پذیربودن آن، عملکرد شرکت را بهبود می‌بخشد؛ زیرا بخشی ازهزینۀ سرمایه از سهامداران به دولت منتقل می­شود [26]. نتایج پژوهش باندیوپا دهای و مالینی باروا[8] (2016) فرضیه­های مرتبط با اطلاعات نامتقارن، هزینه‌های نمایندگی، سیگنالینگ و جنبه­های نقدینگی را در تعیین تصمیم‌های مربوط به ساختار سرمایه نشان داد [5].

هزینۀ نمایندگی ممکن است از تضاد اعتباردهندگان و صاحبان سرمایه به وجود آید. این تضاد زمانی حاصل می­شودکه ریسک از پیش‌تعیین شده­ای که به‌دلیل استفاده از بدهی به وجود آمده است، به اعتقاد مایزر (1977) موجب سرمایه‌گذاری کمتر از حد یا برآمدگی بدهی می­­شود. در این مورد، بدهی، تأثیر منفی در ارزش شرکت دارد [27]. به‌علاوه، تأمین مالی با بدهی، ریسک‌گریزی مدیران را افزایش و ترس از شکست در کسب بازده کافی برای پاسخگویی به اعتباردهندگان، تمایل آنها را به سرمایه‌گذاری در پروژه­های پرریسک کاهش می­دهد [4]. نتایج پژوهش علی شاه[9] و همکاران (2011) نشان داد اهرم مالی، تأثیر منفی در عملکرد شرکت دارد؛ به‌گونه‌ای که شرکت­هایی با عملکرد مالی ضعیف­تر، از سطح بیشتری از بدهی استفاده می­کنند و شرکت­هایی با عملکرد مالی بهتر، سطوح کمتری از بدهی را ترجیح می­دهند [1]. نتایج پژوهش گنزالز[10] (2013) نشان داد در شرایط بحران اقتصادی، استفادۀ بیشتر از اهرم، موجب کاهش سود عملیاتی شرکت­ها می­شود. علاوه بر این، هزینه­های مالی غیرمستقیم فشار­های مالی، بیشتر از منافع کنترلی بدهی بوده است [11]. نتایج به‌دست‌آمده از پژوهش اسدی و سدریانی (1394) نشان‌دهندۀ رابطۀ معنادار و منفی اهرم مالی با عملکرد شرکت‌ها در صنایع فلزات اساسی، پتروشیمی، سیمان و دارویی است [3]. با توجه به مبانی نظری بیان‌شده، فرضیه­های مربوط به تأثیر اهرم مالی در عملکرد شرکت­ها به‌شرح زیر بیان شده است: 

فرضیۀ یک: اهرم مالی در نرخ بازده دارایی­های شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.

فرضیۀ سه: اهرم مالی در ارزش افزودۀ اقتصادی شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تأثیر دارد.

در جهان امروز با توجه به شرایط بازار رقابت، تعیین روش تأمین مالی مناسب برای افزایش سودآوری و ادامۀ حیات شرکت­ها امری ضروری است. رقابت در بازار محصول در پژوهش­های اقتصادی و مالی و به‌عنوان قدرت بازار شرکت‌ها تعریف می­شود. قدرت بازار به منزلۀ کنترل شرکت بر قیمت و سطح تولید محصول آن است [36]. دربارۀ رابطۀ ساختار سرمایه و رقابت بازار محصول، سه نظریه مطرح می­شود: دیدگاه اول، الگوی مسئولیت محدود است. در این دیدگاه، در زمان مسئولیت محدود بدهی، شرکت­هایی که حداکثر سرمایه و بازار محصول متغیری دارند، تلاش می­کنند با افزایش بدهی، سهم بازار خود را افزایش دهند. همانگونه که شرکت­ها بدهی بیشتری ایجاد می­کنند، این انگیزه را خواهند داشت تا استراتژی­هایی از تولید را به کار گیرند که در موقعیت‌های مطلوب، بازده بیشتر و در موقعیت­های نامناسب، بازده کمتری را به دست آورند [31]. افزایش قدرت بازار، شرکت­ها را هدایت می­کند که برای به‌حداکثررساندن ثروت سهامداران و به‌دست‌آوردن سود­های بیشتر، ریسک بیشتری را تقبل کنند و میزان محصول خود را افزایش دهند؛ درنتیجه، شرکت­ها برای اجرای استراتژی تهاجمی تولید و حفظ درآمد بالقوۀ خود، بدهی را افزایش می­دهند [25]. دیدگاه دوم، الگوی شکار است. با توجه به این الگو، شرکت­های بدون بدهی تمایل دارند با رفتار تهاجمی (افزایش تولید یا کاهش قیمت) سایر شرکت­ها را از بازار بیرون کنند. در این نظریه بر این نکته تأکید شده است که وابستگی به منابع مالی خارجی (خارج از شرکت) می­تواند موجب توانایی شرکت در رقابت­های تهاجمی شود که آن نیز از نظر مالی موجب می­شود رقبا به استراتژی­های بازاری چپاول‌گرایانۀ خود ادامه دهند [7]. دیدگاه سوم، ساختار سرمایه و اثر سرمایه‌گذاری[11] است. بدهی در الگو­های اثر سرمایه‌گذاری به‌علت اثر جایگزینی دارایی به سرمایه‌گذاری کمتر از حد منجر می­شود و درنتیجه، شرکت­ها از پذیرش پروژه­های سرمایه­گذاری سودآور و با ریسک زیاد صرف نظر می­کنند؛ درنتیجه، هنگامی که یک شرکت، بدهی خود را افزایش می­دهد، به انجام این کار متعهد است که در آینده، سرمایه‌گذاری نکند؛ زیرا درصد جریان نقدی آزاد که در هر دوره پرداخت می­شود، افزایش می­یابد که درنتیجۀ آن، جریان نقدی کمتری برای سرمایه­گذاری در دسترس خواهد بود [16]. از آنجا که بدهی بیشتر به هزینۀ بیشتر محصول منجر می­شود، شرکت رقیب ممکن است میزان محصول را افزایش دهد و باعث کاهش سود، کاهش سرمایه‌گذاری و کاهش میزان توسعۀ شرکت با اهرم بالا شود؛ درنتیجه، ممکن است با افزایش بدهی، میزان محصول کل شرکت کاهش یابد [33]. هنگامی که شرکت از فرصت­های سرمایه­گذاری نتواند مزیت کسب کند، این امر به ازدست‌دادن و انتقال فرصت و سهم بازار به رقبا منجر می‌شود. زمانی که یک شرکت، اهرم مالی خود را افزایش می­دهد، شرکت­های رقیب تلاش می­کنند در جهتی سرمایه­گذاری کنند که سهم بازار را به دست آورند و شرکت­های با اهرم بالا را از حوزۀ کسب و کار خارج کنند. توانایی شرکت برای تأمین مالی سرمایه‌گذاری­ها با استفاده از وجوه تولیدشدۀ داخلی، این ریسک را می‌تواند کاهش دهد؛ درنتیجه، عامل مهمی برای موفقیت شرکت در بازار­های محصول است [17]؛ بنابراین نظریۀ سرمایه‌گذاری، رابطه‌ای منفی بین اهرم و قدرت بازار پیش‌بینی می­کند. جو[12] (2016) در بررسی خود دربارۀ ارتباط رقابت بازار محصول، سرمایه‌گذاری در قسمت تحقیق و توسعه (R&D) و بازار سهام به این نتیجه دست یافت که ارتباط مثبت و قوی بین هزینه‌های تحقیق و توسعه و رقابت بازار محصول وجود دارد؛ به‌گونه‌ای که شرکت‌های با R & D زیاد در صنایع رقابتی‌تر، به ریسکی‌تربودن تمایل دارند و بازده مدّنظر درآمد بیشتری نسبت به شرکت‌های با R & D کمتر داشته‌اند [14]. با توجه به مبانی نظری بیان‌شده، فرضیه­های مربوط به بررسی تأثیر نقش تعدیل‌کنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و عملکرد شرکت­ها به‌شرح زیر بیان شده است:

