توسعۀ بخش بانکی، ساختار سرمایه و عملکرد بنگاه‌های غیر‌مالی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار

نوع مقاله: مقاله علمی

نویسندگان

1 دانش آموخته دکتری اقتصاد مالی، گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران

2 دانشیار گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران

3 استادیار گروه بانکداری اسلامی، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

4 استادیار گروه اقتصاد، دانشکده مدیریت و اقتصاد، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران

چکیده

هدف پژوهش حاضر، برآورد اثر توسعۀ بخش بانکی در عملکرد بنگاه‌های غیر‌مالی پذیرفته‌شده در سازمان بورس و اوراق بهادار ایران از مسیر اثرگذاری احتمالی بر ساختار سرمایه بنگاه‌ها است. برای دستیابی به این هدف از یک سو اثر توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایه و از سوی دیگر اثر ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها با استفاده از داده‌های تابلویی نامتوازن و در چارچوب یک سیستم معادلات مثلثی آزموده شده است. در این راستا شاخص‌های مربوط به اندازه و فعالیت بخش بانکی و معیارهای عملکردی ارزش افزوده بازار و Q توبین به کار گرفته شده است. نتایج حاصل از مطالعه نشان می‌دهد ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها، اثر مثبت و توسعۀ بخش بانکی اثر منفی بر ساختار سرمایه و درنتیجه بر عملکرد بنگاه‌ها در ایران دارد. علاوه بر این، نتایج مطالعه نشان می‌دهد متغیرهای سودآوری، مالیات و فرصت‌های رشد ازجمله متغیرهای اثرگذار در ساختار سرمایه و متغیرهای اندازه، سودآوری، فرصت‌های رشد و درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها از جمله متغیرهای اثرگذار در عملکرد بنگاه‌ها است.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

Banking Sector Development, Capital Structure and Performance of Non- Financial FirmsListed in Stock Exchange

نویسندگان [English]

  • kazem yavari 1
  • amene shahidi 2
  • Mohammad Ali dehghan dehnavi 3
  • hassan heydari 4
1 PhD Graduate in Financial Economics, Economics Department, Faculty of Management & Economics, Tarbiat Modarres University, Tehran, Iran amene.shahidi@modares.ac.ir
2 Associate Professor , Department of Economics, Faculty of Management & Economics, Tarbiat Modarres University, Tehran, Iran kyavari@modares.ac.ir
3 Assistant Professor, Department of Islamic banking, Faculty of Management and Accounting, Allameh Tabataba'i University, Tehran, Iran dehghandehnavi@atu.ac.ir
4 Assistant Professor, Department of Economics, Faculty of Management and Economics, Tarbiat Modarres University, Tehran, Iran hassan.heydari@modares.ac.ir
چکیده [English]

The current study estimates the effect of banking sector development on non-financial firms performance listed in Tehran Stock Exchange through possible effect on firm capital structure. To do so, the effect of banking sector development on capital structure on one hand and the effect of capital structure on firm performance on the other hand has been examined using unbalanced panel datawith in the framework of a triangular equations system. In this regard, indicators related to size and activity of banking sector and performance criteria like market value added and Tobin's Q has been used. The results show that capital structure has a positive effect on firm performance, and banking sector development has a negative effect on capital structure and subsequently firm performance. The results also shows that variables like profitability, tax and growth opportunities are effective on capital structure and variables like size, profitability, growth opportunities and degree of asset tangibility are effective on firm performance.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Banking Sector Development
  • Capital Structure
  • Firm Performance

مقدمه

 

تصمیم تأمین مالی یکی از مهم‌ترین تصمیم‌ها در رابطه با روش تأمین مالی شرکت‌ها است. یک بنگاه به غیر از انتخاب بین منابع تأمین مالی داخلی و خارجی، در رابطه با نسبت بدهی و سهامی که در ساختار سرمایه‌اش نگهداری می‌کند نیز باید تصمیم‌گیری کند [28]. درواقع یکی از مهم‌ترین وظایف مدیران در شرکت‌ها نیز تصمیم‌گیری در همین خصوص است؛ زیرا تصمیم‌های ساختار سرمایۀ صحیح می‌تواند ارزش بنگاه و به‌طور خاص ثروت سهامدار را افزایش دهد. اهمیت ساختار سرمایه موجب شده است مطالعات زیادی در جهان بدان اختصاص یابد که بیشتر این مطالعات نیز بر دو دسته متمرکز است: یک دسته مطالعاتی که اثر ساختار سرمایه را در ارزش و عملکرد بنگاه بررسی می‌کند و دستۀ دیگر مطالعاتی که به تعیین‌کننده‌های ساختار سرمایه توجه می‌کنند [29]. بیشتر مطالعاتی نیز که تعیین‌کننده‌های ساختار سرمایه را بررسی کرده‌اند به عوامل داخلی‌ای (ویژگی‌های بنگاه) توجه کرده‌اند که ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد و پژوهش‌ها به نسبت کمتری، عوامل خارجی اثرگذار در ساختار سرمایه را مطالعه کرده‌اند. [43]. ازجمله عوامل خارجی اثرگذار در ساختار سرمایه، توسعۀ بخش بانکی است. از دیدگاه نظریه‌ای، توسعۀ بخش بانکی می‌تواند با کاهش اطلاعات نامتقارن و یا کاهش هزینه‌های معامله، بر اهرم یا ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها اثر مثبت داشته باشد، اگرچه برخی از مطالعات، اثر منفی توسعۀ بخش بانکی بر ساختار سرمایه را به‌عنوان مثال ناشی از بهبود مدیریت ریسک در بانک‌ها همگام با توسعۀ بخش بانکی نیز مطرح کرده‌‌اند [28].

با مطالعۀ همزمان اثرگذاری توسعۀ بخش بانکی بر ساختار سرمایه و نحوۀ اثرگذاری ساختار سرمایه بر عملکرد شرکت‌ها، این امکان فراهم می‌شود که علاوه بر تعیین اثر مستقیم توسعۀ بانکی در ساختار سرمایه و نیز تعیین اثر مستقیم ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها، اثر توسعۀ بخش بانکی در عملکرد بنگاه‌ها نیز به‌صورت غیر‌مستقیم (از مسیر ساختار سرمایه) تحلیل شود. این موضوعی است که مطالعۀ حاضر، آن را بررسی می‌کند. درواقع مطالعۀ حاضر ضمن توجه به هر دو دسته مطالعات مربوط به عوامل تعیین‌کنندۀ ساختار سرمایه و نیز مطالعات مربوط به اثر ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه، عوامل خارجی اثرگذار بر ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها را نیز مدّنظر قرار می‌دهد و از بین این عوامل، نحوۀ اثرگذاری توسعۀ بخش بانکی بر ساختار سرمایه را در کنار متغیرهای داخلی مربوط به ویژگی بنگاه‌ها می‌آزماید؛ بنابراین به‌طور کلی گفتنی است اهداف مطالعۀ حاضر بدین ترتیب است: 1- شناسایی عوامل اثرگذار در ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها 2- تعیین چگونگی اثرگذاری ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه 3- تحلیل اثر توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایه و درنتیجه عملکرد بنگاه‌ها و 4- شناسایی عوامل اثرگذار در عملکرد بنگاه‌ها. در ادامه به‌صورت مفصل‌تر، مبانی نظری، روش، یافته‌ها و نتایج پژوهش بیان خواهد شد.

 

