نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری حسابداری دانشگاه آزاد اسلامی واحد تبریز، ایران
2 دانشیار حسابداری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات تهران، تهران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Short-term debt subjects managers to frequent monitoring, thus effectively reducing managerial discretion and enhancing information disclosure. Since lenders are more sensitive to decreases than increases in firm stock price, they have strong incentives to scrutinize borrowers and gather information about their financial conditions and future prospects. This research aims to study the economic concequences of debt maturity, to the impact of debt maturity choice on stock price crash risk of listed companies in Tehran Stock Exchange. In this regard, 120 companies were evaluated for the period 2008-2013. To test the hypothesis of the study panel data is used by software Eviews 7. We find that firms with a larger proportion of short-term debt tend to have lower future stock price crash risk, consistent with short-term debt playing an effective monitoring role over managers and constraining their bad news hoarding behavior. Our results also show that the inverse relation between short-term debt and future crash risk is more pronounced among firms with higher degree of information asymmetry. Overall, our paper shows that short-term debt not only preserves creditors’ interests, but also protects the value of shareholders.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
در دیدگاه سنتی، تصمیم‌های مالی شرکت برای ایجاد یک ساختار مالی مطلوب بر انتخاب بین استفاده از حقوق صاحبان سهام و بدهی تمرکز یافته است. در سال‌های اخیر، مدیران شرکت به‌دلیل ویژگی بدهی‌ها، تمایل بیشتری به استفاده از آن داشته‌اند. نظریه‌هایی مانند تضادهای نمایندگی، عدم تقارن اطلاعاتی و نظریۀ مالیاتی تلاش کرده‌اند ساختار سررسید بدهی را در بازارهای نیمه‌کامل بررسی کنند. شواهد تجربی نشان می‌دهد انتخاب سررسید بدهی یکی از عوامل مهم در کاهش هزینه‌های نمایندگی است ]17، 5[. مایرز[1] (1977) پیشنهاد میکند استفاده از سررسید کوتاه‌مدت بدهی، مشکلات نمایندگی و سرمایهگذاری کمتر از حد را حل میکند ]22[. زمانی که اطلاعات محرمانه در دسترس مدیران است، آنها به استفاده از بدهی‌های بلندمدت برای تأمین مالی پروژه‌های سرمایهگذاری تمایل ندارند؛ بنابراین اگر مدیران انگیزه‌های درستی داشته باشند، انتظار می‌رود تمایل بیشتری به انتخاب بدهی‌های کوتاه‌مدت داشته باشند. در برخی از شرکت‌ها نیز انگیزه‌های فرصت‌طلبانۀ مدیران ممکن است تهدیدی برای سقوط قیمت سهام باشد؛ از این‌رو، وجود ساز و کارهای نظارتی مانند بدهی‌های کوتاه‌مدت می‌تواند نقش حیاتی در کاهش سقوط قیمت سهام داشته باشد ]23[.
خطر سقوط قیمت سهام به سقوط شدید ارزش حقوق صاحبان سهام اشاره دارد که موجب کاهش شدید ثروت سهامداران میشود. این حرکت نزولی، نگرانی‌های جدی را برای سرمایه‌گذاران و شرکت‌ها ایجاد میکند؛ زیرا خطر سقوط قیمت سهام، در مدیریت ریسک و تصمیم‌های مدیریت تأثیر می‌گذارد. مطالعات جین و مایرز[2] (2006) و هاتن و همکاران[3] (2009) نشان می‌دهد عامل اصلی سقوط قیمت سهام، تمایل مدیران به ذخیره و نگهداری اطلاعات نامطلوب است. مدیران با انگیزه‌های حفظ پاداش و نگرانی دربارۀ حرفه، ممکن است برای پنهان‌کردن اخبار بد برای مدت‌زمان طولانی تلاش کنند. متعاقب آن، افشای اطلاعات انباشته، در ارزش بازار شرکت مؤثر است و موجب خطر سقوط قیمت سهام میشود ]21[. جلوگیری از سقوط قیمت سهام ممکن است با اعمال ابزارهای نظارتی انجام شود. یکی از ابزارهای نظارتی در ساختار سرمایه، استفاده از بدهی‌های کوتاه‌مدت است. بدهی‌های کوتاه‌مدت در مقایسه با بدهی‌های بلندمدت، سررسید کوتاه‌مدتی دارند و شامل تمدید مکرر نیز می‌شوند ]33[. بدین‌ترتیب، بدهی‌های کوتاه‌مدت، ابزار مؤثری در نظارت بر رفتار مدیران محسوب میشود. وام‌دهندگان کوتاه‌مدت، با نیاز مدیران به اطلاعات به‌موقع و اتکاکردنی دربارۀ وضعیت مالی یا سرمایهگذاری آینده، در هنگام مذاکره برای تجدید وام می‌توانند از حقوقشان محافظت کنند. بدهی‌های کوتاه‌مدت به‌دلیل خروج سریع نقدینگی از شرکت، وجه نقد آزاد مدیران را کاهش و درنتیجه، با جلوگیری از انجام هزینه‌های بی‌منطق، ارزش شرکت را افزایش می‌دهد. این ویژگی متمایز بدهی‌های کوتاه‌مدت، آزادسازی اطلاعات مدیریتی را تسهیل و احتمال ذخیرهسازی اخبار بد را محدود میکند؛ درنتیجه، خطر سقوط قیمت سهام را کاهش می‌دهد ]10[؛ از این‌رو، بررسی این پژوهش به دو دلیل به گسترش مبانی نظری پژوهش کمک میکند. ابتدا این مطالعه، پیامدهای اقتصادی سررسید بدهی را بر توزیع بازده سهام نشان می‌دهد. مطالعات مایرز (1977)، بارنا و همکاران[4] (1980) و گال و گودین[5] (2010) [18] بیان میکنند ساختار سررسید بدهی، نقش مهمی در کاهش هزینه‌های نمایندگی و ریسک حسابرسی دارد. مطالعۀ حاضر، مبانی نظری گذشته را با نمایش این موضوع گسترش می‌دهد که بدهی‌های کوتاه‌مدت، خطر سقوط قیمت سهام را با مهار ذخیرۀ اخبار بد کاهش می‌دهد. دوم اینکه، این مطالعه، عوامل تعیین‌کنندۀ خطر سقوط قیمت سهام را بسط می‌دهد و بیان میکند که عدم تقارن اطلاعاتی، عامل تشدیدکنندۀ سقوط قیمت سهام است و وجود بدهی‌های کوتاه‌مدت در این شرکت‌ها برای کاهش نوسان قیمت سهام ضروری است. نتایج این پژوهش پیشنهاد میکند که سهامداران می‌توانند از کارکرد نظارتی اعتباردهندگان خارجی بهره‌مند شوند و نشان دهند سررسید بدهی، پیامدهایی بر انتخاب سرمایه توسط سرمایه‌گذاران دارد.