فرضیۀ دو: رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده دارایی­های شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادارتهران، تأثیر تعدیل‌کننده دارد.

فرضیۀ چهار: رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، تأثیر تعدیل‌کننده دارد.

 

روش پژوهش

اطلاعات آماری لازم برای آزمون فرضیه­ها با استفاده از صورت­های مالی حسابرسی‌شدۀ شرکت­های تولیدی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار که در سایت بورس اوراق بهادار تهران در دسترس است و نرم‌افزار­های تدبیر پرداز و ره‌آورد نوین جمع‌آوری شده است. اطلاعات مالی گردآوری‌شده برای آماده­سازی و محاسبۀ متغیر­های پژوهش در نرم‌افزار صفحه گستردۀ اکسل ثبت و درنهایت، برای آزمون فرضیه‌های پژوهش و تحلیل­های مربوط از نرم‌افزار Stata نسخۀ 11 استفاده شده است. برای توصیف آماری متغیر­ها نیز از نرم‌افزار Spss نسخۀ 20 استفاده شده است. نمونۀ پژوهش، شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار است که از این ویژگی­ها برخوردارند: به‌دلیل متفاوت‌بودن ماهیت فعالیت شرکت­های سرمایه­گذاری، بیمه، لیزینگ و بانک­ها، شرکت­های نمونه جزء این شرکت­ها نباشد؛ شرکت­ها قبل از سال مالی 1387 در بورس تهران پذیرفته شده و از ابتدای سال 1387، سهام آنها در بورس اوراق بهادار معامله شده باشد؛ برای مقایسه و جلوگیری از ناهمگونی، سال مالی شرکت­ها منتهی به 29 اسفندماه باشد و در فاصلۀ سال­های 1387 تا 1393 تغییر سال مالی نداده­ باشند؛ صورت­های مالی و یادداشت­های توضیحی همراه آنها و اطلاعات مالی ضروری آنها در دسترس باشد. برای اندازه­گیری رقابت در بازار محصول نیز از صنعت­هایی استفاده شده است که حداقل شامل سه شرکت باشد. این طبقه­بندی با استفاده از سایت مرکز پردازش اطلاعات مالی ایران انجام گرفته است. با اعمال شرایط مذکور، تعداد اعضای نمونۀ این پژوهش شامل 81 شرکت در سال‌های 93-88 به دست آمده است.

در این پژوهش به پیروی از فوسو (2013) برای بررسی تأثیر ساختار مالی در عملکرد شرکت­ها، متغیر ساختار سرمایه (اهرم مالی) متغیر مستقل؛ نرخ بازده دارایی­ها و ارزش افزودۀ اقتصادی، شاخص­های سنجش عملکرد مالی شرکت­ها؛ شدت رقابت در بازار محصول، متغیر تعدیلگر و شاخص کیوتوبین و اندازۀ شرکت، متغیر­های کنترلی در نظر گرفته شده است. برای بررسی فرضیه­های یک، دو، سه و چهار به‌ترتیب از الگو­های رگرسیونی یک، سه، دو و چهار به‌شرح زیر استفاده شده است:

ROAit= β 0 + β 1LEVit + β 2 BIit + +β3QTOBINit + β 4SIZEitit   (1)                                                       

در الگوی دو برای بررسی تأثیر نقش تعدیل‌کنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده دارایی­ها از متغیر  LEVit*BIit (حاصل‌ضرب اهرم مالی در شاخص بونی) استفاده شده است [9].

