The Effect of Managerial Overconfidence on Debt Maturity Structure in Listed Companies in Tehran Stock Exchange

Document Type : Research Paper

Authors

1 Instructor,Accounting Department, Faculty Humanities, Bozorgmehr University of Qaenat, Qaen, Iran

2 Assistant Professor, Auditing Department, Faculty Humanities, Khatam University, Tehran, Iran

Abstract

Financing policies made by managers can play a key role in the risk and wealth creation for stochkholders. However, identifying effective factors in managers` financing decisions is of great importance. Overconfidence is one of the most important personality traits of managers. Overconfidence is effective in risk taking. Overconfident managers overestimate future returns of business projects due to false confidence. Therefore, they might overestimate the likelihood and impact of positive shocks of future cash flows for these projects. Meanwhile, they may underestimate the negative shocks. They believe that their business entities have been undervalued in the capital market and can choose shorter maturity debt and increase shareholder wealth. They prefer to issue bonds rather than stocks. This study aims to examine the effect of a psychological factor (managerial overconfidence) on debt maturity structure. The sample consisted of selected companies listed in Tehran Stock Exchange from 2007 to 2014. Two scales which are based on managers` bias to forecast earnings and investment decisions are employed to measure the managerial overconfidence. The results show that managerial overconfidence has a positive and significant effect on debt maturity structure. Overconfident managers take shorter debt maturity structure by applying higher percentage of short-term debt. Liquidity risk related to this financing policy would not prevent them from such behavior.

Keywords

Main Subjects

Full Text

مقدمه

 

اغلب شرکت­ها به‌نوعی از بدهی در ساختار سرمایۀ خود استفاده می­کنند. ساختار بدهی[1] از شاخص­های مهم تعیین­کنندۀ موفقیت شرکت است و در رشد پایدار شرکت تأثیر می­گذارد [30]؛ از این‌رو، تصمیم‌های معطوف به ساختار بدهی برای بقای تجاری شرکت حیاتی است؛ با وجود این، انتخاب ساختار بدهی ساده نیست و تصمیم­گیری اشتباه به هدایت شرکت به بحران و ورشکستگی منجر می­شود [1]. برخی از پژوهش­ها (نظیر فن و همکاران [13]) عوامل مؤثر در ساختار سررسید بدهی را از منظر محیط­های مالی و سیاسی، سیستم­های حقوقی کشورها، سیستم­های مالیاتی، محیط­های اطلاعاتی و ویژگی­های تأمین­کنندگان سرمایه بررسی کردند. برخی دیگر نیز به عوامل تأثیرگذار خاص شرکت در ساختار بدهی آن توجه کردند [27،42]. این در حالی است که پژوهش­های اخیر، ویژگی­های شخصیتی مدیران را یکی از مهم­ترین عوامل مؤثر در ساختار سررسید بدهی با توجه به مسألۀ نمایندگی بین سهامداران و مدیران می‌داند [23].

در نظریه­های مالی سنتی، فرض می­شود تصمیم­گیرندگان رفتار عقلایی دارند و همواره به دنبال به‌حداکثررساندن مطلوبیت خود هستند [17]؛ اما پژوهشگران تجربی معتقدند گاهی برای یافتن پاسخ معماهای مالی، باید این احتمال پذیرفته شود که ممکن است تصمیم‌گیرندگان به‌طور کامل عقلایی[2] رفتار نکنند؛ به عبارت دیگر، ویژگی­های شخصیتی مدیران نیز جزء عوامل مهم در تصمیم­گیری­ها به حساب می­آید [5]. از ویژگی­های مهم شخصیتی، بیش­اطمینانی است. بیش­اطمینانی[3] یا فرااعتمادی، یکی از مهم‌ترین مفاهیم مالی جدید است که هم در نظریه­های مالی و هم روان‌شناسی، جایگاه ویژه­ای دارد. بیش­‌اطمینانی سبب می­شود انسان، دانش و مهارت خود را بیش از حد و ریسک­ها را کمتر از حد تخمین بزند و احساس کند بر مسائل و رویدادها کنترل دارد؛ در حالی که ممکن است درواقع، اینگونه نباشد [12].