مبانی نظری
مایرز (1977) معتقد است بدهی‌های کوتاه‌مدت، نقش مهمی در کاهش هزینه‌های نمایندگی و سرمایهگذاری کمتر از حد دارد؛ به عبارت دیگر، بدهی‌های کوتاه‌مدت، ساز و کاری است که عدم تقارن اطلاعاتی و هزینه‌های نمایندگی را میان سهامداران، اعتباردهندگان و مدیران کاهش می‌دهد. فلانری[6] (1986) [14] بیان میکند از دیدگاه وام‌گیرنده، شرکت‌هایی که پروژه‌های سرمایهگذاری نسبتاً سودآوری دارند، استفاده از بدهی کوتاه‌مدت را ترجیح می‌دهند؛ زیرا اینگونه به بازار علامت مثبت می‌دهند و عدم تقارن اطلاعاتی کاهش می‌یابد. همچنین وام‌دهنده به‌دلیل وجود عدم تقارن اطلاعاتی، تمایل بیشتری به دادن وام‌های با سررسید کوتاه‌تر دارد؛ زیرا بهتر می‌تواند بر شرکت نظارت کند. کوتاه‌بودن سررسید بدهی از این لحاظ به نظارت بهتر بر مدیران منجر میشود که تناوب تجدید قراردادهای بدهی را بیشتر میکند؛ درنتیجه، اعتباردهندگان، ارتباط نزدیک‌تری با شرکت خواهند داشت و عملکرد شرکت را به‌خوبی می‌توانند بررسی کنند. در این شرایط، اعتباردهندگان دربارۀ اینکه دوباره قرارداد بدهی را تجدید کنند یا اینکه شروط آن را تغییر دهند، تصمیم‌گیری میکنند؛ بنابراین انتظار می‌رود استفادۀ بیشتر از بدهی کوتاه‌مدت، عدم تقارن اطلاعاتی و انتخاب نادرست را کاهش دهد ]34[. بارنا و همکاران (1980) بیان میکنند سررسید کوتاه‌مدت بدهی نه‌تنها مشکلات ناشی از سرمایهگذاری کمتر از حد، هزینه‌های نمایندگی مرتبط با عدم تقارن اطلاعاتی و انگیزه‌های فرصت‌طلبانۀ مدیریت را نیز کاهش می‌دهد ]6[. در این راستا، جنسن و مک لینگ[7] (1976) پیشنهاد میکنند پرداخت‌های ثابت بدهی، وجه نقد آزاد شرکت را کاهش می‌دهد و درنتیجه، به‌طور مؤثر به مدیران امکان هدردادن منابع شرکت را برای منافع شخصی خود نمی‌دهد ]22[. صدور بدهی به نظارت دارندگان اوراق قرضه، دیگر بستانکاران، بانک‌ها و نهادهای رتبه‌بندی نیز منجر میشود. ایستربروک[8] (1984) اشاره میکند که شرکت مجبور است به‌طور مکرر، بدهی جدید صادر کند و مدیران در هر بار انتشار با افزایش نظارت، دوباره ارزیابی می‌شوند ]12[. راجان و وینتون[9] (1995) بیان میکنند وام‌های کوتاه‌مدت به بانک‌ها قدرت نامحدود می‌دهد؛ در حالی که وام‌های بلندمدت با شروط مشخص تنها به بانک فرصت می‌دهد در صورت تخلف فرد متعهد از شروط قرارداد اقدامی انجام دهد (آن هم براساس اطلاعات در دسترس)؛ درنتیجه، بدهی‌های کوتاه‌مدت به بستانکاران، انعطاف‌پذیری و کنترل بیشتری می‌دهد ]35[. چایلد و همکاران[10] (2005)پیش‌بینی کردند با افزایش نسبت بدهی کوتاه‌مدت به کل بدهی و درنتیجه، کاهش عدم تقارن اطلاعاتی، اعتباردهندگان، قرارداد بدهی را برحسبانحراف‌های شرکت از استراتژی به‌حداکثررسانی ارزش می‌توانند قیمت‌گذاری کنند؛ بنابراین مدیران به‌راحتی، اطلاعات و اخبار منفی را از سرمایه‌گذاران نمی‌توانند پنهان و در داخل شرکت انباشت کنند ]9[.
مدیران واحدهای اقتصادی به همان اندازه که به انتشار اخبار خوب دربارۀ شرکت تمایل دارند، سعی میکنند اخبار بد را نیز پنهان کنند. این انگیزه‌های متفاوت افشاگری از عوامل گوناگونی مانند قراردادهای پرداخت پاداش و نگرانی‌های شغلی ریشه می‌گیرد ]4،25[. اگر مدیران توانایی پنهان‌کردن اخبار بد را برای مدت‌زمان طولانی داشته باشند، اطلاعات منفی درون یک شرکت ذخیره خواهد شد؛ با وجود این، یک محدودیت برای ذخیرۀ موفقیت‌آمیز اخبار بد وجود دارد. این محدودیت به این دلیل است که اگر در زمان خاصی، مقدار اخبار بد جمع‌آوری‌شده به یک حد آستانه رسید، از آن به بعد، ادامۀ پنهان‌کردن آنها یا بسیار پرهزینه است و یا به‌طورکلی، غیرممکن خواهد شد. زمانی که جمع‌آوری اخبار بد به آخرین نقطه (نقطۀ سرازیری) رسید، همۀ آنها به‌طور ناگهانی، انتشار می‌یابد و موجب بازده‌های منفی زیاد برای سهامی میشود که بازار با آنها سازگاری یافته است و این رویکرد به سقوط قیمت سهام منجر میشود ]23،21[. در این راستا، کیم و همکاران (2011 ب) بیان میکنند که انگیزه‌های نگهداشت سرمایه، مدیران را وادار میکند به‌طور عمد، اطلاعات منفی را پنهان و انتظارات بازار را تعدیل کنند که درنتیجۀ این اقدام، خطر سقوط قیمت سهام افزایش می‌یابد ]26[. به نظر می‌رسد ویژگی‌های شخصیتی مدیران در تأمین مالی پروژه‌های سرمایهگذاری مؤثر باشد؛ از این‌رو، دانگ و همکاران[11] (2016) با بررسی تأثیر ساختار سررسید بدهی در اطمینان بیش از حد مدیریتی نشان دادند سررسید کوتاه‌مدت بدهی در اطمینان بیش از حد مدیریتی، تأثیر منفی دارد. آنها بیان میکنند که مدیران بیش‌اطمینان، معتقدند ارزش سهامداران را با بدهی‌های کوتاه‌مدت بیشتر می‌توانند افزایش دهند؛ زیرا مدیرانی با اطمینان بیش از حد معتقدند زمانی که اخبار خوب در شرکت است، بدهی کوتاه‌مدت را با هزینۀ کمتری دوباره می‌توانند تأمین مالی کنند ]10[.کیم و ژانگ[12] (2016) با بررسی ارتباط اطمینان بیش از حد مدیران و خطر سقوط قیمت سهام نشان دادند بین اطمینان بیش از حد مدیران و خطر سقوط قیمت سهام، ارتباط مثبت وجود دارد. یافته‌ها نشان داد تأثیر اطمینان بیش از حد مدیران در خطر سقوط سهام در زمان تسلط بیشتر مدیر عامل بر تیم مدیریت ارشد[13]، بیشتر است ]31[.کیم و همکاران (2011 الف) نشان دادند پرهیز از پرداخت مالیات، خطر سقوط قیمت سهام را افزایش می‌دهد؛ زیرا تکنیک‌های پرهیز از پرداخت مالیات که مدیریت استفاده میکند، شفافیت اطلاعاتی شرکت را کاهش می‌دهد ]27[. کیم و همکاران (2014) نیز معتقدند شرکت‌های با مسئولیت اجتماعی زیاد، تمایل بیشتری به حفظ شفافیت مالی دارند و درنتیجه، مدیران این شرکت‌ها، انگیزۀ کمتری برای ذخیرۀ اخبار بد دارند ]30[.