ROAit= β 0 + β 1LEVit + β 2 BIit + β 3 LEVit*BIit4QTOBINit + β 5SIZEitit                                       (2)     

EVAit= β 0 + β 1LEVit + β 2 BIit3QTOBINit + β 4SIZEitit   (3)                                                         

در الگوی چهار برای بررسی تأثیر نقش تعدیل‌کنندگی رقابت در بازار محصول در رابطۀ اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی از متغیر LEVit*BIit (حاصل‌ضرب اهرم مالی در شاخص بونی) استفاده شده است [9].

EVAit= β 0 + β 1 LEVit + β 2 BIit + β 3 LEVit*BIit4QTOBINit + β 5SIZEitit   (4)                                 

در این روابط، ROAit ، نرخ بازده دارایی­های شرکت i در سال t؛ EVAit ، ارزش افزودۀ اقتصادی شرکت i در سال t؛ LEVit ، اهرم مالی شرکت i در سال t؛  BIit، شاخص بونی شرکت i در سال t؛  LEVit*BIit، حاصل‌ضرب اهرم مالی در شاخص بونی؛ QTOBINi، شاخص کیوتوبین و SIZEit ، اندازۀ شرکت است. درادامه، نحوۀ عملیاتی‌کردن متغیر­های پژوهش تشریح شده است.

 نرخ بازده دارایی­ها برابر است با نسبت سود خالص( Rit) به کل دارایی­ها ( Iit)

ROAit=Rit/Iit         (5)                                                                                                                                 

روش محاسبۀ ارزش افزودۀ اقتصادی در این پژوهش به‌شرح زیر است:

EVAt = NOPATt– (WACCt * Capitalt-1)    (6)                                                                                   

در این رابطه،EVA ، ارزش افزودۀ اقتصادی در سال t؛ NOPATt، سود خالص عملیاتی پس از کسر مالیات در سال t؛ WACCt، میانگین موزون هزینۀ سرمایه و Capitalt-1، سرمایۀ به‌کارگرفته‌شده در ابتدای سال t است.

میانگین موزون هزینۀ سرمایه، حاصل رابطۀ زیر است :

 WACCt= wd rd (1-t) + wps rps + wsrs      (7)                                                                                        

در این رابطه، wdوزن بدهی در ساختار سرمایه؛ rd نرخ هزینۀ بدهی؛ t نرخ مالیات، wpsوزن سهام ممتاز در ساختار سرمایه، rps  نرخ هزینۀ سهام ممتاز، ws  وزن سهام عادی و سود انباشته در ساختار سرمایه و rs نرخ هزینۀ سرمایۀ حقوق صاحبان سهام عادی است.  

سرمایۀ به‌کار گرفته‌شده در ابتدای سال t برابر است با مجموع ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام در سال t-1، ارزش دفتری کل بدهی­های بهره‌دار در سال t-1 و  تعدیلات سرمایه در سالt-1. تعدیلات سرمایه نیز برابر است با مجموع ذخیرۀ کاهش ارزش موجودی‌ها، ذخیرۀ هزینه­های معوق، ذخیرۀ مزایای پایان خدمت کارکنان، ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌الوصول، ذخیرۀ کاهش ارزش سرمایه‌گذار­‌ها، و هزینۀ تبلیغات [34]. اهرم مالی، ساختار سرمایه را نشان می‌دهد که برابر است با نسبت کل بدهی شرکت i در سال  t(DEBTit ) به کل دارایی شرکت i در سال  t(ASSETit) .

LEVERAGEit= DEBTit/ ASSETit        (8)                                                                                             

در رویکرد غیرساختاری، درجۀ رقابت از رفتار بازار شرکت‌ها به دست می­آید. استنباط معیار غیرساختاری رقابت از این حقیقت نشأت می‌گیرد که تمرکز زیاد لزوماً بر رقابت کمتر دلالت ندارد. درواقع، فرضیۀ ساختار- کارایی نشان می‌دهد سطح زیاد تمرکز بازار محصول می­تواند به‌سادگی نتیجۀ کارایی بیان شده باشد. بونی[13] و همکاران (2007) ادعا کردند سطح زیاد تمرکز ممکن است از نیروی قوی شرکت­های غیرکارآمد خارج از بازار ناشی شود. در این زمینه، تمرکز ممکن است در پیش­بینی درجۀ رقابت با شکست روبه‌رو شود. آنها معیار جدیدی برای رقابت به نام شاخص (Boone Indicator (BI مطرح کردند [9].  BIحساسیت سود یا سهم بازار شرکت به ناکارایی آنها در بازار محصول است و بر این فرضیه استوار است که در یک بازار محصول رقابتی­تر، شرکت­ها در ازدست‌دادن سود یا سهم بازار به‌دلیل ناکارایی تنبیه می­شوند. در این زمینه فرض می­شود سود با کارایی افزایش می­یابد و این افزایش در صنایع رقابتی‌تر، بیشتر است. این معیار، یک معیار ساده­تر رقابت براساس حساسیت سود یک شرکت به تصمیم‌های استراتژیک شرکت است [9]. این شاخص با تابع رگرسیونی زیر حاصل می­شود:

VROAij = αitit lnMcij + εit      (9)                                                                                                                                       

در این رابطه VROAij، (درآمد حاصل از فروش) – (بهای تمام‌شدۀ کالای فروش‌رفتۀ شرکت i در صنعت j تقسیم بر کل دارایی­ها)؛ lnMcij، تابع لگاریتمی هزینۀ نهایی (بهای تمام‌شده) کالای فروش‌رفته تقسیم بر درآمد حاصل از فروش شرکت i در صنعت j؛ Βit، پارامتر متغیر در زمان. ارزش مطلق شاخص Βitنشان‌دهندۀ میزان رقابت در بازار محصول است. هرچه ارزش مطلق Βit بیشتر باشد، میزان رقابت در صنعت بیشتر است [9].