مبانینظری

مودیگلیانی و میلر[1] (1958) اساس نظریۀ مدرن ساختار سرمایه را پایه‌گذاری کردند [14]. آن‌ها با فرض بازارهای سرمایۀ کامل (نبود مالیات، هزینه‌های ورشکستگی، هزینه‌های نمایندگی و اطلاعات نامتقارن) نظریۀ "بی‌اهمیتی ساختار سرمایه"[2] را مطرح می‌کنند که بدین معناست که ساختار سرمایه‌ای که یک بنگاه انتخاب می‌کند، ارزش بنگاه را تحت ‌تأثیر قرار نمی‌دهد [27].  بعد از ارائۀ نظریۀ بی‌اهمیتی ساختار سرمایه، مبانی نظری پر از بسط‌های
مختلف این نظریه است. به‌طور معمول یکی از مؤلفه‌های نقص مثل هزینه‌های نمایندگی، اطلاعات نامتقارن، مالیات‌ها، هزینه‌های ورشکستگی و ... انتخاب می‌شود و پژوهشگر چگونگی تحت تأثیر قرارگرفتن نظریۀ مذکور را -کهبرفرضیه‌هایبازارکاراایجادشدهاست- با معرفی نقص، می‌آزماید. این امر موجب شده است نظریۀ مدرن ساختار سرمایه در طول زمان بسط یابد [27] و به ظهور نظریه‌هایی همچون نظریۀ نمایندگی[3]، نظریۀ توازن[4] و نظریۀ سلسله مراتبی[5] منجر شود. نظریۀ نمایندگی، هزینه‌های نمایندگی ایجاد شده به‌دلیل تضادهای منفعتی بین مدیران و سهامداران (هزینۀ نمایندگی سهام) و نیز بین سهامداران و اعتباردهندگان یا صاحبان اوراق بدهی (هزینۀ نمایندگی بدهی) را مطرح می‌کند. هزینۀ نمایندگی بدهی به‌طور معمول در مفهوم معضل سرمایه‌گذاری ناکافی[6] و انتقال ریسک[7] توضیح داده می‌شود. دربارۀ معضل اول، مدیران که درحقیقت به نمایندگی از سهامداران فعالیت می‌کنند، در صورت دریافتن این مسأله که بیشتر منافع به دارندگان اوراق قرضه یا طلبکاران شرکت می‌رسد، ممکن است از انجام پروژ‌ه‌های با ارزش فعلی خالص[8] مثبت صرف‌نظر کنند. این معضل، سرمایه‌گذاری ناکافی نامیده می‌شود که تأثیر منفی در عملکرد بنگاه دارد. دربارۀ معضل دوم، مدیران می‌توانند (در جهت منفعت سهامداران) با ایجاد سرمایه‌گذاری‌های ریسکی (پس از استقراض با یک نرخ معین)، ثروت را از تملک دارندگان اوراق قرضه یا طلبکاران خارج کرده، به سهامداران منتقل کنند. در این حالت درحقیقت سهامداران منافع بیشتری کسب می‌کنند، در حالی که دارندگان اوراق قرضه بیشترین هزینه را متحمل می‌شوند. برای کاهش هزینۀ نمایندگی بدهی، دارندگان اوراق قرضه معمولاً شروط حافظتی[9] و ساز و کار‌های نظارتی را درخواست می‌کنند تا از خودشان در برابر انتقال ریسک محافظت کنند. البته نوشتن و اجراکردن چنین قراردادهایی می‌تواند پرهزینه باشد، ضمن اینکه این احتمال نیز وجود دارد که بستن قرارداد بر تمامی پیشامدهای آینده ممکن نباشد. با افزایش هزینۀ نمایندگی بدهی، دارندگان اوراق قرضه نرخ بالاتر بازده را تقاضا می‌کنند که این هزینۀ بالاتر، تأمین مالی با بدهی را برای شرکت رقم می‌زند و می‌تواند تأثیر منفی در عملکرد شرکت داشته باشد [34،27]؛ بنابراین به‌طور کلی گفتنی است هزینه‌های نمایندگی بدهی شامل هزینه‌های فرصت ایجاد شده با اثر بدهی در تصمیم‌های سرمایه‌گذاری بنگاه، مخارج نظارت و هزینه‌های مربوط به ورشکستگی و ساختاردهی مجدد بنگاه است. دربارۀ هزینه‌های نمایندگی سهام نیز گفتنی است هزینه‌های مربوط به انتشار سهام می‌تواند شامل این موارد باشد: 1) مخارج نظارت بر مدیر از سوی سهامداران 2) مخارج التزام مدیر[10] 3) رفاه کاهش‌یافتۀ سهامداران ناشی از انحراف تصمیم‌های مدیر از تصمیم‌هایی که رفاه سهامداران را حداکثر می‌کند [45]. مسألۀ کلیدی در این حالت، رفتار مخاطره‌آمیز اخلاقی مدیران است که می‌توانند همان‌گونه که منافع خودشان را دنبال می‌کنند، منابع بنگاه را هدر دهند یا بهجایاینکهارزشبنگاهراافزایشدهند، تلاش‌شان را حداقل کنند [58]. در چنین شرایطی بدهی می‌تواند منفعت‌هایی داشته باشد که با نظریۀ جریان نقد آزاد می‌توان آن را بررسی کرد و دربارۀ فرضیۀ کنترل جنسن[11] (1986)  بحث کرد. به عقیدۀ جنسن، مدیران به دنبال تأمین منافع شخصی خود هستند، بنابراین ممکن است جریان‌های نقد آزاد در اختیار خود را به جای توزیع بین مالکان مثلاً با سرمایه‌گذاری‌های غیر‌بهینه هدر دهند؛ زیرا پرداخت وجه به سهامداران موجب کاهش منابع تحت کنترل مدیران و در نتیجه کاهش قدرت آنان می‌شود[12] [10]. از این منظر، خلق بدهی می‌تواند مدیران را مجبور کند جریان‌های نقد آینده را به‌شکل مؤثرتری خرج کنند؛ زیرا با خلق بدهی، مدیران به صاحبان اوراق بدهی این حق را می‌دهند که اگر به وعدۀ داده‌شده به آن‌ها دربارۀ پرداخت بهره عمل نشود، بنگاه را به حد ورشکستگی برسانند؛ بنابراین بدهی، هزینه‌های نمایندگی جریان نقد آزاد را با کاهش جریان نقد موجودی که به صلاحدید مدیران هزینه می‌شود، کاهش می‌دهد و می‌تواند اثر مثبت در عملکرد شرکت داشته باشد [32].

نظریۀ توازن، وجود یک ساختار سرمایۀ بهینه برای شرکت را براساس ایجاد توازن بین منافع و هزینه‌های تأمین مالی با بدهی مطرح می‌کند. منفعت اصلی تأمین مالی با بدهی این است که بهره‌های پرداخت‌شده در محاسبۀ درآمد مشمول مالیات، کسر می‌شوند که این امر برای بنگاه‌ها یک "سپر مالیاتی"[13] ایجاد می‌کند. هزینه‌های بدهی نیز به‌طور عمده از دو جنبۀ مختلف می‌تواند دیده شود: اولاً، این احتمال وجود دارد که بنگاه نتواند از عهدۀ تعهدات مربوط به بدهی (پرداخت‌ بهره) خود بربیاید که در این صورت احتمال ورشکستگی وجود دارد و ثانیاً، هزینه‌های نمایندگی نظارت وام‌دهندگان و کنترل فعالیت‌های بنگاه وجود دارد [27]. برخلاف نظریۀ توازن، نظریۀ سلسله‌مراتبی اشاره می‌کند که یک ساختار سرمایۀ هدف وجود ندارد. براساس این نظریه که بر هزینه‌های اطلاعاتی و آثار علامت‌دهی متمرکز است، شرکت‌ها ترجیح می‌دهند پروژه‌های خود را ابتدا با جریان‌های نقد داخلی ایجادشده (درآمدهای تقسیم‌نشده و مخارج استهلاک) تأمین مالی کنند. با تمام‌شدن وجوه، آن‌ها از بدهی استفاده می‌کنند و تنها زمانی که استفاده از بدهی نیز کافی نباشد، سهام اضافی منتشر می‌کنند. رعایت چنین سلسله‌مراتبی در تأمین مالی وجوه لازم برای شرکت براساس تفاوت در هزینه‌های تأمین مالی توجیه‌شدنی است. انتشار سهام اضافی (به‌دلیل وجود اطلاعات نامتقارن بین مدیران، سهامداران موجود و سهامداران جدید) گران‌ترین منبع تأمین مالی است؛ اما با درنظرگرفتن پرداخت‌های ثابت برای بدهی (بهره بدهی)، بدهی حساسیت کمتری به مشکل اطلاعات دارد، در حالی که منابع ایجادشدۀ داخلی هیچ‌گونه هزینۀ انتشاری را متحمل نمی‌شود [53]. نظریه‌های ساختار سرمایۀ مطرح‌شده، عامل ایجاد دو دسته از مطالعات در سطح جهان بوده است: یک دسته مطالعات بر ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها و دستۀ دیگر مطالعات مربوط به اثر ساختار سرمایه در ارزش و عملکرد بنگاه‌ها است که در این پژوهش، هر دو دسته از مطالعات بیان می‌شود:

- طبق مطالعات تجربی انجام‌شده پیرامون ساختار سرمایه، تصمیم‌های ساختار سرمایه با هر دو دسته ویژگی‌های سطح بنگاه و ویژگی‌های سطح کلان مرتبط است [56]. در رابطه با ویژگی‌های سطح بنگاه، ازجمله عوامل کلیدی که در مطالعات ارزیابی شده است و در پژوهش حاضر نیز به آن‌هاتوجه شده است،  به موارد زیر می‌توان اشاره کرد: 1) سودآوری: از دیدگاه نظریۀ توازن، شرکت‌های سودآورتر باید اهرم بیشتری داشته باشند؛ زیرا آن‌ها درآمد بیشتری دارند که می‌توانند با مالیات، آن را پوشش دهند؛ اما از دیدگاه نظریۀ سلسله‌مراتبی، بنگاه‌ها تأمین مالی داخلی را به تأمین مالی خارجی ترجیح می‌دهند؛ بنابراین شرکت‌های سودآور به تأمین مالی خارجی نیازکمتریدارند و از این رو اهرم پایین‌تری خواهند داشت [20]. 2) اندازۀ بنگاه: براساس نظریۀ توازن، رابطۀ مثبتی بین اندازۀ بنگاه و نسبت بدهی مدّنظر وجود دارد؛ زیرا بنگاه‌های بزرگ‌تر متنوع‌تر هستند، ریسک کمتری دارند و کمتر در معرض ورشکستگی قرار می‌گیرند؛ بنابراین این بنگاه‌ها، بدهی بیشتری را می‌توانند نگهداری کنند. همچنین اندازه، تقریبی برای دسترسی به اطلاعاتی درنظرگرفتهمی‌شود که افراد بیرون از بنگاه دربارۀ بنگاه دارند. از دیدگاه نظریۀ سلسله‌مراتبی، اطلاعات نامتقارن کمتر، انتشار سهام را برای بنگاه جذاب‌تر می‌کند؛ بنابراین رابطه‌ای منفی بین اندازۀ بنگاه و نسبت بدهی مدّنظر وجود دارد [19]. 3) فرصت‌های رشد: بنگاه‌های با فرصت‌های رشد بیشتر به‌عنوان بنگاه‌های ریسک‌پذیر‌تر در نظر گرفته می‌شوند؛ بنابراین این بنگاه‌ها برای افزایش بدهی در ساختار سرمایۀ خود با مشکلاتی مواجه هستند؛ اما از سویی، بنگاه‌های با فرصت‌های رشد بالاتر احتمالاً زودتر منابع داخلی را تمام و به منابع خارجی احتیاج پیدا می‌کنند. در این حالت براساس نظریۀ سلسله‌مراتبی، بنگاه‌ها در تأمین مالی خارجی خود استفاده از بدهی را بر سهام ترجیح می‌دهند؛ بنابراین براساس این نظریه، وجود رابطۀ مثبت بین فرصت‌های رشد و نسبت بدهی بنگاه انتظار می‌رود [48]. 4) ساختار دارایی یا درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها: براساس نظریۀ توازن، دارایی‌های مشهود به‌عنوان وثیقه عمل می‌کند؛ بنابراین بنگاه‌های دارایی‌های مشهود بیشتر نسبت به کل دارایی‌های ‌خود، ظرفیت دریافت بدهی بالاتری دارند. از سوی دیگر نظریۀ سلسله‌مراتبی اشاره می‌کند بنگاه‌هایی که دارایی‌های مشهود بیشتری نگهداری می‌کنند، با مشکل اطلاعات نامتقارن کمتری مواجه هستند و بنابراین احتمال کمتری وجود دارد که از بدهی برای تأمین مالی استفاده کنند [22]. 5) سپر مالیاتی غیر‌بدهی: سپرهای مالیاتی غیر‌بدهی، جایگزین‌هایی برای منافع مالیاتی بدهی هستند؛ بنابراین بنگاه‌های با سپرهای مالیاتی غیر‌بدهی بالا به‌طور معمول بدهی کمتری نگهداری می‌کنند [19]. 6) مالیات: براساس نظریۀ توازن، یک شرکت با نرخ مالیات بالاتر، باید بدهی بیشتری را به کار گیرد تا درآمد بیشتری را با مالیات پوشش دهد؛ بنابراین براساس این نظریه، وجود رابطۀ مثبت بین اهرم و مالیات ‌انتظار می‌رود. البته نرخ مالیات مؤثر، بیشتر وجوه داخلی را کاهش و هزینۀ سرمایه را افزایش می‌دهد، بنابراین بر این اساس  رابطۀ منفی بین نرخ مالیات مؤثر و سطح بدهی می‌تواند وجود داشته باشد [45،20]. همان‌گونه که در بالا اشاره شد پژوهشگران علاوه بر متغیرهای مربوط به ویژگی بنگاه، اثر برخی از متغیرهای کلان ازجمله رشد اقتصادی، تورم، سیاست پولی و مالی، توسعۀ مالی (توسعۀ بازارهای مالی و توسعۀ واسطه‌های مالیو ...) را در ساختار سرمایه  آزموده‌اند. در پژوهش حاضر از بین متغیرهای کلان، اثر توسعۀ واسطه‌های مالی و به‌طور خاص توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایه آزموده می‌شود.