بلک و لیو[14] (2007) معتقدند مدیران برای نگهداری اخبار بد در درازمدت انگیزه دارند و این رویکرد برای دستیابی به منافع شخصی برای دوره‌های طولانی‌تر است. علاوه بر این، آنان می‌توانند عملکرد ضعیف پروژه‌ها را با روش بهای تمام‌شدۀ تاریخی پنهان کنند. عملکرد ضعیف چنین پروژه‌هایی انباشت میشود و درنهایت، در سررسید تحقق می‌یابد و موجب سقوط قیمت سهام میشود. به نظر می‌رسد عملکرد مدیران در نگهداری اخبار بد ناشی از رفتارهای محافظه‌کارانۀ آنها باشد ]7[. مطابق اظهارات کاسنیدیس و همکاران[15] (2014) بین محافظه‌کاری شرطی[16] و خطر سقوط قیمت سهام در دوره آینده، رابطۀ منفی وجود دارد. آنها بیان میکنند که محافظه‌کاری غیرشرطی به‌طور منفی، با خطر سقوط قیمت سهام مرتبط است. علاوه بر این، نتایج آنها نشان می‌دهد سطوح محافظه‌کاری غیرشرطی، در رابطۀ محافظه‌کاری شرطی و خطر سقوط قیمت سهام آینده تأثیر دارد ]32[. در این راستا، کیم و ژانگ (2010) بیان میکنند که اثر محافظه‌کاری در کاهش خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر، متفاوت است. آنها معتقدند از آنجا که اثر محافظه‌کاری به‌عنوان ساز و کاری برای کاهش عدم تقارن اطلاعاتی در پژوهش‌های بسیاری تأیید شده است و نیز به‌دلیل آنکه شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر، بیشتر مستعد سقوط قیمت سهام هستند، می‌توان انتظار داشت اثر محافظه‌کاری در کاهش احتمال سقوط قیمت سهام در این شرکت‌ها شدیدتر باشد. این فرضیه نیز براساس شواهد حاصل از بورس امریکا تأیید شد ]29[. به عقیدۀ بلک و لیو (2007) ذخیرۀ اخبار بد ممکن است با پدیدۀ سرمایهگذاری بیشتر از حد مرتبط باشد؛ زیرا مدیران با توانایی بیشتر، قدرت زیادی در ذخیرهسازی اطلاعات منفی دارند ]7[. حبیب[17] (2014) معتقد است مدیران تواناتر، به سرمایهگذاری بیشتر از حد تمایل دارند. او این یافته‌ها را با دو فرضیۀ قراردادهای کارا[18] و اصل رانت[19] تحلیل کرد و به این نتیجه رسید که اثر توانایی مدیر در کارایی سرمایهگذاری منفی است. علاوه بر این او نشان داد کیفیت ضعیف سود در شرکت‌های با مدیریت توانا، موجب تشدید خطر سقوط سهام میشود. درنهایت، یافته‌های وی نشان داد توانایی مدیریتی به‌طور منفی، در ارتباط کیفیت گزارشگری مالی و خطر سقوط قیمت سهام مؤثر است ]19[. کیم و همکاران (2016) بیان میکنند پرداخت سود سهام به سیاست‌های مدیران در انتخاب فرایند تصمیم‌گیری سرمایهگذاری بستگی دارد. به اعتقاد آنها پرداخت‌نکردن سود سهام یکی از عوامل مؤثر در سقوط قیمت سهام شرکت‌ها محسوب میشود. آنها نشان دادند سود سهام، ذخیرۀ اخبار بد[20] را کاهش می‌دهد؛ در حالی که ذخیرۀ اخبار بد، به خطر سقوط قیمت سهام منجر میشود. مطابق یافته‌های آنها، پرداخت سود سهام، کیفیت گزارشگری مالی و کارایی سرمایهگذاری را افزایش و خطر سقوط قیمت سهام را با جلوگیری از ذخیرۀ اخبار بد و محدودکردن سرمایهگذاری بیشتر از حد کاهش می‌دهد ]28[. در ایران، فروغی و همکاران (2012) تأثیر شفاف‌نبودن اطلاعات مالی را در خطر سقوط آیندۀ قیمت سهام بررسی کردند. یافته‌های آنها نشان داد بین عدم شفافیت اطلاعات مالی و ریسک سقوط آیندۀ قیمت سهام، رابطۀ مستقیم وجود دارد. همچنین یافته‌های آنها نشان داد در شرایطی که بین مدیران و سرمایه‌گذاران، عدم تقارن اطلاعاتی وجود دارد، اثر عدم شفافیت اطلاعات مالی در افزایش خطر سقوط آیندۀ قیمت سهام بیشتر است ]15[. پژوهش حاجیها و اخلاقی (2013) نشان داد بین اندازۀ هیأت مدیره و ساختار سررسید بدهی، رابطۀ مثبت و معنی‌دار و بین درصد اعضای غیر‌موظف هیأت مدیره و ساختار سررسید بدهی، رابطۀ منفی و معنیداری وجود دارد ]20[. فرزانه و همکاران (2013) نقش محافظه‌کاری را در کاهش خطر سقوط قیمت سهم بررسی کردند. نتایج نشان داد محافظه‌کاری موجب کاهش احتمال سقوط قیمت سهم در آینده میشود؛ اما رابطۀ قوی‌تری بین محافظه‌کاری و سقوط قیمت سهم برای شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد به دست نیامد ]13[. عباسی و همکاران (2013) تأثیر محافظه‌کاری حسابداری را در خطر سقوط قیمت سهام در شرایط عدم تقارن اطلاعاتی بررسی کردند. یافته‌های آنها نشان می‌دهد محافظه‌کاری حسابداری در احتمال سقوط قیمت سهام، تأثیر منفی و معنیداری دارد. علاوه بر این، نتایج نشان داد محافظه‌کاری در زمان احتمال سقوط قیمت سهام، کمتر از زمانی است که احتمال سقوط قیمت سهام وجود ندارد ]1[. تنائی و همکاران (2016) نقش ساز و کارهای حاکمیت شرکتی را در کاهش خطر سقوط قیمت سهام شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی کردند. یافته‌های پژوهش، نشان‌دهندۀ وجود رابطۀ منفی و معنادار بین سهامداران نهادی و خطر سقوط قیمت سهام و رابطۀ مثبت و معنادار بین نسبت اعضای غیر‌موظف هیأت مدیره و خطر سقوط قیمت سهام است. به‌طور کلی، نتایج نشان می‌دهد ساز و کارهای حاکمیت شرکتی، عامل تأثیرگذاری در خطر سقوط قیمت سهام است ]38[.
با توجه به مطالب مطرح‌شده در مبانی نظری، فرضیه‌های پژوهش به‌شرح زیر تدوین شده است:
فرضیۀ اول: سررسید کوتاه‌مدت بدهی در خطر سقوط قیمت سهام، تأثیر منفی دارد.
فرضیۀ دوم: تأثیر منفی سررسید کوتاه‌مدت بدهی در خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد، شدید است.
روش پژوهش
برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از روش رگرسیون خطی چندمتغیره و برای تجزیه و تحلیل نهایی برای واکاوی دادهها از نرم‌افزار آماری 7 Eviews استفاده شده است. جامعۀ آماری پژوهش حاضر را شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران تشکیل می‌دهد و شامل شرکت‌هایی با این شرایط است: متغیرهای پژوهش، شرکت‌های صنایع واسطه‌گری، سرمایهگذاری، لیزینگ و شرکت‌های بیمه نباشد؛ قبل از سال مالی 1388 در بورس اوراق بهادار تهران پذیرش شده باشد؛ در سال‌های مالی 1388 تا 1393 تغییر فعالیت و یا تغییر سال مالی نداشته باشد؛ حداقل 6 ماه از سال، بازده ماهانه داشته باشد و داده‌های مدّنظرآنها در دسترس باشد. برای وجود یکنواختی میان شرکت‌های مدّنظر، فقط شرکت‌هایی بررسی شده‌اند که پایان سال مالی آنها، 29 اسفندماه بوده است. براساس این و پس از اعمال محدودیتهای بالا، تعداد 120 شرکت در دورۀ زمانی 1388 تا 1393 برای بررسی انتخاب شدند.