 

یافته‌ها

برای توصیف متغیر­های پژوهش از شاخص­ مرکزی (میانگین) و شاخص­های پراکندگی (کمینه، بیشینه، انحراف معیار، چولگی و کشیدگی) استفاده شده است. میانگین متغیرهای اهرم مالی برابر با 625/0، شاخص بونی برابر با 526/0، نرخ بازده دارایی­ها برابر با 110/0 ، ارزش افزودۀ اقتصادی برابر با 557/46-، کیوتوبین برابر با321/1 و اندازۀ شرکت برابر با 384/13 بوده است. شاخص­های پراکندگی (کمینه، بیشینه، انحراف معیار، چولگی و کشیدگی) دربارۀ متغیر اهرم مالی به‌ترتیب، برابر با (029/0،740/1،209/0، 062/0،411/1)، متغیر شاخص بونی برابر با (031/0،988/0،241/0، 03/0،727/0-)، متغیر نرخ بازده دارایی­ها برابر با (907/0- ، 639/0،  128/0، 285/0- ، 153/10)، متغیر ارزش افزودۀ اقتصادی برابر با (751/109- ،476/9- ، 318/24 ،194/0- ، 975/0- )، متغیر کیوتوبین برابر با (229/0، 284/4، 566/0،132/2 ،739/5) و دربارۀ متغیر اندازۀ شرکت برابر با (821/9، 437/18، 543/1، 870/0، 865/0) بوده است.

درادامه، مانایی متغیر­های پژوهش بررسی شده ­است. آزمون­های ایستایی داده­های تابلویی به‌طور معمول، از دو روش آزمون ریشۀ واحد برای داده­های مشترک و آزمون ریشۀ واحد برای هر مقطع انجام می‌شود. لوین، لین و چو[14] (2002) نشان دادند در داده­های تابلویی، استفاده از آزمون ریشۀ واحد برای داده­های مشترک، قدرت بیشتری نسبت به استفاده از آزمون ریشۀ واحد برای هر مقطع به‌صورت جداگانه دارد [18] براساس نتایج آزمون مانایی پژوهش (روش لوین، لین و چو) نظر به اینکه سطح معناداری این آزمون برای تمامی متغیرهای پژوهش برابر با 000/0 است و مقدار آمارۀ این آزمون برای متغیر­های اهرم مالی، شاخص بونی، کیوتوبین، اندازۀ شرکت، ارزش افزودۀ اقتصادی و نرخ بازده دارایی­ها به‌ترتیب، برابر با (784/40- ، 996/11- ، 736/39- ، 611/25- ، 655/38- ، 854/6- ، 279/52-) بوده است؛ بنابراین همۀ متغیر­های پژوهش در دورۀ مدّنظر مانا است. پیش از تخمین الگو لازم است آزمون  Fلیمر برای تعیین نوع روش الگوی رگرسیونی از نظر داده­های تابلویی یا داده­های تلفیقی انجام شود و در صورت پذیرش روش داده­های تابلویی، آزمون هاسمن برای تعیین نوع روش از لحاظ آثار ثابت یا آثار تصادفی انجام شود. اگر سطح معناداری آزمون هاسمن کوچک‌تر از 5 درصد باشد، فرض صفر (آثار تصادفی) رد و آثار ثابت انتخاب می­شود و اگر سطح معناداری آزمون هاسمن بزرگ‌تر از 5 درصد باشد، فرض صفر تأیید و آثار تصادفی انتخاب می­شود. در الگوی یک با توجه به سطح معناداری آزمون  Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (71/2F= ) روش داده­های تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (0027/0) و مقدار آمارۀ آزمون (22/16X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگو استفاده شده است. در الگوی دو با توجه به سطح معناداری آزمون  Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (74/2F= ) روش داده­های تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (003/0) و مقدار آمارۀ آزمون (74/17X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگوی استفاده شده است. در الگوی سه با توجه به سطح معناداری آزمون  Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (11/5F= ) روش داده­های تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون(5/475X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگو استفاده شده است. در الگوی چهار با توجه به سطح معناداری آزمون  Fلیمر (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (22/5F= ) روش داده­های تابلویی و با توجه به سطح معناداری آزمون هاسمن (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (19/498X2=) الگوی آثار ثابت برای آزمون الگو استفاده شده است.