مبانی نظری دربارۀ واسطه‌های مالی بر نقشی متمرکز است که توسعۀ بخش بانکی در کاهش محدودیت‌های ناشی از اطلاعات نامتقارن و هزینه‌های معامله بازی می‌کند. این دو عامل برای توضیح چگونگی ‌تأثیرگذاشتن توسعۀ بخش بانکی در اهرم یا ساختار سرمایۀ شرکت مهم است. براساس نظر کلین[14] (1971) در بازارهای اعتباری کامل، با افزایش رقابت، هزینه‌ها کاهش می‌یابد. درحقیقت همان‌گونه که اسچموکلر و وسپرونی[15] (2006) اثبات می‌کنند توسعۀ بخش بانکی به ارائۀ یک گزینۀ تأمین مالی جایگزین برای بنگاه‌ها منجر می‌شود. این مسأله به نوبۀ خود رقابت بین بنگاه‌ها را افزایش می‌دهد. افزایش در رقابت به کاهش هزینه‌های معامله و بنابراین افزایش دسترسی به اعتبار بانکی منجر می‌شود. باکپین[16] (2010) استدلال می‌کند نقشی که بانک‌ها در کسب و پردازش اطلاعات دربارۀ سرمایه‌گذاری‌های بالقوه بازی می‌کنند، به افزایش در دسترسی به تأمین مالی با بدهی منجر می‌شود. این موضوع بنگاه‌ها را تشویق می‌کند تأمین مالی از بانک‌ها را با  هزینه‌ای پایین‌تر دنبال کنند. البته با وجود این توضیحات، چامی و همکاران[17] (2010) اشاره می‌کنند که در کشورهای در حال توسعه به‌دلیل مشکلات ناشی از هزینه‌های معامله بالا و اطلاعات نامتقارن زیاد، گرفتن اعتبار لازم از بانک‌ها برای بنگاه‌ها ممکن است مشکل باشد. همچنین پیترسن و راجان[18] (1995) نشان داده‌اند اطلاعات نامتقارن بین قرض‌گیرندگان و وام‌دهندگان، وام‌دهی را حتی هنگام افزایش  رقابت در بازار اعتبار کاهش می‌دهد. این بدین دلیل است که رقابت افزایش‌یافته در بازارهای با اطلاعات نامتقارن، منافع یک بانک را از داشتن رابطۀ اعتباری محکم با قرض‌گیرنده کاهش می‌دهد؛ بنابراین توانایی بانک را برای بهبود رابطه‌اش با بنگاه که می‌تواند باعث تسهیل دسترسی بنگاه به اعتبار شود، کاهش می‌دهد. همچنین آگکا و همکاران[19] (2013) نشان داده‌اند کارایی‌ای که درنتیجۀ افزایش در رقابت بانکی به‌دنبال اصلاحات بخش بانکی اتفاق می‌افتد، به کاهش هزینه‌های معامله در بازارهای اعتباری منجر می‌شود؛ اما همزمان این اصلاحات، موجب می‌شود بانک‌ها، قیمت‌گذاری بهتری از ریسک ارائه دهند؛ بنابراین هزینه‌های استقراض را افزایش می‌دهد [28].

همچنین با توجه به مطالعات تجربی انجام‌شده پیرامون عملکرد بنگاه‌ها  برخی از متغیرهای اثرگذار در عملکرد بنگاه‌ها را به‌صورت زیر می‌توان معرفی کرد: 1) ساختار سرمایه: در رابطه با اثر ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها با توجه به نظریۀ هزینۀ نمایندگی (که در بالا به‌صورت کامل بیان شد) و براساس تضادهای منفعتی بین سهامداران و دارندگان اوراق بدهی (هزینۀ نمایندگی بدهی) گفتنی است هرچه بدهی در ساختار سرمایۀ یک شرکت افزایش یابد، هزینه‌های نمایندگی بدهی افزایش می‌یابد و این مسأله، اثر منفی در عملکرد شرکت‌ها خواهد داشت. همچنین براساس تضادهای منفعتی بین مدیران و سهامداران (هزینۀ نمایندگی سهام) و با درنظرگرفتن فرضیۀ جریان‌های نقد آزاد، گفتنی است بدهی بیشتر، هزینه‌های نمایندگی سهام را کاهش می‌دهد و بنابراین اثر مثبتی بر ارزش و عملکرد شرکت خواهد داشت. 2) اندازه: اثر اندازه در عملکرد، احتمالاً مثبت خواهد بود؛ زیرا انتظار می‌رود بنگاه‌های بزرگ‌تر، تکنولوژی بهتری را استفاده کنند، متنوع‌تر باشند و بهتر مدیریت شوند. البته اثرگذاری  در وضعیت‌هایی که نبود کنترل ناشی از ساختارهای ناکارآمد سلسله‌مراتبی در مدیریت شرکت وجود دارد، می‌تواند منفی باشد [39]. 3) سن: بنگاه‌های قدیمی‌تر به‌دلیل تجربۀ بیشتر و نیز آثار شهرت (که به آن‌ها اجازه می‌دهد حاشیۀ بالاتری در فروش به دست آورند) می‌توانند از عملکرد بهتری برخوردار باشند. از سوی دیگر بنگاه‌های قدیمی‌تر در معرض رکود و بی‌حرکتی قرار دارند و این امر ممکن است آن‌ها را انعطاف‌ناپذیر و در درک تغییرات محیطی ناتوان کند [16]. 4) ساختار دارایی یا درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها: انتظارمی‌رودبنگاه‌های سرمایه‌برتر از تکنولوژی بهتری استفاده کنند و عملکرد بهتری داشته باشند؛ بنابراین انتظار می‌رود رابطۀ مثبتی بین ساختار دارایی و عملکرد بنگاه وجود داشته باشد [22]. 5) فرصت‌های رشد: فرصت‌های رشد، به شرکت  توانایی ایجاد سود حاصل از سرمایه‌گذاری را می‌دهد وبنابراین انتظار می‌رود رابطۀ مثبتی بین فرصت‌های رشد و عملکرد بنگاه وجود داشته باشد [41]. 6) سودآوری: بنگاه‌های سودآورتر، بهتر مدیریت شده‌اند؛ بنابراین انتظار می‌رود کاراتر بوده و عملکرد بهتری داشته باشند. بر این اساس رابطۀ مثبتی بین سودآوری و عملکرد شرکت پیش‌بینی می‌شود [22].

باکپین (2009) با به‌کارگیری داده‌های شرکت‌ها از 34 کشور نوظهور در دورۀ 2006-1990 رابطۀ مثبت و معناداری بین ساختار سرمایه و شاخص توسعۀ بخش بانکی مشاهده کرده است [42]. ست و سارخل[20] (2010) به وجود رابطۀ مثبت و معنادار بین شاخص‌های توسعۀ بخش بانکی و اهرم مالی شرکت‌های غیر‌مالی خصوصی هند در دورۀ 2007-1981 پی برده‌اند [42]. پورآقاجان و همکاران[21] (2012) با به‌کارگیری نمونه‌ای شامل 400 سال- بنگاه داده از 12 گروه صنعتی بازار سهام تهران و استفاده از معیارهای عملکردی بازده دارایی‌ها و بازده حقوق صاحبان سهام، وجود یک رابطۀ منفی را بین نسبت بدهی و عملکرد بنگاه‌ها نشان داده‌اند [46]. سلیم و یاداو[22] (2012) با استفاده از داده‌های مربوط به 237 شرکت ثبت‌شده در بازار سهام بورسا[23] در دورۀ 2011-1995 اثر ساختار سرمایه (نسبت‌های بدهی بلندمدت، کوتاه‌مدت و کل) را در عملکرد شرکت‌ها (بازده حقوق صاحبان سهام، بازده دارایی‌ها، Q توبین و سود هر سهام) آزموده‌اند. نتایج مطالعه نشان‌دهندۀ اثر منفی و معنادار هر سه نسبت بدهی در بازده دارایی‌ها، بازده حقوق صاحبان سهام و سود هر سهم و اثر مثبت و معنادار نسب بدهی کوتاه‌مدت و بلندمدت بر Q توبین بوده است [51]. سومادی و هایاجنه[24] (2012) با به‌کارگیری داده‌های 76 بنگاه عمومی ثبت‌شده در بازار سهام عمان[25] در دورۀ 2006-2001 و استفاده از معیارهای عملکردی بازده حقوق صاحبان سهام و Q توبین نشان داده‌اند اهرم، اثر منفی و معناداری در عملکرد بنگاه‌ها دارد [54]. اتودایی موهتار و احمد[26] (2014) با به‌کارگیری داده‌های مربوط به 244 بنگاه آفریقایی در سال‌های 2003 تا 2012 رابطۀ منفی و معناداری بین توسعۀ بخش بانکی و ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها به دست آورده‌اند [28]. مسعود[27] (2014) رابطۀ مثبت و معناداری بین شاخص‌های توسعۀ بخش بانکی و ساختار سرمایۀ بنگاه‌های ثبت‌شده در بازار سهام لیبی در سال‌های 2008 تا 2013 مشاهده کرده است [40]. عرب‌صالحی و همکاران (1389) با به‌کارگیری داده‌های مربوط به سال‌های 1380 تا 1385 شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران دریافته‌اند افزایش نسبت‌های بدهی کوتاه‌مدت، بلندمدت و کل، باعث کاهش عملکرد شرکت‌ها (حاشیۀ سود ناخالص، بازده دارایی و Q توبین) می‌شود [2]. هنربخش و همکاران (1391) با به‌کارگیری داده‌های مربوط به 45 شرکت عضو بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ 1388-1381 تأثیر استراتژی‌های تجاری را در ارتباط بین اهرم مالی و عملکرد (نسبت ارزش بازار شرکت به ارزش دفتری دارایی‌ها) آزموده‌اند. برای این منظور شرکت‌ها به دو طبقۀ دارای استراتژی رهبری هزینه و استراتژی تمایز محصول تقسیم شده‌اند. نتایج مطالعه نشان داده است در هر دو طبقۀ شرکت‌ها، متغیر اهرم مالی، رابطۀ مثبت و معناداری با عملکرد شرکت دارد [7]. قلی‌زاده و همکاران (1392) با به‌کارگیری داده‌های مربوط به 70 شرکت غیر‌مالی حاضر در بورس اوراق بهادار تهران در دورۀ 1391-1385 و استفاده از معیار عملکردی Q توبین دریافته‌اند ارتباط معناداری بین ساختار سرمایه و عملکرد بنگاه‌ها وجود ندارد [4]. آقایی و کاظم‌پور (1393) با استفاده از اطلاعات سال‌های 1386 تا 1391 مربوط به 107 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، رابطۀ مثبت و معناداری بین ساختار سرمایه و معیار عملکردی Q توبین به دست آورده‌اند [1].