متغیرهای این پژوهش مشتمل بر چهار متغیر وابسته، مستقل، تعدیلگر و کنترلی به‌شرح زیر است:
متغیر وابستۀ پژوهش، خطر سقوط قیمت سهام است و برای اندازه‌گیری آن، مشابه مطالعات چن و همکاران[21] (2001) و اندرور و همکاران[22] (2013) از دو معیار ضریب منفی چولگی (NCSKEW[23]) و نوسان بازده هفتگی خاص ([24]DUVOL) استفاده شده است ]8، 3[.
برای اندازه‌گیری معیار اول از الگوی ضریب منفی چولگی چن و همکاران (2001) استفاده شده است. هرچه مقدار ضریب منفی چولگی بیشتر باشد، آن شرکت در معرض سقوط قیمت سهام بیشتری خواهد بود ]8[. معیار ضریب منفی چولگی بر مبنای بازده ماهانۀ خاص شرکت محاسبه میشود که با استفاده از رابطۀ (1) است:
|
(1) |
که در این رابطه، بازده ماهانۀ خاص شرکت در ماه در سال مالی و برابر است با لگاریتم طبیعی عدد یک به‌علاوۀ بازده باقیمانده است که از باقیمانده یا پسماند الگو در رابطۀ (2) به دست می‌آید:
|
(2) |
که در این رابطه، tبازده سهام شرکت j در ماه در سال مالی و بازده بازار در ماه t است که برای محاسبۀ بازده ماهانۀ بازار، شاخص ابتدای ماه از شاخص پایان ماه کسر و حاصل بر شاخص ابتدای ماه تقسیم میشود. رابطۀ (2) با استفاده از روش رگرسیون چندمتغیره برآورد و باقیماندۀ آن به‌شرح رابطۀ (1) برای محاسبۀ بازده ماهانۀ خاص شرکت استفاده میشود و درانتها، برای محاسبۀ خطر سقوط قیمت سهام با معیار چولگی منفی بازده سهام از رابطۀ (3) به‌شرح زیر استفاده شده است[25]:
|
(3) |
|
که در این رابطه، چولگی منفی بازده ماهانۀ سهام در سال مالی t؛ بازده ماهانۀ خاص شرکت در ماه t و تعداد ماه‌هایی که بازده آنها محاسبه شده است. در این معادله، ارزش‌های زیاد نشان‌دهندۀ خطر سقوط قیمت سهام زیاد است.
برای اندازه‌گیری معیار دوم ( ) مطابق پژوهش‌های چن و همکاران (2001) و اندرو و همکاران (2013) ابتدا، میانگین بازده هفتگی خاص شرکت‌ها محاسبه و سپس داده‌های مربوط به آن به دو دسته کمتر از میانگین و بیشتر از میانگین تفکیک و انحراف معیار هر کدام به‌طور مجزا محاسبه شده است؛ سپس برای محاسبۀ از رابطۀ (4) استفاده شده است.
|
(4) |
در این رابطه، برابر با انحراف معیار مشاهدات کمتر از میانگین و نشان‌دهندۀ انحراف معیار مشاهدات بزرگ‌تر از میانگین برای بازده خاص شرکت i در سال آینده است. در این معادله، ارزش‌های زیاد نشان‌دهندۀ خطر سقوط قیمت سهام زیاد است.
در این پژوهش، سررسید بدهی، متغیر مستقل در نظر گرفته شده است. برای بررسی نقش سررسید بدهی در خطر سقوط قیمت سهام، متغیر SDEBT در نظر گرفته شده است که به‌صورت نسبت بدهی کوتاه‌مدت (بدهی که در یک سال تسویه میشود) به کل بدهی محاسبه میشود. دلیل استفاده از این نسبت به‌عنوان معیاری برای اندازه‌گیری سررسید بدهی، این است که هرچه میزان استفاده از بدهی کوتاه‌مدت بیشتر باشد، درواقع، سررسید بدهی‌های یک شرکت کوتاه‌تر است. انتخاب این متغیر، مطابق پژوهش‌های دانگ و همکاران (2016) است.
در این پژوهش، عدم تقارن اطلاعاتی، متغیر تعدیلگر در نظر گرفته شده است. برای محاسبۀ عدم تقارن اطلاعاتی مطابق پژوهش‌های اندرو و همکاران (2013) و کیم و ژانگ (2016) از دو معیار هزینۀ تبلیغات و رقابت بازار محصول استفاده میشود.
اولین معیار عدم تقارن اطلاعاتی، هزینۀ تبلیغات است. جوزف و وینتوکی[26] (2013) نشان دادند هزینۀ تبلیغات، منبع اصلی عدم تقارن اطلاعاتی بین مدیران و سرمایه‌گذاران خارجی است. واکنش به هزینۀ تبلیغات در یک شرکت یا صنعت خاص منحصر به فرد است؛ بنابراین مدیران می‌توانند ارزیابی بهتری از بهره‌وری سرمایهگذاری در تبلیغات داشته باشند. پیامدهای ناشی از هزینۀ تبلیغات، اغلب در بلندمدت نیز مشخص میشود؛ زیرا مدیران اطلاعات مستمری دربارۀ تأثیر فروش تبلیغاتی دارند؛ در حالی که سرمایه‌گذاران خارجی اطلاعات را تنها در بخش‌های جداگانه‌ای از زمان مانند اعلانیه‌های سود، کنفرانس‌های سرمایهگذاری و مواردی از این قبیل دریافت میکنند. پیامدهای بلندمدت استفاده از هزینۀ تبلیغات، مشکلات پیش‌روی سرمایه‌گذاران خارجی را در ارزیابی بهره‌وری تبلیغات تشدید میکند ]24[. هزینۀ تبلیغات، متغیری مجازی است؛ به‌گونه‌ای که اگر نسبت هزینۀ تبلیغات به فروش شرکت i در سال t بیشتر از میانه باشد، عدد 1 و در غیر این صورت، عدد 0 به آن تعلق می‌گیرد. ارزش‌های زیاد هزینۀ تبلیغات، نشان‌دهندۀ عدم تقارن اطلاعاتی زیاد است.
دومین معیار عدم تقارن اطلاعاتی، رقابت بازار محصول است.اقتصاددانان معتقدند رقابت بازار محصول، هزینه‌های نمایندگی را کاهش می‌دهد ]36، 16[. علی و همکاران[27] (2014) نشان دادند شرکت‌های با رقابت صنعت کم (تمرکز صنعت زیاد) عدم شفافیت بیشتری در محیط‌های اطلاعاتی دارند. این یافته‌ها پیشنهاد میکند عدم تقارن اطلاعاتی برای شرکت‌های با رقابت کم، بیشتر است ]2[. برای محاسبۀ رقابت بازار محصول از شاخص هرفیندال- هیرشمن استفاده میشود. این شاخص از حاصل‌جمع توان دوم سهم بازار کلیّۀ بنگاه‌های فعال در صنعت به دست می‌آید:
HHI = ∑i=1k Si ∧ 2
که در این رابطه، HHI شاخص هرفیندال- هیرشمن؛ K تعداد بنگاه‌های فعال در بازار و Si سهم بازار شرکت i ام است که از رابطۀ (5) به دست می‌آید:
|
(5) |
که در این رابطه، نشان‌دهندۀ فروش شرکت j ام و iنشان‌دهندۀ نوع صنعت است. شاخص هرفیندال-هیرشمن، میزان تمرکز صنعت را اندازه‌گیری میکند؛ بنابراین هرچه این شاخص بزرگ‌تر باشد، میزان تمرکز بیشتر است و رقابت کمتری در صنعت وجود دارد و برعکس. ارزش‌های کم این شاخص، نشان‌دهندۀ عدم تقارن اطلاعاتی زیاد است.