وولدریج[15] (2002) آزمون خودهمبستگی ساده­ای را دربارۀ (داده­های تابلویی) پیشنهاد می­کند که در آن، جملات اختلال از فرایند خودرگرسیونی مرتبۀ اول AR (1) تبعیت می­کند. فرضیۀ صفر در آزمون وولدریج، نبود خودهمبستگی مرتبۀ اول در جملات اختلال الگوی رگرسیون است که در صورت رد فرضیۀ صفر، الگوی تخمین‌زده‌شده، خودهمبستگی مرتبۀ اول خواهد داشت [18]. ماهیت داده­های تابلویی ایجاب می­کند اینگونه داده­ها در مطالعات بسیاری، مشکل ناهمسانی واریانس داشته باشند. از آنجا که این مشکل، تأثیر مهمی در برآورد­ها و استنباط­های آماری بر جای می­گذارد، لازم است قبل از توجه به هرگونه تخمین، وجود یا نبود ناهمسانی واریانس بررسی شود. برای آزمون برابری واریانس در داده­های تابلویی از آزمون نسبت درست‌نمایی (LR) استفاده شده است. در صورتی که سطح معناداری محاسبه‌شده کوچک‌تر از 05/0 باشد، فرض صفر این آزمون مبنی بر وجود واریانس همسانی رد می‌شود و الگو مشکل واریانس ناهمسانی دارد؛ بنابراین در صورت وجود مشکل واریانس ناهمسانی براساس آزمون نسبت درست­نمایی باید به‌گونه‌ای الگو را برآورد کردکه این مشکل برطرف شود. از آنجا که یکی از روش­های رفع مشکل واریانس ناهمسانی، برآورد الگو به روش حداقل مربعات تعمیم‌یافته (GLS) است [15] برای تخمین الگو باید از این روش استفاده کرد.

در الگوی یک با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (3560/0) و مقدار آمارۀ آزمون (862/0F=) خودهمبستگی وجود ندارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درست‌نمایی LR (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (52/516X2=) الگو مشکل ناهمسانی واریانس دارد. در الگوی دو با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (3634/0) و مقدار آمارۀ آزمون (836/0F=) خودهمبستگی وجود ندارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درست‌نمایی LR (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (58/520X2=) الگو مشکل ناهمسانی واریانس دارد. در الگوی سه با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (87/745  F=) خودهمبستگی وجود دارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درست‌نمایی LR (008/0) و مقدار آمارۀ آزمون (62/15X2=) الگو مشکل ناهمسانی واریانس دارد. در الگوی چهار با توجه به سطح معناداری آزمون وولدریج (000/0) و مقدار آمارۀ آزمون (390/728F=) خودهمبستگی وجود دارد و با توجه به سطح معناداری آزمون درست‌نمایی LR (015/0) و مقدار آمارۀ آزمون (67/15X2=) الگو، مشکل ناهمسانی واریانس دارد؛ درنتیجه، الگو­های یک و دو، مشکل ناهمسانی واریانس دارد و برای رفع این مشکل از روش FGLS  استفاده شده است و الگو­های سه و چهار، مشکل ناهمسانی واریانس و خودهمبستگی دارد و برای رفع خودهمبستگی از عملکرد (AR1) و رفع ناهمسانی واریانس از روش  FGLSاستفاده شده است. نتایج تخمین الگو­ها پس از رفع مشکل درادامه بیان می‌شود.


 

جدول(1) نتایج تخمین الگوی یک به روشFGLS

ROAit= β 0 + β 1 LEVit + β 2 BIit3QTOBINit + β 4SIZEitit

متغیر

ضریب (Coef)

انحراف استاندارد (Std.E.rr)

آمارۀ آزمون(Z)

سطح معناداری (|Z|<p)

نتیجه

اهرم مالی

3145/0-

0131/0

95/23-

000/0

تأثیر منفی و معنادار

شاخص بونی

0221/0

0079/0

78/2

005/0

تأثیر مثبت و معنادار

کیوتوبین

0849/0

0047/0

94/17

000/0

تأثیر مثبت و معنادار

اندازۀ شرکت

0099/0

0012/0

76/7

000/0

تأثیر مثبت و معنادار

cons

0568/0

0198/0

87/2

018/0

-

000/0= Prob                                     1221                            Chi2=  2455/0 R-sq=

 

 

 

 

 

 

نتایج جدول (1) نشان می­دهد با توجه به مقدار سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=) معنی­داربودن الگو تأیید می­شود. نتایج آزمون فرضیۀ یک نشان می­دهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در  نرخ بازده دارایی­ها تأثیر معناداری دارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با (05/0>000/0 P=) است؛ بنابراین فرضیۀ مذکور تأیید می­شود. از آنجا که مقدار آمارۀ آزمون برابر با 95/23- است، این تأثیر منفی است؛ به عبارتی، با افزایش بدهی در ساختار سرمایۀ شرکت­ها، نرخ بازده دارایی­ها کاهش می­یابد. این نتایج مغایر یافته­های پژوهش فوسو (2013) و مطابق با یافته­های علی شاه و همکاران (2010) و جرمیاس (2008) است و به اعتقاد مایزر (1977) بدهی موجب سرمایه‌گذاری کمتر از حد می‌شود و تأثیر منفی در ارزش شرکت دارد. مقدار R-sq الگو نیز نشان می‌دهد 24 درصد تغییرات نرخ بازده دارایی­ها با متغیرهای مستقل الگو تبیین می­شود.