اگرچه برخی از مطالعات خارجی همان‌گونه که در بالا به تعدادی از آن‌ها اشاره شد، اثر توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایه بنگاه‌ها را آزموده‌اند، به نظر می‌رسد در داخل کشور مطالعه‌ای در این خصوص انجام نشده است؛ بنابراین مطالعۀ حاضر با پرداختن به این موضوع، خلاء موجود در این زمینه را پر می‌کند. علاوه بر این در کنار مطالعات خارجی انجام‌شده پیرامون اثر توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایه، مطالعات خارجی و داخلی نسبتاً فراوانی وجود دارد که اثر ساختار سرمایه را در عملکرد بنگاه‌ها را آزموده‌ا‌ند. با وجود اینکه مطالعات انجام‌شده، به‌صورت مجزا دو موضوع مذکور را بررسی کرده‌اند، به نظر می‌رسد به هر دو موضوع در یک مطالعۀ واحد توجه نشده است. این مطالعه با توجه همزمان به هر دو موضوع، این امکان را فراهم می‌کند که نحوۀ اثرگذاری توسعۀ بخش بانکی در عملکرد بنگاه‌ها نیز به‌صورت غیر‌مستقیم تحلیل شود.

 

روشپژوهش

دورۀ زمانی مطالعۀ حاضر سال‌های 1379 تا 1391 را در‌‌بر می‌گیرد، البته داده‌ها به‌صورت نامتوازن است. نمونۀ مطالعه نیز شامل آن دسته از شرکت‌های غیر‌مالی پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار است که: 1- در سال پایانی مطالعه یعنی
سال 1391 در بورس حضور داشته‌اند. 2- حداقل 8 سال در بورس حضور داشته و سهام آن‌ها معامله شده باشد 3- اطلاعات مالی آن‌ها منتهی به پایان اسفند هر سال باشد. بر این اساس تعداد 175 شرکت از 21 صنعت انتخاب شده است. کلیّۀ داده‌های مربوط به شرکت‌ها از گزارش‌های صورت‌های مالی حسابرسی‌شده به انضمام یادداشت‌های همراه شرکت‌ها، نرم‌افزار رهاورد نوین و نیز سایت کدال استخراج شده است. همچنین شاخص‌های مربوط به توسعۀ بخش بانکی از سایت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران جمع‌آوری شده است. با استفاده از اطلاعات جمع‌آوری‌شده از منابع فوق، این پژوهش با بررسی اثر توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایه و بررسی اثر ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها (در کنار برخی از متغیر‌های توضیحی مربوط به ویژگی بنگاه) اثر توسعۀ بخش بانکی را بر عملکرد بنگاه‌ها را ارزیابی می‌کند.

متغیرهای لازم پژوهش عبارتند از ساختار سرمایه، عملکرد بنگاه‌ها، شاخص‌های توسعۀ بخش بانکی و متغیرهای توضیحی مربوط به ویژگی بنگاه‌ها که در زیر معرفی شده‌اند: متغیر ساختار سرمایه برای هر شرکت با نسبت کل بدهی‌ها[28] به کل دارایی‌ها اندازه‌گیری شده است. این نسبت در مطالعات بسیاری به‌عنوان نماد ساختار سرمایه یا اهرم شرکت‌ به کار گرفته شده است که از آن جمله به مطالعات چن[29] (2004) ، موتاما و همکاران[30] (2013)، مهرانی و همکاران (1388) می‌توان اشاره کرد. گفتنی است از آنجایی که در ترازنامۀ شرکت‌ها، ارزش دفتری "کل دارایی‌ها" با ارزش دفتری "کل بدهی‌ها به اضافۀ حقوق صاحبان سهام" برابر است، گفتنی است نسبت "بدهی" به "مجموع بدهی و حقوق صاحبان سهام" شرکت به‌عنوان متغیر نشان‌دهندۀ ساختار سرمایه در نظر گرفته شده است. در رابطه با معیار عملکرد بنگاه‌ها نیز در مطالعات مختلف، اندازه‌های متفاوتی برای آن در نظر گرفته شده است. در این مطالعه Q توبین که برابر با نسبت "مجموع ارزش بازاری سهام و ارزش دفتری بدهی‌ها" به "ارزش دفتری دارایی‌ها" است، با استناد به مطالعات سلیم و یاداو (2012) و قلی‌زاده و همکاران (1392) و ارزش افزودۀ بازار که برابر با مابالتفاوت "ارزش بازاری حقوق صاحبان سهام" و "ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام" است با استناد به مطالعات پورعلی و روز[31] (2013) و هانگ و لیو[32] (2010) به‌عنوان معیارهایی برای اندازه‌گیری عملکرد بنگاه‌ها در نظر گرفته شده است. البته گفتنی است برای هماهنگ‌کردن ارقام حاصل برای متغیر ارزش افزودۀ بازار با ارقام مربوط به سایر متغیرهای مطالعه[33]، ارزش افزودۀ بازار هر شرکت بر تعداد سهام‌های شرکت تقسیم شده است. به عبارت دیگر متغیر ارزش افزودۀ بازار درواقع ارزش افزودۀ بازار ناشی از هر سهم شرکت[34] است که  همانند مطالعۀ آنکا و پیتر[35] (2012) آن را ارزش افزودۀ استانداردشده می‌توان نامید. متغیر "نسبت دارایی‌های داخلی بانک‌ها و مؤسسات اعتباری غیر‌بانکی به تولید ناخالص داخلی" که در مطالعۀ دمیرجیوک- کنت و لوین[36] (1999) شاخص اندازۀ سیستم بانکی درنظر گرفته شده و نیز متغیر "نسبت تسهیلات اعطایی بانک‌ها و مؤسساتاعتباریغیر‌بانکی به بخش خصوصی و به تولید ناخالص داخلی" که در مطالعۀ رویز- پوراس[37] (2009) شاخص فعالیت سیستم بانکی در اقتصاد در نظر گرفته شده  است، به‌عنوان شاخص‌های توسعۀ بخش بانکی به کار گرفته شده است. علاوه بر متغیرهای اصلی بیان‌شده، تعدادی از متغیرهای مربوط به ویژگی بنگاه نیز با توجه به مبانی تجربی موجود ازجمله مطالعات سایلگان و همکاران[38] (2006) ، دلکور[39] (2007)، پسیلاکی و داسکالاکیس[40] (2008)، سومادی و هایاجنه (2012)، کودونگو و همکاران[41] (2014)، سالاوو و همکاران[42] (2012) و کبیوار و احمد شاه[43] (2012) مدّنظر قرار گرفته است که عبارتند از: اندازۀ بنگاه (لگاریتم کل دارایی‌ها[44])، ساختار دارایی یا درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها (نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌ها)، فرصت‌های رشد (رشد دارایی‌ها)، سودآوری (نسبت سود خالص به کل دارایی‌ها (بازده دارایی‌ها))، سپر مالیاتی غیر‌بدهی (نسبت استهلاک به کل دارایی‌ها)، مالیات (نسبت مالیات به سود قبل از مالیات) و سن بنگاه (لگاریتم اختلاف بین سال فعلی و سال ثبت شرکت).

با معرفی متغیرهای مطالعه، اکنون می‌توان الگوی مدّنظر پژوهش را طراحی کرد. همان‌گونه که قبلاً بیان شد، برای ارزیابی اثر توسعۀ بخش بانکی در عملکرد بنگاه‌های غیر‌مالی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار از مسیر ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها یا به عبارت دیگر برای ارزیابی اثر غیر‌مستقیم توسعۀ بخش بانکی در عملکرد بنگاه‌ها، از دو معادله استفاده می‌شود که یک معادله اثر توسعۀ بخش بانکی را در کنار متغیرهای مربوط به ویژگی بنگاه بر ساختار سرمایه و معادلۀ دیگر اثر ساختار سرمایه را در کنار دیگر متغیرهای ویژگی بنگاه در عملکرد بنگاه‌ها می‌آزماید؛ بنابراین گفتنی است الگوی درنظرگرفته‌شده شامل دو متغیر وابسته یعنی ساختار سرمایه و عملکرد بنگاه است:

- معادلۀ ساختار سرمایه: با توجه به مطالعات سایلگان و همکاران (2006)، دلکور (2007) و پسیلاکی و داسکالاکیس (2008) معادلۀ ساختار سرمایه به‌صورت زیر ارائه می‌شود:

(1)                        

در رابطۀ بالا، CS ساختار سرمایه (نسبت بدهی)، Size اندازۀ بنگاه، Tan درجۀ مشهودبودن یا ساختار دارایی‌ها، GO فرصت‌های رشد، Tax مالیات، NDTS سپر مالیاتی غیر‌بدهی و Prof سودآوری بنگاه (بازده دارایی‌ها) است. همچنین i نشان‌دهندۀ بنگاه (مقطع)، t نشان‌دهندۀ زمان و u معرف جزء اخلال است.