مطالعات نشان می­دهد با افزایش بیش­اطمینانی مدیران، احتمال ریسک سقوط آتی قیمت سهام افزایش [25]، احتمال استفاده از حسابداری محافظه­کارانه کمتر [2]، احتمال وقوع اشتباه در گزارش سود به‌دلیل نگرش­های خوش­بینانۀ مدیریت بیشتر [40]، احتمال ارائۀ مجدد صورت­های مالی و مدیریت سود واقعی نیز بیشتر [38،22] و اثربخشی کنترل­های داخلی کمتر می‌شود [9]. مدیران بیش­اطمینان، احتمال و تأثیر رویدادهای مطلوب را در جریان­های نقدی شرکت بیش از واقع تخمین می‌زنند و احتمال و تأثیر رویدادهای منفی را کمتر از واقع ارزیابی می­کنند [21،31]، نسبت به توانایی­های خود و عملکرد آتی پروژه­های سرمایه­گذاری شرکت خوش­بین هستند و به‌طور اشتباه، خالص ارزش فعلی (NPV) آنها را بیش از واقع ارزیابی می­کنند [35].

موضوع ساختار بدهی­ها ازجمله مسائل داخلی شرکت­ها محسوب می­شود؛ اما از آنجا که تصمیم‌های تأمین مالی شرکت با محیط پیرامون آن در ارتباط است، شرایط و وضعیت بازار سرمایه در تصمیم‌های ساختار بدهی تأثیر می­گذارد. عوامل زیادی چون مشکلات نمایندگی، عدم تقارن اطلاعاتی، اندازۀ شرکت، درماندگی مالی و غیره در تصمیم­گیری­های مدیران واحد تجاری مؤثر است [23]. مدیران بیش­اطمینان از آنجا که سودآوری واحد تجاری خود را بیش از حد تخمین می­زنند و به آن خوش­بین هستند، احساس می­کنند بازار سرمایه، اوراق سهام آنها را کمتر از واقع ارزش­گذاری می­کند؛ از این‌رو، در مواردی که واحد تجاری به تأمین مالی نیاز داشته باشد، تأمین مالی با انتشار اوراق بدهی را به انتشار سهام ترجیح می­دهند و تصور می­کنند، با انتخاب بدهی با سررسید کوتاه­تر، ثروت سهامداران را افزایش می‌دهند [24،23]. در همین مورد، هیتون [21] استدلال می­کند مدیران بیش­اطمینان ممکن است ارزش بازار اوراق بهاداری را که شرکت­ها منتشر کرده‌اند، کمتر برآورد کنند و درنتیجه، به تأمین مالی خارجی تمایلی نداشته باشند. هنگامی که شرکت­ها به دنبال تأمین مالی خارجی هستند ممکن است تصور کنند هزینه­های انتشار سهام از هزینه­های انتشار اوراق بدهی بیشتر است؛ بنابراین تأمین مالی با بدهی را ترجیح می­دهند؛ زیرا معتقدند قیمت سهام نسبت به قیمت اوراق بدهی به انتظارات بازار، حساسیت بیشتری نشان می­دهد. علاوه بر این، هاکبارث [17] بیان می­کند مدیران بیش­اطمینان، تمایل بیشتری به تأمین مالی با بدهی دارند؛ زیرا معتقدند شرکت­ها اغلب سودآورند یا ریسک کمی دارند. مطابق نتایج پژوهش مالمندیر و همکاران [32] مدیران بیش‌اطمینان به تأمین مالی با بدهی بیشتر از انتشار سهام تمایل دارند؛ زیرا معتقدند ارزش سهام کمتر از بدهی است و این امر به اهرم بیشتر منجر می­شود. به‌طور کلی، بسیاری از پژوهش­ها نشان داده­ است بیش­اطمینانی یکی از مهم‌ترین ویژگی­های شخصیتی مدیران است که در تصمیم­گیری­های شرکت تأثیر دارد [23]؛ بنابراین، باتوجه به موارد یادشده، پرسش اصلی پژوهش، این است که آیا بیش­اطمینانی مدیریت در تصمیم‌های سررسید بدهی تأثیرگذار است یا خیر؟ به عبارت دیگر، آیا مدیران بیش­اطمینان در مقایسه با سایر مدیران، ساختار سررسید بدهی کوتاه­تری را انتخاب می­کنند یا خیر؟ در پژوهش حاضر، تأثیر بیش­اطمینانی مدیریت در ساختار سررسید بدهی در شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی می­شود.