نتایج تخمین الگوی دو

 

 

جدول (2) نتایج تخمین الگو دو به روش FGLS

ROAit= β 0 + β 1 LEVit + β 2 BIit + β 3 LEVit*BIit4QTOBINit + β 5SIZEitit

متغیر

ضریب (Coef)

انحراف استاندارد (Std.E.rr)

آمارۀ آزمون (Z)

|Z|<p

اهرم مالی

257/0-

0261/0

80/9-

000/0

شاخص بونی

1072/0

0357/0

3

003/0

اهرم مالی در شاخص بونی

1226/0-

0501/0

44/2-

000/0

کیوتوبین

0831/0

0046/0

78/17

000/0

اندازۀ شرکت

0098/0

0013/0

55/7

000/0

Cons

0205/0

0254/0

81/0

42/0

000/0= Prob           55/1291               Chi2=  25/0       R-sq=

 

 

با توجه به سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=)، معنی­داربودن الگو تأیید می­شود. نتایج جدول شمارۀ (2) دربارۀ آزمون فرضیه دو نشان می­دهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در  نرخ بازده دارایی­ها، تأثیر معنادار و منفی دارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با 000/0  و مقدار آمارۀ آزمون برابر با 80/9- است؛ بنابراین فرضیۀ دو تأیید می­شود. اثر تعدیل­کنندگی رقابت در رابطۀ اهرم مالی و نرخ بازده دارایی­ها، منفی و معنادار است که درواقع، با افزایش شاخص بونی به‌عنوان معیار مستقیمی از رقابت، اثر منفی اهرم مالی در نرخ بازده دارایی­ها کاهش می‌یابد. مطابق پژوهش فوسو (2013) رقابت در بازار محصول باعث تشدید رابطۀ اهرم مالی و عملکرد مالی شرکت‌ها می­شود؛ در حالی که جرمیاس (2008) به این نتیجه دست یافت که رقابت، شدت تأثیر اهرم مالی- عملکرد را کاهش می­دهد. مقدار R-sq الگو نشان می‌دهد 25 درصد تغییرات نرخ بازده دارایی­ها با متغیرهای مستقل الگو تبیین می‌شود.

نتایج تخمین الگوی سه

 

 

 

 

 

جدول(3) نتایج تخمین الگوی سه به روش FGLS

EVAit= β 0 + β 1 LEVit + β 2 BIit3QTOBINit + β 4SIZEitit

متغیر

ضریب (Coef)

انحراف استاندارد (Std.E.rr)

آمارۀ آزمون (Z)

|Z|<p

اهرم مالی

603/4-

70/4

98/0-

328/0

شاخص بونی

910/14

265/3

57/4

000/0

کیوتوبین

77/1

504/1

18/1

238/0

اندازۀ شرکت

0296/11-

284/1

59/8-

000/0

Cons

726/91

571/17

22/5

000/0

000/0= Prob           24/113               Chi2=  55/0       R-sq=

 

 

با توجه به سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=)، معنی­داربودن الگو تأیید می­شود. نتایج جدول شمارۀ (3) دربارۀ آزمون فرضیۀ سه نشان می­دهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در ارزش افزودۀ اقتصادی اثر ندارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با 328/0 است؛ بنابراین فرضیۀ مذکور تأیید نمی­شود.

نتایج تخمین الگوی چهار

 

 

جدول(4) نتایج تخمین الگوی چهار به روش FGLS

EVAit= β 0 + β 1 LEVit + β 2 BIit + β 3 LEVit*BIit4QTOBINit + β 5SIZEitit

متغیر

ضریب (Coef)

انحراف استاندارد (Std.E.rr)

آمارۀ آزمون (Z)

|Z|<p

اهرم مالی

075/14-

405/6

20/2-

028/0

شاخص بونی

1015/0

913/7

01/0

99/0

اهرم مالی در شاخص بونی

161/24

744/11

06/2

040/0

کیوتوبین

251/2

517/1

48/1

138/0

اندازۀ شرکت

977/10-

275/1

61/8

000/0

cons

411/96

688/17

45/5

000/0

000/0= Prob                                                                   28/117                                          Chi2=  56/0 R-sq=

 

 

با توجه به سطح معناداری آمارۀ کل الگو (05/0>000/0 P=) معنی­داربودن الگو تأیید می­شود. نتایج جدول شمارۀ (4) دربارۀ آزمون فرضیۀ چهار نشان می­دهد در سطح اطمینان 95 درصد، اهرم مالی در ارزش افزودۀ اقتصادی، تأثیر معنادار و منفی دارد؛ زیرا سطح معناداری برآوردشده برابر با 028/0و مقدار آمارۀ آزمون برابر با 20/2- است؛ بنابراین فرضیۀ چهار تأیید می­شود. اثر تعدیل­کنندگی رقابت در رابطۀ اهرم مالی و ارزش افزودۀ اقتصادی، مثبت و معنادار است که درواقع، با افزایش شاخص بونی به‌عنوان معیار مستقیمی از رقابت، اثر منفی اهرم مالی در نرخ بازده دارایی­ها افزایش می­یابد. مقدار R-sq الگو نشان می‌دهد 56 درصد تغییرات ارزش افزوده با متغیرهای مستقل الگو تبیین می­شود.

 