براساس مبانی موضوع و پیشینۀ پژوهش، متغیرهای کنترلی این پژوهش به‌شرح زیر است:
عدم تجانس سرمایهگذاری ( ): متوسط گردش تصادفی سهام در سال t منهای متوسط گردش تصادفی سهام در سال t-1. متوسط گردش تصادفی سهام نیز با تقسیم حجم معاملات ماهانۀ سهام بر مجموع تعداد سهام منتشرشده در ماه به دست می‌آید.
میانگین بازده ماهانۀ سهام ( ): که از رابطۀ (6) به دست می‌آید:
|
(6) |
|
که در آن، : بازده ماهانۀ سهام شرکت j در سال مالی t-1 و N: تعداد ماه‌هایی است که بازده آنها محاسبه شده است.
انحراف معیار بازده ماهانۀ سهام ( ) که از رابطۀ (7) به دست می‌آید:
|
(7) |
که در آن، بازده ماهانه سهام شرکت j در سال مالی -1t و N: تعداد ماه‌هایی است که بازده آنها محاسبه شده است.
چولگی منفی بازده ماهانۀ سهام j در سال مالt-1؛ (اندازه شرکت) لگاریتم طبیعی ارزش بازار حقوق صاحبان سهام در سال t-1؛ (فرصت‌های رشد) نسبت ارزش بازار حقوق صاحبان سهام بر ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام در سال t-1؛ (اهرم مالی) نسبت کل بدهی‌ها بر کل دارایی‌ها در سال t-1؛ (بازده دارایی) نسبت سود عملیاتی بر کل دارایی‌ها در سال t-1 و (دارایی‌های مشهود) نسبت اموال، ماشین‌آلات و تجهیزات بر کل دارایی‌ها در سال t-1 است.
یافته‌ها
آمار توصیفی نشان‌دهندۀپارامترهای توصیفی برای هر متغیر به‌صورت مجزاست. این پارامترها به‌طور عمده، شامل اطلاعاتی نظیر میانگین، میانه، چارک اول و چارک سوم و اطلاعات مربوط به شاخص‌های پراکندگی نظیر انحراف معیار است. مهم‌ترین شاخص مرکزی، میانگین است که نقطۀ تعادل و مرکز ثقل توزیع را نشان می‌دهد و شاخص مناسبی برای نشان‌دادن مرکزیت دادهها است؛ برای مثال، میانگین متغیر ضریب منفی چولگی (NCSKEW) و نوسان بازده هفتگی خاص (Duvol) به‌ترتیب، برابر 143/0- و 084/0- است که نشان می‌دهد بیشتر داده‌های مربوط به این متغیرها پیرامون این نقطه تمرکز یافته‌اند. بررسی‌ها نشان می‌دهد حدود 60 درصد از بدهی شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران، بدهی کوتاه‌مدت است. میانه یکی دیگر از شاخص‌های مرکزی است که وضعیت را نشان می‌دهد.
میانۀ متغیر سررسید کوتاه‌مدت بدهی برابر 605/0 است و نشان می‌دهد نیمی از دادهها کمتر از این مقدار و نیمی دیگر بیشتر از این مقدار هستند. به‌طور کلی، پارامترهای پراکندگی، معیاری برای تعیین میزان پراکندگی دادهها با یکدیگر یا میزان پراکندگی آنها نسبت به میانگین است .ازجمله مهم‌ترین پارامترهای پراکندگی، انحراف معیار است. مقدار این پارامتر برای متغیر میانگین بازده ماهانۀ سهام (RET) برابر 068/0 و فرصت‌های سرمایهگذاری (MB) برابر 035/4 است که نشان می‌دهد در بین متغیرهای پژوهش RET و MB به‌ترتیب،کمترین و بیشترین میزان پراکندگی را دارد.
برای تعیین الگوی مناسب برای تخمین الگوی پژوهش از آزمون Fلیمر و هاسمن استفاده میشود. داده‌های تابلویی به دو صورت اثرهای ثابت و اثرهای تصادفی به کار می‌رود که نوع آن به کمک آزمون هاسمن تشخیص داده میشود. با توجه به آمارۀ کای‌دو و سطح معنیداری آزمون هاسمن، برازش الگوی پژوهش به‌صورت داده‌های تابلویی به کمک الگوی اثرهای ثابت انجام گرفته است. از شرایط لازم برای تخمین الگوی رگرسیونی، همسانی واریانس جملات خطای الگو است که در صورت ناهمسانی از اعتبار الگوی رگرسیونی می‌کاهد. نتایج حاصل از آزمون ناهمسانی واریانس وایت نشان می‌دهد ناهمسانی واریانس در الگو‌های رگرسیونی وجود ندارد. برای بررسی مانابودن متغیرهای پژوهش از آزمون هادری استفاده شد. مانانبودن متغیرها، باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب میشود. نتایج نشان داد تمام متغیرها مانا است. قبل از آزمون F لیمر و هاسمن و آزمون ناهمسانی واریانس، آزمون همخطی انجام شد. همخطی وضیعتی است که نشان می‌دهد متغیر مستقل، تابعی خطی از سایر متغیرهای مستقل است. زیادبودن همخطی در معادلۀ رگرسیون، نشان می‌دهد بین متغیرهای مستقل، همبستگی زیادی وجود دارد و ممکن است با وجود ضریب تعیین، الگو اعتبار نداشته نباشد. در تمام آزمون‌ها، مقدار آمارة VIF برای همه متغیرها کمتر از 10 بود؛ بنابراین مشکل همخطی بین متغیرهای مستقل پژوهش وجود نداشت. برای نرمال‌بودن اجزای اخلال از آزمون جارک - برا استفاده شد. در تمام آزمون‌ها، سطح معنیداری آمارۀ جارک - برا بیشتر از 5 درصد مشاهده شد؛ بنابراین باقیمانده‌ها، توزیع نرمال دارند.
فرضیۀ اول، تأثیر سررسید بدهی را در خطر سقوط قیمت سهام بررسی میکند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول 2 از برآورد الگو، ضریب بدهی‌های کوتاه‌مدت برای هر دو شاخص NCSKEW و Duvol برابر 129/0- و 144/0- است و سطح معنیداری آنها برابر با 000/0 و 000/0 و کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین ضرایب منفی متغیرها نشان می‌دهد افزایش بدهی‌های کوتاه‌مدت، سقوط قیمت سهام را با کاهش ذخیرۀ اخبار بد توسط مدیران کاهش می‌دهد؛ درنتیجه، این فرضیه در سطح معنیداری 05/0 تأیید میشود. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو‌های فرضیۀ اول نشان می‌دهد به‌ترتیب، 6/39 و 2/35 درصد از تغییرات متغیر وابستۀ خطر سقوط قیمت سهام با متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین‌شدنی است. آمارۀ دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 است و می‌توان تأیید کردکه خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیشبینیشده با الگو‌های رگرسیون از یکدیگر مستقل است. مقدار سطح معنیداری F برابر با 000/0 و کوچک‌تر از 05/0 درصد است که نشان‌دهندۀ معنیداری کل الگو است.