 

مبانی نظری

از مهم­ترین تصمیم­های پیش روی مدیران واحد تجاری، تصمیم­های مربوط به تأمین مالی است. تأمین مالی از اجزای ضروری عملیات هر واحد تجاری است [24]. مدیران واحد تجاری دربارۀ این موضوع تصمیم‌گیری می‌کنند که از کدام یک از روش­های تأمین مالی استفاده کنند. عوامل زیادی چون مشکلات نمایندگی، عدم تقارن اطلاعاتی، اندازۀ شرکت، درماندگی مالی و غیره در تصمیم­گیری مدیران واحد تجاری مؤثر است. علاوه بر این عوامل موجود در شرکت­ها، برخی از ویژگی­های شخصیتی مدیران نیز جزء موضوعات مهم در تصمیم­گیری­های شرکت به حساب می­آید [5].

درواقع، روان‌شناسی مالی در مقابل پارادایم منطقی سرمایه­گذاران مطرح می­شود که اساس و بنیان همۀ الگوهای مالی ارائه‌شده است. تالر (1993) معتقد است گاهی برای یافتن پاسخی برای معماهای مالی تجربی، این احتمال را باید بپذیریم که برخی از عامل­ها در اقتصاد گاهی به‌طور کامل عقلایی رفتار نمی­کنند و این امر، موضوع مالی رفتاری است. این رویکرد از علم روان‌شناسی برای درک رفتارهای سرمایه­گذاران و بازار استفاده‌شده و جنبه­های روان‌شناسی رفتار افراد در بازارهای مالی استفاده می­شود. تاکنون عوامل رفتاری مختلفی در تصمیم­گیری­های مالی مطرح شده است. از مهم‌ترین اختلال‌های رفتاری، بیش­اطمینانی است [24،8]. بیش­اطمینانی یکی از مهم‌ترین یافته­های علم روان‌شناسی در حوزۀ قضاوت و تصمیم‌گیری است. پژوهشگران دریافتند افراد دربارۀ توانایی­های خود ازجمله قدرت پیش­بینی، ادراک اطلاعاتی و دانش خود اغراق می­کنند؛ به بیان دیگر، به توانایی­ها و دانش خود اعتماد بیش از حد دارند؛ البته آنان ممکن است این احساس درونی را اظهار نکنند یا حتی خود نیز از آن غافل باشند [33]. بیش­اطمینانی یا اعتماد بیش از حد به خود در بیان کلی،  به‌عنوان اعتقاد بی­اساس دربارۀ توانایی­های شناختی، قضاوت­ها و استدلال شهودی فرد خلاصه می‌شود. مفهوم بیش­اطمینانی، در مجموعۀ وسیعی از بررسی­ها و آزمایش­های روان‌شناسانه از نوع شناختی بررسی شده است و نشان می­دهد افراد هم دربارۀ توانایی­های خود در پیش­بینی و هم دربارۀ دقت اطلاعاتی که در اختیار آنان قرار می­گیرد، برآورد بیش از اندازه‌ای دارند. از طرفی در برآورد احتمال‌ها، عملکرد ضعیفی دارند و رویدادهایی را حتمی می­دانند که اغلب احتمال وقوع بسیار کمتر از صد در صد دارد [37]. وجود ویژگی بیش­اطمینانی در مدیران در نحوۀ شناسایی سود و زیان و مبلغ دفتری دارایی­ها و بدهی‌ها تأثیر می­گذارد. مدیران بیش­اطمینان، بازده­های آتی ناشی از پروژه­های سرمایه­گذاری شرکت را بیش­برآورد می‌کنند؛ بنابراین ممکن است شناسایی زیان را به تأخیر بیندازند و برآوردهای خوش­بینانه در تعیین ارزش دارایی­های جاری یا بلندمدت داشته باشند و بر اثر انتخاب پروژۀ نامناسب و ناکارایی، منابع موجود را در زمینة اشتباه مصرف کنند و آن را هدر دهند که در این صورت، شرکت به سمت سرمایه­گذاری بیش از حد (سرمایه­گذاری در پروژه­هایی با ارزش فعلی خالص منفی) یا سرمایه­گذاری کمتر از حد (براثر از دست دادن منابع به‌دلیل سرمایه­گذاری در پروژه­های نامناسب و ناکارا و از دست دادن فرصت سرمایه­گذاری در پروژه­های مناسب با ارزش فعلی خالص مثبت) سوق داده می­شود [10].