علاوه به متغیرهای مربوط به ویژگی بنگاه همان‌گونه که قبلاً بیان شد، مطالعات تجربی، احتمال تأثیرگذاری متغیرهای اقتصاد کلان را در ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها نیز آزموده‌اند که ازجملۀ این متغیرها  به شاخص‌های توسعۀ بانکی می‌توان اشاره کرد. بر این اساس در مطالعۀ حاضر با استناد به مطالعات دوکو و همکاران (2011) و اتودایی- موهتار و احمد (2014) شاخص توسعۀ بخش بانکی نیز به معادلۀ (1) اضافه می‌شود:

(2)

 

در رابطۀ بالا تمامی متغیرها همانند قبل و BD نیز معرف شاخص مربوط به توسعۀ بخش بانکی است. همان‌گونه که قبلاً نیز بیان شد، در این مطالعه دو شاخص مربوط به اندازه و فعالیت بخش بانکی در اقتصاد، به‌عنوان شاخص‌های توسعۀ بخش بانکی انتخاب شده است که هر بار یکی از آن‌ها به‌صورت مجزا وارد الگو شده و آزموده می‌شود. به عبارت دیگر شاخص‌های مذکور به‌صورت همزمان وارد معادلۀ (2) نمی‌شود.

- معادلۀ عملکرد بنگاه: با توجه به نظریه‌های ساختار سرمایه از نسبت بدهی به‌عنوان یک متغیر اثرگذار در عملکرد بنگاه‌ها می‌توان نام برد. علاوه بر این متغیر، مطالعات تجربی انجام‌شده، برخی از متغیرهای مربوط به ویژگی بنگاه را نیز در کنار متغیر ساختار سرمایه وارد معادله عملکرد بنگاه کرده‌اند. بر این اساس در مطالعۀ حاضر با توجه به مطالعات سومادی و هایاجنه (2012) ، کودونگو و همکاران (2014) ، سالاوو و همکاران (2012) و کبیوار و احمد شاه (2012) رابطۀ زیر برای عملکرد بنگاه در نظر گرفته شده است:

(3)

 

در رابطۀ (3) Age سن بنگاه، v جزء اخلال و سایر متغیرها نیز همانند قبل است. از آنجایی که در مطالعۀ حاضر از دو متغیر "Q توبین" و "ارزش افزودۀ بازار استانداردشده (MVA)" به‌عنوان معیارهای عملکرد بنگاه‌ها استفاده می‌شود، هر بار یکی از این دو متغیر به‌عنوان متغیر وابسته، وارد الگو می‌شود.

معادلات (2) و (3) یک سیستم معادلات را تشکیل می‌دهد. چنین سیستمی که در آن متغیر وابستۀ یک معادله (معادلۀ (2)) به‌عنوان متغیر توضیحی وارد معادلۀ دیگر شده است (معادلۀ (3))، سیستم مثلثی یا برگشتی نامیده می‌شود و همان‌گونه که گجراتی (1955) بیان می‌کند هر یک از معادلات یک چنین سیستمی را  با فرض  به‌صورت جداگانه به روش OLS می‌توان تخمین زد.

پرداختن به دو معادلۀ فوق، این امکان را ایجاد می‌کند که علاوه بر برآورد اثر مستقیم توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها ( ) و نیز برآورد اثر مستقیم ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها ( )، اثر غیر‌مستقیم توسعۀ بخش بانکی را در عملکرد بنگاه ها ( ) نیز برآورد کرد.

 

یافته‌ها

قبل از انجام هرگونه برآوردی لازم است مانایی متغیرهای مطالعه آزموده شود. برای این منظور از آزمون ریشۀ واحد فیشر[45] استفاده شده است؛ زیرا برای انجام این آزمون به داده‌های متوازن نیازی نیست [55]. نتایج حاصل از انجام این آزمون نشان داد تمامی متغیرهای مطالعه با اطمینان 99 درصد در سطح مانا هستند. پس از انجام آزمون مانایی بر متغیرها و اطمینان‌یافتن از اینکه بدون نگرانی از ایجاد رگرسیون کاذب، از داده‌های سطح متغیرها در برآوردها می‌توان استفاده کرد، [13] لازم است تعیین شود در برآورد الگو‌ها باید از روش داده‌های تلقیقی[46] استفاده کرد یا داده‌های تابلویی[47]. بدین منظور از آزمون F لیمر استفاده شده است [12] که نتایج به‌دست‌آمده از این آزمون در سطح اطمینان 99 درصد نشان داد استفاده از روش داده‌های تابلویی از روش داده‌های تلفیقی بهتر است. در مرحلۀ بعدی لازم است تعیین شود برای برآورد هر یک از معادلات مطالعه باید از روش آثار ثابت[48] داده‌های تابلویی استفاده کرد یا روش آثار تصادفی[49] که برای این منظور نیز از آزمون هاسمن[50] استفاده شده است [12]. نتایج این آزمون نشان داد استفاده از روش آثار ثابت با اطمینان 99 درصد از روش آثار تصادفی بهتر است. انجام آزمون ناهمسانی واریانس نسبت راست‌نمایی[51] بر معادلات (2) و (3) نیز نشان داد الگوهای درنظرگرفته‌شده با مشکل ناهمسانی واریانس مواجه هستند؛ بنابراین در برآوردها از دستور robust استفاده شده است. همچنین انجام آزمون خودهمبستگی سریالی وولدریج[52] نشان داد معادلۀ عملکرد (معادله 3) با مشکل خودهمبستگی مرتبۀ اول مواجه است؛ بنابراین در برآورد این معادله از دستور cluster استفاده شده است [55]. درنهایت با توجه به انجام آزمون‌های تشخیصی بیان‌شده، معادلات (2) و (3) با استفاده از روش آثار ثابت داده‌های تابلویی و با به‌کارگیری نرم‌افزار STATA برآورد شده است. نتایج حاصل از برآورد معادلۀ ساختار سرمایه (معادلۀ2) یک‌بار با شاخص اندازۀ بخش بانکی و یک‌بار با شاخص فعالیت بخش بانکی در جدول (1) آورده شده است:

 

 

 


 

جدول (1) نتایج حاصل از برآورد معادلۀ ساختار سرمایه

معادلۀساختارسرمایهباشاخصفعالیتبخشبانکی

    

معادلۀساختارسرمایهباشاخصاندازۀبخشبانکی

    

 

ضرایب

ضرایب

متغیرهایتوضیحی

308/1*

(002/0)

490/1*

(000/0)

عرض از مبدأ

070/0*

(000/0)

075/0*

(000/0)

فرصت‌های رشد

020/0-

(374/0)

029/0-

(176/0)

اندازۀ بنگاه

061/0-

(319/0)

053/0-

(389/0)

درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها

250/0

(707/0)

215/0

(747/0)

پوشش مالیاتی غیر‌بدهی

211/0-*

(000/0)

208/0-*

(001/0)

مالیات

856/0-*

(000/0)

850/0-*

(000/0)

سودآوری

-

148/0-***

(095/0)

اندازۀ بخش بانکی

262/0-**

(032/0)

-

فعالیت بخش بانکی

44/23

000/0

23%

1897

95/22

000/0

21%

1897

آمارۀ F

احتمال آمارۀ F

R2

تعداد مشاهدات

مقادیر داخل پرانتز، احتمال آمارۀ t است.

* مقادیر مشخص‌شده با علامت "*" معناداری در سطح احتمال 99 درصد، با علامت "**" معناداری در سطح احتمال 95 درصد و با علامت "***" معناداری در سطح احتمال 90 درصد را نشان می‌دهد.

 

 