 نتایج و پیشنهادها

هدف از انجام این پژوهش، بررسی تأثیر اهرم مالی در عملکرد مالی شرکت­ها بوده است. از آنجا که شیوۀ تأمین مالی شرکت در رفتار شرکت در بازار محصول و انگیزۀ شرکت برای رقابت و نیز رفتار سایر مشارکت‌کنندگان بازار و درنتیجه، در بازده­های رقابتی تأثیر می­گذارد و به‌دلیل تأثیر متناقض اهرم در عملکرد، این تأثیر مشروط به متغیر­هایی نظیر شدت رقابت در بازار باید بررسی شود؛ بنابراین در این پژوهش ضمن بررسی تأثیر اهرم مالی در عملکرد اقتصادی شرکت­ها، تأثیر رقابت در رابطۀ اهرم مالی در عملکرد شرکت­ها بررسی شد. برای سنجش عملکرد مالی از دو معیار نرخ بازده دارایی­ها و ارزش افزودۀ اقتصادی استفاده شد. نتایج نشان داد با استفاده از شاخص نرخ بازده دارایی­ها، اهرم مالی در عملکرد مالی شرکت­ها، تأثیر منفی دارد. اثر تعدیل­کنندگی رقابت بازار محصول در رابطۀ بین اهرم مالی و نرخ بازده دارایی­ها، منفی و معنادار است که درواقع، با افزایش شاخص بونی به‌عنوان معیار مستقیمی از رقابت بازار محصول، اثر منفی اهرم مالی در نرخ بازده دارایی­ها کاهش می­یابد؛ به‌گونه‌ای که شرکت­های اهرمی در مقایسه با شرکت­های رقیب با افزایش رقابت در بازار محصول، عملکرد مالی بیشتری دارند و شرکت­ها در محیط رقابتی­تر از منافع اهرمی‌بودن می‌توانند استفاده کنند؛ اما در صورت استفاده از شاخص ارزش افزودۀ اقتصادی، تأثیر منفی اهرم مالی در عملکرد شرکت­ها با درنظرگرفتن اثر تعدیل‌کنندگی رقابت بازار محصول تشدید می­شود؛ به عبارتی، شرکت­های با اهرم مالی بالاتر در مقایسه با رقبای خود با افزایش رقابت در بازار محصول، ارزش افزودۀ اقتصادی کمتری دارند؛ بنابراین رابطۀ اهرم مالی با عملکرد شرکت­ها به شاخص سنجش عملکرد حساس بوده است؛ درنتیجه، به مدیران شرکت­ها توصیه می­شود در هنگام تصمیم­گیری در زمینۀ ساختار سرمایه و تصمیم‌های تأمین مالی به میزان رقابت در صنعت توجه کنند.

با توجه به اینکه تأثیر اهرم مالی در عملکرد شرکت­ها به شاخص سنجش عملکرد بستگی دارد، به مدیران و سرمایه‌گذران پیشنهاد می­شود برای بررسی عملکرد شرکت به یک شاخص اکتفا نکنند و از رویکردهای متفاوتی استفاده کنند. به سرمایه­گذاران نیز پیشنهاد می­شود برای سرمایه­گذاری در شرکت­ها به سهم بازار و جایگاه شرکت­ها در صنعت و میزان رقابت در بازار محصول صنعت توجه کنند. به پژوهشگران بعدی پیشنهاد می­شود عملکرد شرکت­ها را با توجه به شاخص­های مختلف مالی، حسابداری و اقتصادی بررسی کنند. با توجه به اینکه علاوه بر عوامل داخلی شرکت­ها، عوامل خارجی بسیاری در عملکرد شرکت­ها تأثیرگذار است، پیشنهاد می­شود تأثیر تعدیلگری عوامل خارجی نظیر نوع صنعت، نوسان‌های اقتصادی و ... نیز سنجیده شود. در این پژوهش برای سنجش عملکرد با استفاده از شاخص ارزش افزودۀ اقتصادی به داده­های متعددی نیاز است و نظر به پیچیدگی محاسبۀ این شاخص، به‌دلیل در دسترس نبودن اطلاعات لازم برای سنجش این شاخص، برخی از شرکت­ها حذف شده‌اندکه از محدودیت­های این پژوهش محسوب می­شود.



[1]. Fosu

[2]. Jermias

[3].Capital Asset Pricing Model

[4]. Myers

[5]. Jensen

[6]. Stulz

[7]. Meckling

[8]. Bandyopadhyay  &  Malini Barua

[9]. Ali Shah

[10]. González

[11] .Investment Effect

[12]. Gu

1. Boone

1. Levin , Lin & Chui

1. wooldridge

[1] Ali Shah٫ S. Z., & Ali Butt٫ S. (2011). Impact of leverage on performance of firms: Evidence from Pakistan. The Busines Review Cambridge. 19: 187-194.

[2] Anvary Rostamy, A. A., Tehrani,R., & Seraji, H. ( 2004). The investigation the relationship between the economic value added, earning before interest and taxes (ebit) , cash from operation (ceo) with share market value (mv) of the listed companies in Tehran Stock Exchange .Journal of The Accounting And Auditing Review. 11(3): 65-91. (in persian).

[3] Asadi , M., & Sadriani , M .( 2015). The effect of firm size, beta and financial leverage on the performance of selected companies in tehran stock exchange (the breakdown of industrial groups). Journal of Economic Modeling  Research . 5( 19):149-174. (in persian).

[4] Balakrishnane, S., & Fox, I. (1993). Asset specificity, firm heterogeneity and financial leverage.Strategic Management Journal. 14(1):3-16.

[5] Bandyopadhya, A., & Malini Barua, N. (2016). Factors determining capital structure and corporate performance in India: Studying the business cycle effects. The Quarterly Review of Economics and Finance. 61: 160–172.

 [6] Boone, J., Van Ours, J. C. & Van der Wiel, H. (2007). How (Not) To Measure Competition (Tilec Discussion Paper No. 2007-014.

[7] Campelllo, M. (2003).Capital structure and product market interaction: Evidence from business cycles. Journal of Financial Economics. 68: 353-378.

 [8] Daghani, R., Etemadi, H., Azizkhani, M., & Anvary Rostamy, A. (2015).The financing decisions and managerial market timing evidence from tehran stock exchange. Journal of Asses Management And Financing. 3(3):21-36. (in persian).