پژوهش­های پیشین، چند نظریۀ پیشرو برای مبانی مربوط به ساختار سررسید بدهی شامل نظریۀ هزینه­های نمایندگی[4]، اهرم[5]، تطابق سررسید[6]، مالیات[7] و نظریۀ علامت­دهی[8] ارائه می­دهد [27]. اولین گروه نظریه­ها دربارۀ ساختار سررسید بدهی، هزینه­های نمایندگی را شاخص مهمی در تعیین ساختار بدهی می­داند. مشکل نمایندگی از موضوعات عمدۀ بازار است و از تضاد منافع مدیران و مالکان منتج می­شود. ممکن است مدیران شرکت­های سهامی عام، اهداف شخصی خود را دنبال کنند که این امر لزوماً با اهداف سهامداران خارج از شرکت همسو نیست. مشکلات نمایندگی بین مدیران و سهامداران، به سرمایه­گذاری افراطی منجر می­شود و ممکن است در قالب میل افراطی مدیران به اداره‌کردن شرکت­های بزرگ تجلی کند. مدیرانی که نگران شهرت خود در بازار کار هستند، ممکن است انگیزه­هایی برای اتّخاذ اقداماتی داشته باشند که به بهبود عملکرد کوتاه­مدت آنان و به هزینة عملکرد بلندمدت منجر شود [34]. لیلاند و تافت (1996) تبیین کردند شرکت­های با اهرم بیشتر، تمایل به انتخاب سررسید طولانی­تر بدهی­ها دارند و برعکس. اهرم بهینه به سررسید بدهی بستگی دارد و وقتی شرکت با بدهی­های کوتاه­مدت تأمین مالی شود، ارزش شرکت به شدت کاهش می­یابد. آنها استدلال کردند که بدهی کوتاه­مدت به‌دلیل نداشتن هزینه، بهرۀ صرفه‌جویی مالیاتی ایجاد نمی­کند و صرفاً ریسک شرکت را افزایش می‌دهد و در ارزش شرکت تأثیر منفی می­گذارد. موریس (1992) نیز بحث می­کند که شرکت­ها با نسبت بدهی بیشتر به انتشار بدهی بلندمدت تمایل دارند؛ بدین‌منظور که با تأخیر بیشتری در معرض ریسک ورشکستگی قرار گیرند. همچنین نظریه­های مالکیت و نمایندگی، اثر منفی ئر ساختار سررسید بدهی پیش­بینی می­کنند؛ بنابراین اثر اهرم بر سررسید بدهی هنوز ناشناخته است [18]. پژوهش‌ها دربارۀ رابطۀ اهرم و سررسید بدهی، نتایج مختلفی نشان داده است [27]. دیاموند (1991) معتقد است شرکت­های با اهرم بالا، بدهی بلندمدت را برای پرهیز از نقدینگی با بهینگی اندک ترجیح می­دهند؛ زیرا به شرکت­ها زمان بیشتری برای بازپرداخت بدهی خود می­دهد. فلانری (1986) نشان داد شرکت­های با بدهی بیشتر، ریسک تأمین مالی مجدد خود را با استقراض بدهی بلندمدت می‌توانند به حداقل برسانند [3]. دنیس و همکاران (2000) استدلال می­کنند اهرم باید در سررسید بدهی، اثر منفی داشته باشد؛ زیرا هزینه­های نمایندگی، مشکل سرمایه­گذاری کمتر از واقع را با دو راهبرد کاهش اهرم و یا کوتاه‌کردن سررسید بدهی می­تواند کاهش دهد. این دو استراتژی می­توانند جانشین یکدیگر باشند [18].