جدول (1) نتایج آزمون فرضیۀ اول پژوهش
|
|
NCSKEWi,tمتغیر وابسته: |
Duvoli,tمتغیر وابسته: |
||||
|
ضرایب |
t |
سطح معنیداری |
ضرایب |
T |
سطح معنیداری |
|
|
C |
091/0 |
159/1 |
247/0 |
158/0 |
815/1 |
070/0 |
|
SDEBT |
129/0- |
652/3- |
000/0 |
144/0- |
686/3- |
000/0 |
|
NCSKEW |
136/0 |
011/3 |
003/0 |
124/0 |
487/2 |
013/0 |
|
DTURN |
124/0 |
636/3 |
000/0 |
049/0 |
299/1 |
195/0 |
|
RET |
250/0 |
112/2 |
035/0 |
640/0 |
902/4 |
000/0 |
|
SDRET |
189/0- |
613/1- |
107/0 |
324/0- |
508/2- |
012/0 |
|
SIZE |
013/0 |
791/2 |
005/0 |
005/0 |
951/0 |
342/0 |
|
MTB |
003/0 |
850/2 |
005/0 |
002/0 |
521/1 |
129/0 |
|
LEV |
111/0- |
732/2- |
006/0 |
090/0- |
016/2- |
044/0 |
|
ROA |
198/0- |
224/3- |
001/0 |
077/0- |
140/1- |
255/0 |
|
TANG |
085/0- |
081/2- |
038/0 |
066/0- |
465/1- |
143/0 |
|
INSTOWN |
124/0- |
674/3- |
000/0 |
102/0- |
731/2- |
006/0 |
|
R2 تعدیل‌شده |
396/0 |
352/0 |
||||
|
دوربین واتسون |
898/1 |
914/1 |
||||
|
F آماره |
281/10 |
805/7 |
||||
|
احتمال آمارۀF |
000/0 |
000/0 |
||||
فرضیۀ دوم، تأثیر سررسید بدهی را در خطر سقوط قیمت سهام (NCSKEWi,t) در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد بررسی میکند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول 3 از برآورد الگو، ضریب بدهی‌های کوتاه‌مدت برای شرکت‌های با هزینۀ تبلیغات زیاد و کم به‌ترتیب، برابر 175/0- و 076/0- و سطح معنیداری آنها برابر با 001/0 و 138/0 است و نشان می‌دهد تأثیر منفی بدهی‌های کوتاه‌مدت در خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌هایی با هزینۀ تبلیغات زیاد، بیشتر است؛ زیرا سطح معنیداری آن کمتر از سطح خطای 05/0 است؛ بنابراین سطح معنی‌داریمتغیرها نشان می‌دهد چنین تأثیر منفی در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی منفی، شدیدتر از شرکت‌هایی با عدم تقارن اطلاعاتی مثبت است؛ درنتیجه، این فرضیه در سطح معنیداری 05/0 تأیید میشود. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو‌های فرضیۀ دوم نشان می‌دهد به‌ترتیب، 2/47 و 9/36 درصد از تغییرات متغیر وابستۀ خطر سقوط قیمت سهام با متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین‌شدنی است. آمارۀ دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 است و می‌توان تأیید کرد که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیشبینیشده با الگو‌های رگرسیون، از یکدیگر مستقل است. مقدار سطح معنیداری F برابر با 000/0 و کوچک‌تر از 05/0 درصد است که معنیداری کل الگو را نشان می‌دهد.
جدول (2) نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش (با شاخص ضریب منفی چولگی و رقابت بازار محصول)
|
|
هزینۀ تیلیغات ≥ میانه |
هزینۀ تیلیغات< میانه |
||||
|
NCSKEWi,tمتغیر وابسته: |
NCSKEWi,tمتغیر وابسته: |
|||||
|
ضرایب |
T |
سطح معنیداری |
ضرایب |
T |
سطح معنیداری |
|
|
C |
109/0 |
929/0 |
354/0 |
114/0- |
112/1- |
267/0 |
|
SDEBT |
175/0- |
429/3- |
001/0 |
076/0- |
486/1- |
138/0 |
|
NCSKEW |
188/0 |
054/3 |
002/0 |
059/0 |
882/0 |
378/0 |
|
DTURN |
199/0 |
009/4 |
000/0 |
101/0 |
084/2 |
038/0 |
|
RET |
291/0 |
235/2 |
026/0 |
334/0 |
398/1 |
163/0 |
|
SDRET |
040/0- |
250/0- |
802/0 |
407/0- |
176/2- |
030/0 |
|
SIZE |
015/0 |
165/2 |
031/0 |
009/0 |
483/1 |
139/0 |
|
MTB |
002/0 |
592/1 |
113/0 |
003/0- |
819/0- |
413/0 |
|
LEV |
193/0- |
351/3- |
001/0 |
012/0 |
202/0 |
840/0 |
|
ROA |
110/0- |
260/1- |
290/0 |
404/0- |
356/4- |
000/0 |
|
TANG |
111/0- |
099/2- |
037/0 |
048/0- |
733/0- |
464/0 |
|
INSTOWN |
105/0- |
332/2- |
020/0 |
115/0 |
371/2 |
018/0 |
|
R2 تعدیل‌شده |
472/0 |
369/0 |
||||
|
دوربین واتسون |
900/1 |
906/1 |
||||
|
F آماره |
799/7 |
250/4 |
||||
|
احتمال آمارۀF |
000/0 |
000/0 |
||||
فرضیۀ دوم، تأثیر سررسید بدهی را در خطر سقوط قیمت سهام (Duvoli,t) در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد بررسی میکند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول 4 از برآورد الگو، ضریب بدهی‌های کوتاه‌مدت برای شرکت‌های با هزینۀ تبلیغات زیاد و کم به‌ترتیب، برابر 160/0- و 121/0- و سطح معنیداری آنها برابر با 004/0 و 034/0 است و نشان می‌دهد تأثیر منفی بدهی‌های کوتاه‌مدت در خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌های با هزینۀ تبلیغات زیاد بیشتر است؛ زیرا سطح معنیداری این رابطه در شرکت‌های با هزینۀ تبلیغات زیاد، کمتر (004/0) از سطح معنیداری شرکت‌هایی با هزینۀ تبلیغات کم (034/0) است؛ بنابراین ضریب منفی بدهی‌های کوتاه‌مدت نشان می‌دهد چنین تأثیر منفی در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد، شدیدتر از شرکت‌هایی با عدم تقارن اطلاعاتی پایین است؛ درنتیجه، این فرضیه در سطح معنیداری 05/0 تأیید میشود. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو‌های فرضیۀ دوم نشان می‌دهد به‌ترتیب، 9/38 و 7/35 درصد از تغییرات متغیر وابستۀ خطر سقوط قیمت سهام با متغیر مستقل و سایر متغیرها تبیین‌شدنی است. آمارۀ دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 است و می‌توان تأیید کرد که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیشبینیشده با الگو‌های رگرسیون، از یکدیگر مستقل است. مقدار سطح معنیداری F برابر با 000/0 و کوچک‌تر از 05/0 درصد است که معنیداری کل الگو را نشان می‌دهد.