نتایج حاصل از برآورد معادلۀ (2) در رابطه با متغیرهای اصلی که در معادلۀ ساختار سرمایه آزموده شده است؛ یعنی شاخص‌های توسعۀ بانکی، نتایج غیر‌منتظره‌ای را نشان می‌دهد، به‌گونه‌ای که شاخص اندازۀ بخش بانکی با احتمال 90 درصد و شاخص فعالیت بخش بانکی با احتمال 95 درصد، اثر منفی و معناداری در ساختار سرمایۀ بنگاه‌های غیرمالی دارد. به عبارت دیگر توسعۀ بخش بانکی در ایران نه‌تنها نسبت بدهی بنگاه‌ها را افزایش نمی‌دهد، بلکه کاهش نیز می‌دهد؛ بنابراین گفتنی است با توسعۀ بخش بانکی، بنگاه‌ها ترجیح می‌دهند در ترکیب ساختار سرمایۀ خود، سهام را جایگزین بدهی کنند. این امر می‌تواند ناشی از این باشد که همگام با توسعۀ بخش بانکی، فرایند مدیریت ریسک در بانک‌ها نیز بهبود می‌یابد (بویژه اینکه در سال‌های بررسی‌شده در این مطالعه، تعداد بانک‌های خصوصی رو به افزایش بوده است) که این مسأله، کسب اعتبار از سوی بنگاه‌ها را پرهزینه‌تر می‌کند و موجب می‌شود بنگاه‌ها به تأمین مالی بیشتر با سهام روی بیاورند. علاوه بر این در ایران برخی بانک‌ها خود سهامدار بنگاه‌ها هستند و درواقع بانک‌ها خود به بنگاه‌داری مشغولند که این مسأله نیز می‌تواند باعث شود همگام با توسعۀ بخش بانکی، درصد تأمین مالی با سهام در ترکیب ساختار سرمایه بنگاه‌ها افزایش یابد. وجود رابطۀ منفی بین توسعۀ بخش بانکی و ساختار سرمایه در مطالعۀ اتودایی- موهتار و احمد (2014) نیز حاصل شده است. همچنین نتایج نشان می‌دهد از بین متغیرهای مربوط به ویژگی بنگاه‌ها، متغیرهای فرصت‌های رشد، مالیات و سودآوری بنگاه با اطمینان 99 درصد، متغیرهای معنی‌داری برای ساختار سرمایه بنگاه‌های غیرمالی بورسی ایران هستند. دربارۀ نحوۀ اثرگذاری این متغیرها نیز همان‌گونه که مشاهده می‌شود اثر فرصت‌های رشد در ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها مثبت است. این نتیجه که منطبق با یافته‌های مطالعات نگوین و همکاران[53] (2012) ، خلیفه سلطانی و همکاران (1393) است، نظریۀ سلسله‌مراتبی را تأیید می‌کند که براساس آن بنگاه‌های با فرصت‌های رشد بالا بیشتر منابع داخلی را تمام می‌کنند؛ بنابراین آن‌ها باید دومین منبع تأمین مالی برتر یعنی بدهی را انتخاب کنند. اثر مالیات در ساختار سرمایه نیز منفی به دست آمده است. این موضوع برخلاف نظریۀ توازن است که براساس آن، بنگاه‌هایی که مالیات بیشتری می‌پردازند، باید بدهی بیشتری را منتشر کنند تا از منفعت مالیاتی بهره ببرند. درحقیقت به نظر می‌رسد مالیات در رابطه با بنگاه‌های غیرمالی در ایران نه‌تنها یک ابزار پوشش مالیاتی عمل نکرده، بلکه باعث کاهش نسبت بدهی بنگاه‌ها نیز شده است. البته در رابطه با این نحوۀ اثرگذاری مالیات در نسبت بدهی بنگاه‌ها، آنتونیو و همکاران[54] (2002) در مطالعۀ خود بیان می‌کنند که اثر مثبت، زمانی می‌تواند به وجود بیاید که بنگاه‌ها از یک سطح کافی درآمد مشمول مالیات برخوردار باشند. از سوی دیگر مالیات بیشتر می‌تواند موجب شود وجوه داخلی کمتری در اختیار شرکت باشد و هزینۀ سرمایه برای شرکت افزایش یابد که درنتیجۀ آن تشکیل سرمایه و نیز تقاضای شرکت برای وجوه خارجی کاهش می‌یابد. این موضوع بر رابطۀ منفی بین نسبت بدهی و مالیات شرکت دلالت دارد [18]. گفتنی است نتیجۀ حاصل‌شده در این مطالعه با نتیجۀ مطالعات ماناوادیوج و همکاران[55] (2011) و مهرانی و همکاران (1388) متفاوت است که رابطۀ بی‌معنی بین اهرم شرکت‌ها و مالیات را نشان داده‌اند. اثر سودآوری در ساختار سرمایۀ بنگا‌ها نیز همانند یافته‌های مطالعات سایلگان و همکاران (2006)،کردستانی و نجفی عمران (1387) و فتحی و همکاران (1393) منفی به دست آمده است که تأییدی بر نظریۀ سلسله‌مراتبی است؛ زیرا براساس این نظریه، بنگاه‌ها تأمین مالی داخلی را بر تأمین مالی خارجی ترجیح می‌دهند. از آنجایی که بنگاه‌های سودآور، منابع داخلی بیشتری دارند؛ اثر سودآوری در نسبت بدهی، منفی خواهد بود.

 

 

 

 

 


جدول (2) نتایج حاصل از برآورد معادلۀ عملکرد

معادلۀ عملکرد با معیارعملکردیQتوبین

    

معادلۀعملکردبامعیارعملکردیارزشافزودۀبازاراستانداردشده

    

 

ضرایب

ضرایب

متغیرهایتوضیحی

174/8*

(000/0)

661/64*

(000/0)

عرض از مبدأ

214/0*

(003/0)

717/2*

(000/0)

فرصت‌های رشد

468/0-*

(000/0)

592/3-*

(000/0)

اندازۀ بنگاه

536/0-*

(109/0)

459/9-*

(012/0)

درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها

407/0

(288/0)

115/1

(743/0)

سن بنگاه

950/3*

(000/0)

226/27*

(000/0)

سودآوری

429/1*

(000/0)

662/8**

(030/0)

ساختار سرمایه

95/16

000/0

19%

1897

57/18

000/0

15%

1895

آمارۀ F

احتمال آمارۀ F

R2

تعداد مشاهدات

مقادیر داخل پرانتز، احتمال آمارۀ t است.

 * مقادیر مشخص‌شده با علامت "*" معناداری در سطح احتمال 99 درصد و با علامت "**" معناداری در سطح احتمال 95 درصد را نشان می‌دهد.

 

 

نتایج حاصل از برآورد معادلۀ (3) نیز نشان می‌دهد اثر متغیر اصلی مطالعه در معادله عملکرد شرکت یعنی متغیر ساختار سرمایه بر ارزش افزودۀ بازار در سطح اطمینان 95 درصد و بر Q توبین در سطح اطمینان 99 درصد، مثبت و معنادار است. این نحوۀ اثرگذاری را با نظریۀ هزینۀ نمایندگی سهام و فرضیۀ جریان‌های نقد آزاد می‌توان توضیح داد که براساس آن بدهی بیشتر، جریان‌های نقد آزاد در اختیار مدیر را که به صلاحدید مدیر خرج می‌شود، کاهش می‌دهد و موجب می‌شود هزینۀ نمایندگی سهام کاهش یابد؛ بنابراین می‌تواند اثر مثبت در عملکرد شرکت داشته باشد. رابطۀ مثبت بین عملکرد و ساختار سرمایه در مطالعات آقایی و کاظم‌پور (1393) و منصورلاکوراج و سپاسی[56] (2015) نیز حاصل شده است. نتایج هچنین نشان می‌دهد متغیرهای فرصت‌های رشد، اندازه، درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها (ساختار دارایی‌ها) و سودآوری با اطمینان 99 درصد، متغیرهای اثرگذار در ارزش افزودۀ بازار و نیز Q توبین بنگاه‌ها هستند. دربارۀ نحوۀ اثرگذاری این متغیرها نیز همان‌گونه که انتظار می‌رفت اثر فرصت‌های رشد بر عملکرد بنگاه‌ها همانند مطالعات سومادی و هایاجنه (2012) و رحیمیان و همکاران (1392) مثبت به دست آمده است؛ زیرا انتظار بر این است که بنگاه‌های با فرصت‌های رشد بالاتر، سریع‌تر و بهتر بتوانند روبه‌جلو گام بردارند. اثر اندازۀ بنگاه در عملکرد همانند مطالعۀ هانجرا و همکاران[57] (2014) منفی به دست آمده است. مطالعات انجام‌شده ازجمله مطالعات مارگاریتیس و پسیلاکی[58] (2007) و چنگ و تزینگ[59] (2011) استدلال می‌کنند اثر اندازۀ بنگاه در عملکرد در وضعیت‌هایی منفی خواهد شد که یک نبود کنترل ناشی از ساختارهای سلسله‌مراتبی ناکارا در مدیریت شرکت وجود داشته باشد [39،23]. برخلاف انتظار، اثر درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها در عملکرد شرکت، منفی به دست آمده است. چنین نتیجه‌ای در مطالعات سومادی و هایاجنه (2012) و کودونگو و همکاران (2014) نیز مشاهده شده است. از آنجایی که این متغیر درحقیقت نسبت دارایی‌های ثابت مشهود به کل دارایی‌های بنگاه را نشان می‌دهد؛ همانند مطالعۀ کبیوار و احمد شاه (2012) چنین اثرگذاری را ناشی از این می‌توان دانست که بنگاه‌ها به‌صورت کارا از دارایی های ثابت خود استفاده نمی‌کنند. درواقع به نظر می‌رسد در ایران استفادۀ بیشتر از دارایی‌های ثابت نمی‌تواند تضمین‌کنندۀ استفاده از تکنولوژی بهتر و درنتیجه اثرگذاری مثبت دارایی‌های ثابت مشهود بر عملکرد بنگاه‌ها باشد. مطابق انتظار، سودآوری اثر مثبتی در عملکرد بنگاه‌ها دارد، بنگاه‌های سودآورتر به‌طور معمول بهتر مدیریت شده‌اند؛ بنابراین انتظار می‌رود عملکرد بهتری نیز داشته باشند. این نتیجه با یافته‌های مطالعۀ چنگ و تزینگ (2011) و هاشمی و اخلاقی (1389) سازگار است.

با مشخص‌شدن اثر توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها و نیز اثر ساختار سرمایه بر ارزش افزوده و Q توبین بنگاه‌ها، اکنون اثر غیر‌مستقیم توسعۀ بخش بانکی را در عملکرد بنگاه‌های غیر‌مالی بورسی ایران  می‌توان به دست آورد که در جدول (3) آورده شده است:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


جدول (3) اثر غیرمستقیم توسعۀ بخش بانکی در عملکرد

عملکرد بنگاه

شاخص توسعۀ بخش بانکی

ارزش افزودۀ بازار   استانداردشدۀ بنگاه

Q توبین بنگاه

اندازۀ بخش بانکی

282/1-

211/0-

فعالیت بخش بانکی

269/2-

374/0-

 

 

همان‌گونه که مشاهده می‌شود توسعۀ بخش بانکی می‌تواند با ساختار سرمایۀ (نسبت بدهی) بنگاه‌ها بر عملکرد آن‌ها اثرگذار باشد، چنانکه که گفتنی است اندازه و فعالیت بخش بانکی به‌صورت غیر‌مستقیم، اثر منفی در ارزش افزودۀ بازار و Q توبین بنگاه‌های غیر‌مالی دارد. 1 واحد افزایش در اندازۀ سیستم بانکی کشور، ارزش افزودۀ بازار هر سهم شرکت را تا 3/1 واحد و Q توبین بنگاه را تا 2/0 واحد می‌تواند کاهش دهد. همچنین 1 واحد افزایش در فعالیت سیستم بانکی می‌تواند ارزش افزودۀ بازار هر سهم شرکت را تا 3/2 واحد و Q توبین را تا 4/0 واحد کاهش دهد. بدیهی است اثرگذاری توسعۀ بخش بانکی در عملکرد بنگاه‌ها، به‌واسطۀ اثرگذاری توسعۀ بخش بانکی بر ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها و متعاقباً اثرگذاری ساختار سرمایه بر عملکرد بنگاه‌‌ها است. درحقیقت این اثرگذاری ناشی از نقش واسطه‌ای ساختار سرمایه است.