مدیران بیش­اطمینان احتمال و تأثیر رویدادهای مطلوب را در جریان­های نقدی شرکت بیش از واقع تخمین می­زنند و احتمال و تأثیر رویدادهای منفی را کمتر از واقع ارزیابی می­کنند [21،31]. این امر ممکن است باعث ایجاد سردرگمی مدیران در انتخاب روش‌های تأمین مالی شود؛ به‌گونه­ای که مدیران همواره تصور می­کنند شرکت­های آنها کمتر از واقع ارزش‌گذاری شده­اند [24]. مدیران بیش­اطمینان به اشتباه معتقدند با انتخاب بدهی با سررسید کوتاه­تر، ثروت سهامداران را می‌توانند افزایش دهند. این مسأله به این دلیل است که مدیران بیش­اطمینان، احتمال این موضوع را بیش از حد می­دانند که در زمان دریافت (رسیدن) خبرهای خوب و مساعد در آینده با استفاده از بدهی­های کوتاه­مدت و با هزینه­های کمتر، منابع مالی جدیدی را می‌توانند تأمین کنند [23]. علاوه بر این، خبرهای خوب را که به جریان نقدی مثبت منجر می‌شود، بیش از حد باور می­کنند و اینگونه جریان نقدی ورودی را بیش از واقع ارزیابی می‌کنند و می‌اندیشند بدهی­های کوتاه‌مدت را می‌توانند بازپرداخت کنند؛ بنابراین از این نوع بدهی برای کاهش هزینه سرمایه استفاده می­کنند.

مدیران بیش­اطمینان به‌دلیل اعتماد به نفس کاذب، بازده­های آتی پروژه­های واحد تجاری را بیشتر برآورد می­کنند؛ از این‌رو، ممکن است احتمال وقوع و تأثیر شوک­های مثبت جریان­های نقدی آتی حاصل از این پروژه­ها را بیشتر برآورد کنند و درمقابل، برآورد کمتری از شوک­های منفی داشته باشند. آنها معتقدند واحد تجاری تحت مدیریتشان در بازار سرمایه کمتر از واقع ارزش­گذاری شده است؛ از این‌رو، در صورت نیاز واحد تجاری به تأمین مالی، انتشار اوراق بدهی را به انتشار سهام ترجیح می­دهند و با انتخاب بدهی با سررسید کوتاه­تر، ثروت سهامداران را می‌توانند افزایش دهند [23،24]. مدیران بیش‌اطمینان معتقدند ارزش‌گذاری اشتباه برای بدهی بلندمدت نسبت به بدهی کوتاه­مدت شدیدتر است؛ از این‌رو، مدیران بیش­اطمینان معتقدند با استفاده از بدهی کوتاه­مدت (برای به‌حداقل‌رساندن تأثیر ارزش­گذاری اشتباه) به همراه هزینه­های کمتر در هنگام رسیدن خبر خوب در آینده، منابع مالی جدید را می‌توانند تأمین کنند [23].