جدول (3) نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش (با شاخص نوسان بازده هفتگی خاص و هزینۀ تبلیغات)
|
|
هزینه تیلیغات ≥ میانه |
هزینه تیلیغات< میانه |
||||
|
Duvoli,tمتغیر وابسته: |
Duvoli,tمتغیر وابسته: |
|||||
|
ضرایب |
T |
سطح معنیداری |
ضرایب |
t |
سطح معنیداری |
|
|
C |
056/0 |
446/0 |
656/0 |
098/0- |
864/0- |
389/0 |
|
SDEBT |
160/0- |
921/2- |
004/0 |
121/0- |
131/2- |
034/0 |
|
NCSKEW |
139/0 |
107/2 |
036/0 |
026/0 |
357/0 |
721/0 |
|
DTURN |
246/0 |
602/4 |
000/0 |
117/0 |
185/2 |
030/0 |
|
RET |
023/0 |
162/0 |
872/0 |
443/0 |
678/1 |
094/0 |
|
SDRET |
110/0 |
643/0 |
521/0 |
475/0- |
299/2- |
022/0 |
|
SIZE |
016/0 |
003/2 |
047/0 |
008/0 |
152/1 |
250/0 |
|
MTB |
002/0 |
609/1 |
109/0 |
007/0- |
423/1- |
156/0 |
|
LEV |
151/0- |
440/2- |
015/0 |
049/0 |
741/0 |
459/0 |
|
ROA |
075/0- |
798/0- |
425/0 |
391/0- |
818/3- |
000/0 |
|
TANG |
099/0- |
731/1- |
085/0 |
043/0- |
590/0- |
556/0 |
|
INSTOWN |
0970 |
007/2- |
046/0 |
114/0 |
138/2 |
033/0 |
|
R2 تعدیل‌شده |
389/0 |
357/0 |
||||
|
دوربین واتسون |
928/1 |
890/1 |
||||
|
F آماره |
691/5 |
945/3 |
||||
|
احتمال آمارۀF |
000/0 |
000/0 |
||||
فرضیۀ دوم، تأثیر سررسید بدهی را در خطر سقوط قیمت سهام (NCSKEWi,t) در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد بررسی میکند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول 5 از برآورد الگو، ضریب بدهی‌های کوتاه‌مدت در شرکت‌های با رقابت زیاد و کم به‌ترتیب، برابر 152/0- و 162/0- و سطح معنیداری آنها برابر با 085/0 و 002/0 است و نشان می‌دهد تأثیر منفی بدهی‌های کوتاه‌مدت در خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌های با رقابت کمتر، بیشتر است؛ زیرا سطح معنیداری شرکت‌های با رقابت کم، کمتر (002/0) از سطح معنیداری شرکت‌هایی با رقابت زیاد (085/0) است؛ بنابراین ضرایب منفی متغیرها نشان می‌دهد چنین تأثیر منفی در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد، شدیدتر از شرکت‌هایی با عدم تقارن اطلاعاتی کم است؛ درنتیجه، این فرضیه در سطح معنیداری 05/0 تأیید میشود. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو‌های فرضیه دوم نشان می‌دهد به‌ترتیب، 1/34 و 8/48 درصد از تغییرات متغیر وابستۀ خطر سقوط قیمت سهام با متغیر مستقل و سایر متغیرها تبیین‌شدنی است. آمارۀ دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 است و می‌توان تأیید کرد که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیشبینیشده با الگو‌های رگرسیون، از یکدیگر مستقل است. مقدار سطح معنیداری F برابر با 000/0 و کوچک‌تر از 05/0 درصد است که معنیداری کل الگو را نشان می‌دهد.
جدول (4) نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش- (با شاخص ضریب چولگی منفی و رقابت بازار محصول)
|
|
رقابت بازار محصول ≥ میانه |
رقابت بازار محصول< میانه |
||||
|
NCSKEWi,tمتغیر وابسته: |
NCSKEWi,tمتغیر وابسته: |
|||||
|
ضرایب |
t |
سطح معنیداری |
ضرایب |
T |
سطح معنیداری |
|
|
C |
642/0 |
725/3 |
000/0 |
095/0 |
825/0 |
410/0 |
|
SDEBT |
152/0- |
741/1- |
085/0 |
162/0- |
181/3- |
002/0 |
|
NCSKEW |
176/0 |
823/1 |
071/0 |
182/0 |
983/2 |
003/0 |
|
DTURN |
231/0- |
718/2- |
008/0 |
192/0 |
903/3 |
000/0 |
|
RET |
157/0 |
824/0 |
412/0 |
214/0 |
927/1 |
055/0 |
|
SDRET |
430/0 |
523/1 |
131/0 |
019/0 |
124/0 |
902/0 |
|
SIZE |
034/0- |
283/3- |
001/0 |
014/0 |
122/2 |
035/0 |
|
MTB |
007/0 |
089/3 |
003/0 |
003/0 |
298/2 |
022/0 |
|
LEV |
132/0- |
477/1- |
143/0 |
172/0- |
988/2- |
003/0 |
|
ROA |
241/0 |
136/2 |
035/0 |
099/0- |
133/1- |
258/0 |
|
TANG |
085/0- |
975/0- |
332/0 |
107/0- |
007/2- |
046/0 |
|
INSTOWN |
171/0- |
445/2- |
016/0 |
129/0- |
923/2- |
004/0 |
|
R2 تعدیل‌شده |
341/0 |
488/0 |
||||
|
دوربین واتسون |
982/1 |
898/1 |
||||
|
F آماره |
350/8 |
474/8 |
||||
|
احتمال آمارۀF |
000/0 |
000/0 |
||||
فرضیه دوم، تأثیر سررسید بدهی را در خطر سقوط قیمت سهام (Duvol i,t) در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد بررسی میکند. با توجه به نتایج به‌دست‌آمده در جدول 6 از برآورد الگو، ضریب بدهی‌های کوتاه‌مدت در شرکت‌های با رقابت زیاد و کم به‌ترتیب، برابر 134/0- و 144/0- و سطح معنیداری آنها برابر با 138/0 و 004/0 است و نشان می‌دهد تأثیر منفی بدهی‌های کوتاه‌مدت در خطر سقوط قیمت سهام در شرکت‌های با رقابت کمتر، بیشتر است؛ زیرا سطح معنیداری شرکت‌های با رقابت کم، کمتر (004/0) از سطح معنیداری شرکت‌هایی با رقابت زیاد (138/0) است؛ بنابراین ضرایب منفی متغیرها نشان می‌دهد چنین تأثیر منفی در شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد، شدیدتر از شرکت‌هایی با عدم تقارن اطلاعاتی کم است؛ درنتیجه، این فرضیه در سطح معنیداری 05/0 تأیید میشود. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگو‌های فرضیۀ دوم نشان می‌دهد به‌ترتیب، 2/41 و 5/47 درصد از تغییرات متغیر وابستۀ خطر سقوط قیمت سهام با متغیر مستقل و سایر متغیرها تبیین‌شدنی است. آمارۀ دوربین واتسون بین 5/1 و 5/2 است و می‌توان تأیید کرد که خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و مقادیر پیشبینیشده با الگو‌های رگرسیون، از یکدیگر مستقل است. مقدار سطح معنیداری F برابر با 000/0 و کوچک‌تر از 05/0 درصد است که معنیداری کل الگو را نشان می‌دهد.