 

نتیجه‌گیری و پیشنهادها

این مطالعه با بررسی اثر توسعۀ بخش بانکی در ساختار سرمایه و بررسی اثر ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها، اثر توسعۀ بخش بانکی در عملکرد بنگاه‌ها را با استفاده از داده‌های نامتوازن مربوط به 175 بنگاه غیر‌‌مالی پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار می‌آزماید. نتایج مطالعه در رابطه با شاخص‌های مربوط به توسعۀ بخش بانکی نشان می‌دهد در ایران، توسعۀ بخش بانکی خواه از جهت اندازه و خواه از جهت فعالیت، نسبت بدهی بنگاه‌های غیر‌مالی را کاهش می‌دهد که این اثر کاهشی، دربارۀ شاخص فعالیت بخش بانکی بیشتر از شاخص اندازۀ بخش بانکی است؛ به عبارت دیگر هنگامی که بخش بانکی در ایران توسعه می‌یابد، بنگاه‌ها در ساختار سرمایۀ خود تأمین مالی با سهام را جایگزین تأمین مالی با بدهی می‌کنند؛ بنابراین نسبت بدهی کاهش می‌یابد. دربارۀ این نحوۀ اثرگذاری شاید بتوان همانند اتودایی- موهتار و احمد (2014) این‌گونه استدلال کرد که توسعۀ بخش بانکی می‌تواند باعث بهبود مدیریت ریسک شود و این امر با افزایش هزینۀ اعتبار برای بنگاه‌ها موجب می‌شود اعتبار دریافتی کاهش یاید. علاوه بر این در رابطه با ایران شاید بتوان این استدلال را نیز مطرح کرد که با توجه به اینکه برخی از بانک‌ها در بورس، کارگزاری دارند؛ بنابراین بانک‌ها خود ازجملۀ خریداران سهام بنگاه‌ها هستند. بدیهی است در چنین شرایطی توسعۀ بخش بانکی می‌تواند موجب افزایش سهام‌هایی شود که بانک‌ها خریداری کرده‌اند. به هر حال نتیجه‌گیری قطعی دربارۀ دلیل چنین اثرگذاری، نیازمند انجام مطالعه‌ای جداگانه در این خصوص است. اثر ساختار سرمایه در عملکرد بنگاه‌ها نیز مثبت و معنادار به دست آمده است که می‌تواند تأییدی بر این مسأله باشد که دربارۀ بنگاه‌های غیر‌مالی بورسی ایران، بدهی بیشتر می‌تواند هزینۀ نمایندگی سهام را کاهش دهد و  باعث بهبود عملکرد بنگاه‌ها و به‌طور خاص افزایش ارزش افزوده بازار و Q توبین آن‌ها شود. اثر معنادار و منفی توسعۀ بخش بانکی بر ساختار سرمایه و نیز اثر معنادار و مثبت ساختار سرمایه در عملکرد، تأثیر معنادار و منفی توسعۀ بخش بانکی را در عملکرد بنگاه‌ها نشان می‌دهد. درواقع گفتنی است توسعۀ بخش بانکی به‌صورت غیر‌مستقیم (با ساختار سرمایه) اثر منفی در ارزش افزوده و Q توبین بنگاه‌های غیر‌مالی دارد. براساس نتایج مطالعه همچنین از فرصت‌های رشد، مالیات و سودآوری به‌عنوان تعیین‌کننده‌های (ویژگی بنگاه‌ها) ساختار سرمایۀ بنگاه‌ها می‌توان نام برد که سودآوری (مطابق نظریۀ سلسله‌مراتبی) و مالیات (برخلاف نظریۀ توازن) به‌صورت منفی و فرصت‌های رشد (مطابق نظریۀ سلسله‌مراتبی) به‌صورت مثبت، ساختار سرمایه را تحت ‌تأثیر قرار می‌دهد. چنین نتیجه‌ای نشان می‌دهد نظریۀ سلسله‌مراتبی بیشتر می‌تواند تصمیم‌های تأمین مالی بنگاه‌های غیر‌مالی در ایران را توضیح دهد. همچنین متغیرهای اندازه، فرصت‌های رشد، سودآوری و درجۀ مشهودبودن دارایی‌ها به‌عنوان دیگر متغیرهای مربوط به ویژگی بنگاه تشخیص داده شده‌اند که در کنار ساختار سرمایه، عملکرد بنگاه‌های غیر‌مالی بورسی ایران را می‌توانند تحت ‌تأثیر قرار دهند.

درپایانبا توجه به نتیجۀ حاصل‌شده برایاثرتوسعۀ بخش بانکیدر ساختار سرمایه بنگاه‌هامی‌توانادعاکردکهساختارسرمایهبنگاه‌هایغیر‌مالی بورسیکشور فقط تابعی از عوامل درونی شرکت نیست،بلکهمحیطمالیپیرامونبنگاه‌هاوبه‌طورخاصتوسعۀ بخش بانکی نیز می‌توانددرکنارمتغیرهایویژگیبنگاهدرتصمیم‌های تأمین مالی آن‌هااثرگذارباشد؛ بنابراین توجهبهاینموضوعبهبنگاه‌ها پیشنهادمی‌شود. همچنینباتوجهبهاثرمثبتساختارسرمایهبرعملکردبنگاه‌ها،توجه به تأمین مالیبا بدهی به شرکت‌هایغیر‌مالیکهبه‌دنبالارتقایارزشافزودۀ بازار یاQ توبین خود هستند، پیشنهادمی‌شود. درنهایتبا توجهبهاثر مثبت نسبت بدهیدر عملکرد بنگاه‌هایغیر‌مالی، به سیاست‌گذاران کشور پیشنهادمی‌شودبه سیستم بانکی کشور توجه کنند، به‌گونه‌ایکهبتواندهمان‌طور که از آن انتظار می‌رودبه‌عنوان ابزاری برای تأمین مالیبا بدهی بنگاه‌هاعملکند؛زیرا در این صورت توسعۀ بخش بانکی می‌تواندازمسیرساختارسرمایهبهبهبودعملکردبنگاه‌ها (به‌طورخاصارزشافزودۀ بازار و Q توبین) منجر شودودرواقعبنگاه‌هاخواهندتوانستهمگامباتوسعۀ بخش بانکی، با افزایش نسبت بدهی خود، عملکرد خود را به‌میزانبهتریبهبودبخشند.

به پژوهشگران برای مطالعات آینده پیشنهاد می‌شودپژوهشحاضررا بااستفادهازمعیارهایعملکردیدیگرویابااستفادهازشاخص‌هایتوسعۀبخشبانکیدیگر انجام دهند. همچنینباتوجهبهاینکهدراینمطالعه،اثرتوسعۀبخشبانکیدرعملکردبنگاه‌هایغیر‌مالیبرایتمامیصنایعنمونهارزیابیشدهاست،بررسیایناثربهتفکیکصنایعمختلفپیشنهادمی‌شود. علاوهبراینباتوجهبهکمبودمطالعاتدررابطهباآثارتوسعۀبخشبانکیدرفعالیت‌هایبنگاه‌هایکشور (ساختارسرمایه،عملکرد،و ...) به‌طورکلیمطالعاتبیشتردراینحوزهباالگو‌سازی‌هاییمتفاوتازمطالعۀحاضرتوصیهمی‌شود.

 



[1]. Modigliani & Miller

[2]. Capital Structure Irrelevance

[3]. Agency Theory

[4]. Trade Off Theory

[5]. Picking Order Theory

[6]. Underinvestment problem

[7]. Risk-shifting problem

[8]. NPV

[9]. Protective covenants

[10]. معادل عبارتBonding expenses است و منظور از آن هزینه‌هایی است که سهامداران یا مالکان شرکت متحمل می‌شوند تا این تضمین ایجاد شود که مدیر، فعالیت‌هایی را انجام نمی‌دهد که به سهامداران ضرر ‌برساند [33].

[11]. Jensen

[12]. در این حالت شرکت با مشکل سرمایه‌گذاری بیش از حد (overinvestment) مواجه خواهد شد.

[13]. Tax Shield

[14]. Klein

[15]. Schmukler & Vesperoni

[16]. Bokpin

[17]. Chami & Others

[18]. Petersen & Rajan

[19]. Agca & Others

[20]. Set & Sarkhel

[21]. Pouraghajan & Others

[22]. Salim & Yadav

[23]. Bursa Stock Market

[24]. Soumadi & Hayajneh

[25]. Amman Stock Market

[26]. Etudaiye-Muhtar & Ahmad

[27]. Masoud

[28]. Liabilities

[29]. Chen

[30]. Muthama & Others

[31]. Pourali & Roze

[32]. Huang & Liu

[33]. تمامی متغیرهای مطالعه در قالب‌ نسبت، رشد و لگاریتم هستند.

.[34] ارزش افزودۀ بازار بر حسب هزار ریال است.

[35]. Anca & Petre

[36]. Demirguc-Kunt & Levine

[37]. Ruiz-Porras

[38]. Sayilgan & Others

[39]. Delcour

[40]. Psillaki & Daskalakis

[41]. Kodongo & Others

[42]. Salawu & Others

[43]. Kebewar & Ahmed Shah

[44]. اندازۀ بنگاه یا لگاریتم دارایی‌ها بر حسب هزار ریال است.

[45]. Fisher-type unit-root test

[46]. Pooling Data

[47]. Panel Data

[48]. Fixed Effect

[49]. Random Effect

[50]. Hausman

[51]. Likelihood Ratio

[52]. Wooldridge

[53]. Nguyen & Others

[54]. Antoniou & Others

[55]. Manawaduge & Others

[56]. Mansourlakoraj & Sepasi

[57]. Hunjra & Others

[58]. Margaritis & Psillaki

[59]. Cheng & Tzeng

[1] Aghaei, M. A., & Kazempour, M. (2014). Capital structure and firms performance in Tehran stock exchange. International Conference on Management. Tehran.

[2] Arabsalehi, M., Farahmand, S. H.., & Ramtin, M. (2011). Investigating the relationship between debt policies and firm performance of the companies listed in Tehran stock exchange. Financial Accounting. 3(2): 43-61.

[3] Fathi, S., Abzari, M., & Habibi, S. (2014). Determinants of capital structure: meta-analysis. Asset Management & Financing. 2(1): 55-74.

[4] Gholizadeh, M.H., Asadi, B., & Shamsi, A. (2014). The impact of capital structure on the value of listed companies in Tehran stock exchange: static and dynamic methods of panel data. 6th Conference on Development of Financing System in Iran. Tehran. 45-65.