[9] Fosu, S. (2013). Capital structure, product market competition and firm performance: Evidence from south Africa. The Quarterly Review of Economics and Finance, 53(2): 140-151.

[10] Goel, U., Chadha, S., & Sharma, A. (2015). Operating liquidity and financial leverage: Evidences from indian machinery industryoriginal research article .Procedia - Social and Behavioral Sciences.189: 344-350.

[11] González, V. M. (2013). Leverage and corporate performance: international evidence, International Review of Economics and Finance. 25: 169–184.

[12] Googerdchian, A., Hassan Heidary Soltanabadi, H., & Mtofares, Z. (2017). Theoretical and Empirical Analysis of the Effect of Comparative Influence of Market Production on Stock Returns of Companies Listed in the Tehran Stock Exchange. The Quarterly Journal  Of Asset Management And Financing. 5(1): 31-44. (in persian).

[13] Gord, A., Vaghfi, H., & Fakouri, M . (2015). Examine relationsheep between measures of financial leverage (capital structure) and measure of performance. Journal of Accounting Research. 4(4): 1-18. (in persian).

[14] Gu, L. (2016). Product market competition, R & D investment, and stock returns,Journal of Financial Economics. 119(2): 441–455.

[15] Guiarati, D. (2008). Basic Econometrics. Translated by Abrishami. H. Univercity of Tehran Press, 10th edition .

[16] Guney, Y., Li, L., & Fairchild, R. (2011). The relationship between product market competition and capital structure in Chines listed firms. International Review of Financial Analysis. 20: 41-51.

[17] Haushalter, D., Klasa, S., &Mamaxwel, W. F. (2007). The influence of product market dynamics on a firm cash holdings and heding behavior. Jurnal of Financial Economics, 84: 797- 825.

[18] HekmatiFarid, S., Mohammadzadeh, Y., & Khazali, D. (2016).The impact of business regulatory reforms and intellectual property rightsgrowth in upper middle income countries on economics, Quarterly Journal of Economic Growth and Development Research. 6(22):119-130. (in persian).

[19] Horngren, C. T., Datar, S. M., & Foster , G. (2006). Cost Accounting: A Managerial Emphasis. 12 th Edition, New Jersey: Prentice-Hall, Inc.

[20] Istaitieh, A., & Rodriguez, J. M. (2006) .Factor- product markets and firm’s capital structure: A literature review.Review of Financia Economics. 15: 49-75.

[21] Jensen, M. G., & Meckling, W. H. (1976 (.Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs, and ownership structure. Journal of Financial Economics. 3(4(:305- 360.

[22] Jermias٫ J. (2008). The relative influence of competitive intensity and business strategy on the relationship between financial leverage and performance.The British Accounting Review. 40: 71-86.

[23] Kashani, M., & Rasaiian, A. (2010). The relationship between tobin's Q and criteria for evaluating the performance of companies in Iran. Quarterly Financial Accounting.3: 131-146. (in persian).

[24] Khodamipoor, A., & Esmaeili, A. (2011). Value-relevance of changes in financial leverage for explaining operating performance. Journal  of Accounting Knowledge. 2(6): 65-91. (in persian).

[25] Lousuth, S. (2008). The Strategic Use of Corporate Debt Under Product Market Competition, Theory And Evidence. A thesis submitted to the degree of doctor of Philosophy University of Bath School of Management.

[26] Lubatkin, M., & Chatterjee, S.(1994). Extending modern portfolio theory into the domain of corporate diversification: Dose it apply?, Academy of Management Journal. 37:109- 136.

[27] Margariti, D. & Psillaki, M. (2010). Capital structure, equity ownership and firm performance. Journal of Banking & Finance. 34: 621–632.

[28] Mashayekh, S., & Abdollahi, M. (2013). Investigating the relation between ownership concentration, firm performance and dividend policy in the companies listed in Tehran Stock Exchange. Financial Accounting Researches. 3(4):71-86. (in persian).

[29] Nikbakht, M. R., & Paykani, M. (2010). Review the relationship between capital structure and accounting and market performance assessment companies accepted in Stock Exchange.Journal of Financial Research. 11( 28): 89-104. (in persian).

[30] O٫ Brien٫ J. P. (2003). The financial leverage implications of pursuing a strategy of innovation. Strategic Management Journal. 24: 415-431.

 

[31] Pandy, I. M. (2004) . Capital stracture , profitability and market structure: evidence from Malasia, Asia Pacific Journal of Economics and Business. 8(2): 78- 91.

[32] Rajnoha, R., Sujova, A., & Dobrovic, J. (2012). Management and economics of business processes added value. Procedia – Social and Behavioral Sciences. 62: 1292 – 129.

[33] Rathinasami , R . S., Krishnaswamy , C. R., & Mantripragada, K. G. ( 2000) . Capital structure and product market interaction: An international perspective. Global Business and Finance Review. 5(2): 51- 63.

[34] Rezaee Panderi, A. (2009). The Relationship Between Economic Value And Risks of Listed Companies In Tehran Stock Exchange. M. A thesis at University of Isfahan.

[35] Salim, M., & Yadav, R. (2012). Capital structure and firm performance: Evidence from Malaysian listed companies,Procedia - Social and Behavioral Sciences. 65: 156 – 166.

[36] Sarlak, N., & Mirzaie, F. (2017). The relation between market competition and dividend policies. The Quarterly Journal  Of Asset Management And Financing. 4(40): 45-60. (in persian).

 [37] Wet, J., & Hall, J. H. (2004). The relationship between EVA, MVA and leverage, Meditari Accountancy Research. 12(1): 39- 59.