جدول (5) نتایج آزمون فرضیۀ دوم پژوهش (با شاخص نوسان بازده هفتگی خاص و رقابت بازار محصول)
|
|
رقابت بازار محصول ≥ میانه |
رقابت بازار محصول< میانه |
||||
|
Duvoli,tمتغیر وابسته: |
Duvoli,tمتغیر وابسته: |
|||||
|
ضرایب |
t |
سطح معنیداری |
ضرایب |
T |
سطح معنیداری |
|
|
C |
715/0 |
750/3 |
000/0 |
106/0 |
995/0 |
320/0 |
|
SDEBT |
134/0- |
496/1- |
138/0 |
144/0- |
874/2- |
004/0 |
|
NCSKEW |
143/0 |
337/1 |
185/0 |
155/0 |
770/2 |
006/0 |
|
DTURN |
235/0- |
498/2- |
014/0 |
155/0 |
434/3 |
001/0 |
|
RET |
129/0 |
615/0 |
540/0 |
287/0 |
812/2 |
005/0 |
|
SDRET |
324/0 |
036/1 |
303/0 |
030/0- |
210/0- |
833/0 |
|
SIZE |
039/0- |
375/3- |
001/0 |
011/0 |
823/1 |
069/0 |
|
MTB |
008/0 |
099/3 |
003/0 |
002/0 |
795/1 |
074/0 |
|
LEV |
167/0- |
691/1- |
094/0 |
177/0- |
355/3- |
001/0 |
|
ROA |
231/0 |
854/1 |
067/0 |
088/0- |
098/1- |
273/0 |
|
TANG |
111/0- |
147/1- |
254/0 |
101/0- |
070/2- |
039/0 |
|
INSTOWN |
136/0- |
748/1- |
084/0 |
096/0- |
358/2- |
019/0 |
|
R2 تعدیل‌شده |
412/0 |
475/0 |
||||
|
دوربین واتسون |
997/1 |
933/1 |
||||
|
F آماره |
604/9 |
919/7 |
||||
|
احتمال آمارۀF |
000/0 |
000/0 |
||||
نتیجه‌گیری و پیشنهادها
این مطالعه، تأثیر سررسید بدهی را در خطر سقوط قیمت سهام آینده در شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی میکند. شواهد نشان می‌دهد بدهی‌های کوتاه‌مدت در خطر سقوط قیمت سهام، تأثیر منفی و معنیداری دارند. نتایج این مطالعه با نقش نظارتی بدهی‌های کوتاه‌مدت سازگار است و به‌عنوان ابزار مؤثری برای مهار ذخیرۀ اخبار بد توسط مدیران عمل میکند و به نوبۀ خود، خطر سقوط قیمت سهام آینده را کاهش می‌دهد. مطالعۀ حاضر، این موضوع را نیز بررسی کرد که آیا تأثیر بدهی‌های کوتاه‌مدت مشروط به عدم تقارن اطلاعاتی است. برای اندازه‌گیری عدم تقارن اطلاعاتی از هزینۀ تبلیغات و رقابت بازار محصول استفاده شد. ارزش‌های زیاد هزینۀ تبلیغات و ارزش‌های کم رقابت بازار محصول، نشان‌دهندۀ عدم تقارن اطلاعاتی بیشتر است. نتایج نشان داد تأثیر منفی بدهی‌های کوتاه‌مدت در خطر سقوط قیمت سهام آینده برای شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد، شدیدتر است. این نتایج، اهمیت بدهی‌های کوتاه‌مدت را برای شرکت‌های با عدم تقارن اطلاعاتی زیاد آشکار میکند. در پژوهش حاضر از سهامداران نهادی به‌عنوان یکی از متغیرهای کنترلی استفاده شد و شواهد نشان داد سهامداران نهادی به‌طور منفی، در خطر سقوط قیمت سهام مؤثر هستند. نتایج با یافته‌های مایرز (1977) و دانگ و همکاران (2016) همسو است. آنها نشان دادند بدهی‌های کوتاه‌مدت به‌صورت ساز و کاری نظارتی در شرکت عمل میکند و موجب میشود رفتارهای فرصت‌طلبانۀ مدیران و ذخیرۀ اخبار بد توسط آنها کاهش بیابد.
با توجه به پیشینۀ نظری و تجربی و یافته‌های پژوهش، به سهامداران، سرمایه‌گذاران، اعتباردهندگان، تحلیلگران مالی و کارگزاران پیشنهاد میشود در زمان سرمایهگذاری به سررسید بدهی شرکت‌ها توجه کنند؛ زیرا حدود 60 درصد از بدهی‌های شرکت‌های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران را در دامنۀ این پژوهش، بدهی‌های کوتاه‌مدت تشکیل می‌دهد. علاوه بر این، به سازمان بورس و اوراق بهادار که نهاد ناظر بر شرکت‌ها و هیأت تدوین استانداردهای حسابداری و حسابرسی است، پیشنهاد میشود اطلاعات لازم در زمینۀ اجزای بدهی‌های شرکت‌ها را برای بهر‌ه‌برداری بهتر استفاده‌کنندگان افشا کنند تا نقش نظارتی بدهی‌های کوتاه‌مدت برای گروه‌های مختلف صاحب منافع آشکار شود. به مدیران شرکت‌ها نیز توصیه میشود به پیامدهای بدهی‌های کوتاه‌مدت توجه بیشتری کنند.
[1]. Myers
[2]. Jin & Myers
[3]. Hutton et al
[4]. Barnea et al
[5]. Gul & Goodwin
[6]. Flannery
[7]. Jensen & Meckling
[8]. Easterbrook
[9]. Rajan & Winton
[10]. Childs et al
[11]. Dang et al
[12]. Kim & Zhang
[13]. Top Management Team
[14]. Bleck & Liu
[15]. Kousenidis et al
[16]. Conditional Conservatism
[17]. Habib
[18]. Efficient Contracting
[19]. Rent Extraction
[20]. Bad News Hoarding
[21]. Chen at al
[22]. Andreou et al
[23]. negative conditional skewness
یا ضریب منفی چولگی، نشان‌دهند؛ ضریب منفی چولگی بازده سهام است. براساس اظهارات چن و همکاران (2001) شرکت‌هایی که چولگی منفی زیاد بازده را در سال جاری تجربه کرده‌اند، با احتمال بیشتری در سال بعد چولگی منفی کمتری در بازده را تجربه میکنند. هرچه ضریب منفی چولگی بازده بیشتر باشد، نوسان‌های قیمت سهام نیز افزایش می‌یابد.
[24]. down-to-up volatility
یا نوسان کم به زیاد، شاخصی برای خطر سقوط قیمت سهام است. برای هر شرکت در طول یک سال مالی، بازده هفتگی خاص شرکت محاسبه و به دو گروه مجزا تقسیم میشود: بازده هفتگی کم و بازده هفتگی زیاد. بازده هفتگی پایین زمانی رخ می‌دهد که بازده‌ها، زیر میانگین بازده سالانه باشد و بازده هفتگی زیاد زمانی است که بازده‌ها، بیشتر از میانگین سالانه باشد. انحراف معیار بازده‌های هفتگی به‌طور مجزا، برای هر دو گروه محاسبه میشود.
5. نحوۀ محاسبۀ این متغیر براساس مطالعات چن و همکاران (2001) است. آنها برای برآوردها و محاسبات ضریب منفی چولگی از بازده‌های فصلی سهام استفاده کردند. بدین‌ترتیب، رویداد سقوط قیمت سهام در طول دورۀ پژوهش و برای هر شرکت بررسی شد. چنانچه W شرکت j کمتر از چارک چهارم باشد، دورۀ مدّنظر برای آن شرکت، دورۀ سقوط تلقی میشود.
[26]. Joseph & Wintoki
[27]. Ali et al
)