[5] Gujarati, M.N. (1955). Basic Econometrics. Vol.2. Hamid Abrishami (2005). 3st Edition. Tehran: University of Tehran.

[6] Hashemi, A., & Akhlaghi H. A. (2010). The effect financial leverage, dividend policy and profitably in the future value of firm.Financial Accounting. 2(6): 38-49.

[7] Honarbakhsh, S., Birjandi, H., & Birjandi, M. (2012). The survey of relative influence of business strategies on the relationship between financial leverage and performance.Knowledge of Security Analysis. 5(15): 47-58.

[8] Khalifeh Soltani, A., Akhlaghi, H.A., & Saedi, R. (2014). The investigation of factors affecting the capital structure using the Tobit models: an empirical examination of static trade-off, pecking order and agency cost theories. Asset Management & Financing. 2(1): 37-54.

[9] Kordestani, G. R., & Najafi Emran, M. (2009). Determinants of debt ratio: the static trade-off and pecking order theories. Financial Research. 9(4): 73-90.

[10] Mahmoudabadi, H., Mahdavi, G.H., & Fereyduni, M. (2013). An investigation the effects of the free cash flows and agency costs on the performance of the companies listed in Tehran stock exchange (TSE(. Accounting Knowledge. 4(12): 111-131.

[11] Mehrani, S., Kashanipoor, M., & Rasaiean, A. (2009). A survey on the determinants of capital structure in Tehran stock exchange.Economic Research Review. No.4 (supplement): 125-150.

[12] Mohamadzadeh, P., Mamipour, S., & Feshari, M. (2010). Stata Applications in Econometrics.Vol.1. 1st Edition. Tehran: Press of Noreelm and Faculty of Economic Sciences.

[13] Noferesti, M. (1999). Unit Root and Co-integration in Econometrics.1st Edition. Tehran: Cultural Services Institute of Rasa.

[14] Pourali, M. R., & Alavi, V. (2014). A review of the financing methods and theories related to capital structure. The Second Conference on Accounting, Financial Management and Investment. ISSN: 2322-3510.

[15] Rahimian, N., Tavakolnia, E., & Tirgari, M. (2013). Investigating the curvilinear relationship between capital structure with performance and firm value of companies listed in Tehran stock exchange. Financial Knowledge of Security Analysis. 6 (19): 67-79.

[16] Almajali, A. Y., Alamro, S. A., & Al-Soub, Y. Z. (2012). Factors affecting the financial performance of Jordanian insurance companies listed at Amman stock exchange. Journal of Management Research. 4(2): 266-289.

[17] Anca, M., & Petre, B. (2012). Do romanian banking institutions create shareholder value. Procedia Economics and Finance. 3: 144-151.

[18] Antoniou, A., Guney, Y., & Paudyal, K. (2002). Determinants of corporate capital structure: evidence from European countries. University of Durham.Working Paper.

[19] Basu, K., & Rajeev, M. (2013). Determinants of capital structure of Indian corporate sector: evidence of regulatory impact. The Institute for Social and Economic Change. Bangalore. Working Paper 306.

[20] Bauer, P. (2004). Determinants of capital structure: empirical evidence from the Czech Republic. Czech Journal of Economics and Finance. 54: 1-2, 2-21.

[21] Chen, J. J. (2004). Determinants of capital structure of Chinese listed companies. Journal of Business Research. 57: 1341-1351.

[22] Chen, S. Y., & Chen, L. J. (2011). Capital structure determinants: an empirical study in Taiwan. African Journal of Business Management. 5(27): 10974-10983.

[23] Cheng, M. C., & Tzeng, Z. C. (2011). Does leverage and efficiency affect each other.Journal of Accounting, Finance and Economics. 1(1): 77-95.

[24] Delcoure, N. (2007). The determinants of capital structure in transitional economics. International Review of Economics and Finance. 16: 400-415.

[25] Demirguc-Kunt, A., & Levine, R. (1999). Bank-based and market-based financial systems: cross- country comparisons. World Bank, Research Working papers. DOI: 10.1596/1813-9450-2143.

[26] Doku, J. N., Adjasi, C. & Sarpong-Kumankuma, E. (2011). Financial market development and capital structure of listed firms–empirical evidence from Ghana. Serbian Journal of Management. 6(2): 155-168.

[27] Eriotis, N., Vasiliou, D., & Vontoura-Neokosmidi, Z. (2007). How firm characteristics affect capital structure: an empirical study. Managerial Finance. 33(5): 321-331.

[28] Etudaiye-Muhtar, O. F., & Ahmad, R. (2014). Banking sector development and corporate leverage: empirical evidence from South African firms.International Journal of Economics and Finance. 6(8): 278-288.

[29] Hossain, F., & Ali, A. (2012). Impact of firm specific factors on capital structure decision: an empirical study of Bangladeshi companies. International Journal of Business Research and Management. 3(4): 163-182.

[30] Huang, D. T., & Liu, Z. C. (2010). A study of the relationship between related party transactions and firm value in high technology firms in Taiwan and China. African Journal of Business Management, 4(9): 1924-1931.

[31] Hunjra, A. I., Chani, M. I., Javed, S., Naeem, S., & Ijaz, M. S. (2014). Impact of micro economic variables on firm`s performance. International Journal of Economics and Empirical Research. 2(2): 65-73.

[32] Jensen, M. (1986). Agency costs of free cash flow, corporate finance and takeovers. American Economic Review. 76(2): 323-329.

[33] Jensen, M., & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics. Vol.3, 4: 305-360.

[34] Jiraporn, P., Chintrakarn, P., Kim, J. C., & Liu, Y. (2013). Exploring the agency cost of debt: evidence from the ISS governance standards.Journal of Financial Services Research. 44: 205-227.

[35] Kebewar, M., & Ahmed Shah, S. M. N. (2012). The effect of debt on corporate profitability: evidence from French service sector. MPRA Paper.No. 43304.

[36] Kodongo, O., Mokoaleli-Mokoteli, T., & Maina, L. (2014). Capital structure, profitability and firm value: panel evidence of listed firms in Kenya. MPRA Paper.No. 57116.

[37] Manawaduge, A., De Zoysa, A., Chowdhury, K., & Chandarakumara, A. (2011). Capital structure and firm performance in emerging economics: an empirical analysis of Srilankan firms. Corporate Ownership & Control. 8(4): 253-263.

[38] Mansourlakoraj, R., & Sepasi, S. (2015). Free cash flow, capital structure and the value of listed companies in Tehran stock exchange.International Journal of Management- Accounting and Economics. 2(2): 144-148.

[39] Margaritis, D., & Psillaki, M. (2007). Capital structure and firm efficiency. Journal of Business finance & Accounting, 34(9-10): 1447-1469.

[40] Masoud, N. (2014). The determinants of capital structure choice: evidence from Libyan firms. Research Journal of Finance and Accounting. 5(1): 67-83.

[41] Memon, F., Bhutto, N. A., & Abbas, G. (2010). Capital structure and firm performance: a case of Textile sector of Pakistan. Asian Journal of Business and Management Sciences. 1(9): 9-15.

[42] Mokhova, N., & Zinecker, M. (2014). Macroeconomic factors and corporate capital structure.Procedia-Social and Behavioral Sciences. 110: 530-540.

[43] Muthama, C., Mbaluka, P., & Kalunda, E. (2013). An empirical analysis of macro-economic influences on corporate capital structure of listed companies in Kenya.Journal of Finance and Investment Analysis. 2(2): 41-62.

[44] Nguyen, D., Diaz-Rainey, I., & Gregoriou, A. (2012). Financial development and the determinants of capital structure in Vietnam. Available at: http;//ssrn.com/abstract=2014834.

[45] Niu, X. (2008). Theoretical and practical review of capital structure and its determinants.International Journal of Business and Management. 3(3): 133-139.

[46] Pouraghajan, A. B., Malekian, E., Emamgholipour, M., Lotfollahpour, V., & Mohammadpour Bagheri, M. (2012). The relationship between capital structure and firm performance evaluation measures: evidence from the Tehran stock exchange. International Journal of Business and Commerce. 1(9): 166-181.

[47] Pourali, M. R., & Roze, Z. (2013). The relationship between market value added with refined economic value added and performance accounting criteria in the firms listed in the Tehran stock exchange. International Research Journal of Applied and Basic Sciences. ISSN: 2251-838X. 4(6): 1636-1645.

[48] Psillaki, M., & Daskalakis, N. (2008). Are the determinants of capital structure country or firm specific? evidence from SMEs. Small Business Economics. 33(3): 319-333.

[49] Ruiz-Porras, A. (2009). Financial structure, financial development and banking fragility: international evidence. Analysis Economics. 56(XXIV): 147-173.

[50] Salawu, R. O., Asaolu, T. O., & Yinusa, D. O. (2012). Financial policy and corporate performance: an empirical analysis of Nigerian listed companies. International Journal of Economics and Finance. 4(4): 175-181.

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

[52] Sayilgan, G., Karabacak, H., & Kucukkocaoglu, G. (2006). The firm-specific determinants of corporate capital structure: evidence from Turkish panel data. Investment Management & Financial Innovations. 3,2: 125-139.

[53] Sbeiti, W. M. (2008). Stock Markets Dynamics, Financial Sectors Development and Corporate Capital Structure in the GCC Countries.Thesis for the Degree of Doctor of Philosophy.Durham Business School.University of Durham.

[54] Soumadi, M. S., & Hayajneh, O. S. (2012). Capital structure and corporate performance: empirical study on the public Jordanian shareholdings firms listed in the Amman stock market. European Scientific Journal. 8(22): 173-189.

[55] StataCorp, (2011). Stata User’s Guide. Version 12, Texas: Stata Press.

[56] Tongkong, S. (2012). Key factors influencing capital structure decision and its speed of adjustment of Thai listed real estate companies. Procedia – Social and Behavioral Sciences. 40: 716-720. Available Online at: www.sciencedirect.com.

[57] Voutsinas, K., & Werner, R. A. (2011). Credit supply and corporate capital structure: evidence from Japan. International Review of Financial Analysis. 20: 320-334.

[58] Weill, L. (2003). Leverage and corporate performance: a frontier efficiency analysis on European countries. Social Science Research Network.Working Paper Series.