مدیران بیش­اطمینان با احتمال بیشتر، موفقیت­های آتی شرکت را بیشتر برآورد می­کنند؛ زیرا آنها معتقدند اطلاعات محرمانه­ای در اختیار دارند که بازار هنوز از آن آگاهی ندارد. زمانی که یک شرکت، اطلاعات محرمانه دربارۀ پیش­بین‌­ها در اختیار دارد، اوراق بهادار در بازار به درستی قیمت­گذاری نمی­شود. این قیمت‌گذاری نادرست برای بدهی­های بلندمدت نسبت به بدهی­های کوتاه­مدت شدیدتر است و براساس این، مدیران بیش­اطمینان، بدهی کوتاه­مدت را برای به‌حداقل‌رساندن تأثیر در قیمت­گذاری نادرست ترجیح می­­دهند؛ زیرا اینگونه مدیران معتقدند با بدهی­های کوتاه­مدت با هزینه­های کمتر، در زمانی در اختیار داشتن اخبار مثبت می‌توانند تأمین مالی کنند [23]. پیش­بینی­های این پژوهش مشابه پژوهش مالمندیر و همکاران [32] است که در آن بیش­اطمینانی مدیران به این باور منجر می­شود که ارزش­گذاری حقوق صاحبان سهام نسبت به بدهی بیشتر در معرض اشتباه قرار می­گیرد و در صورت دسترسی به تأمین مالی خارجی، مدیران بیش­اطمینان، بدهی را به حقوق صاحبان سهام ترجیح می­دهند. در صورتی که حقوق صاحبان سهام، بدهی مادام العمر در نظر گرفته شود، به نظر می‌رسد مدیران بیش­اطمینان، بدهی کوتاه­مدت را به بدهی بلندمدت و بدهی بلندمدت را به بدهی مادام‌العمر (حقوق صاحبان سهام) ترجیح می­دهند.

هوانگ و همکاران [23] استدلال می­کنند بیش­اطمینانی مدیریت، تأثیر معناداری در سررسید بدهی دارد. آنها به‌لحاظ تجربی نشان دادند شرکت­های با مدیران بیش­اطمینان، با انتخاب درصد بیشتری از بدهی کوتاه­مدت، ساختار سررسید بدهی کوتاه‌تری اتخاذ می­کنند. الکوک و همکاران [3] عوامل تعیین­کنندۀ سررسید بدهی در بازار سرمایۀ استرالیا را برای 400 شرکت برتر بورس اوراق بهادار استرالیا در دورۀ 1989 تا 2006 بررسی کردند. آنها با استفاده از فرضیه‌های الگوی مرتون، نشان دادند اهرم در شرکت­های استرالیایی، رابطۀ مثبت با سررسید بدهی دارد. لیلاند و تافت (1996) و دیاموند (1991) نیز نشان دادند سررسید بدهی با اهرم، رابطۀ مثبت دارد [27]. ترا [42] نشان داد بین اهرم و سررسید بدهی در ایالات متحدۀ امریکا، رابطۀ مثبت وجود دارد. الکوک و همکاران [3] نشان دادند بین اندازۀ شرکت و سررسید بدهی، رابطۀ مثبت معناداری وجود دارد. پژوهش­های دیگری نظیر بارکلی و اسمیت (1995)، گوئدز و آپلر (1996)، استوهز و مویر (1996) و اوزکان (2002) نیز با شاخص­های مختلفی برای اندازۀ شرکت، این رابطۀ مثبت را تأیید کرده­اند [27]. ترا [42] بر کشورهای مختلف امریکای لاتین، رابطه­ای بین اندازۀ شرکت و سررسید بدهی نیافت؛ اما در ایالات متحدۀ امریکا، رابطۀ منفی مشاهده کرد.گماریز و بلاستا [14] اثر کیفیت گزارشگری مالی و سررسید بدهی را در کارایی سرمایه­گذاری بررسی کردند. نتایج این پژوهش نشان داد افزایش کیفیت گزارشگری مالی و کاهش سررسید بدهی، کارایی سرمایه­گذاری را افزایش می­دهد. کیرچ و ترا [26] عوامل مؤثر در سررسید بدهی شرکت­های امریکای جنوبی را بررسی کردند. نتایج پژوهش آنان نشان داد اندازه، ریسک تجاری و نسبت دارایی­های مشهود شرکت­ها، تأثیر عمده و مثبتی در سررسید بدهی آنها دارد. سطح توسعۀ مالی نیز به‌طور عمده با سررسید بدهی مرتبط نیست. مورادوگلو و همکاران [35] سررسید بدهی شرکت‌های اتحادیۀ اروپا را بررسی کردند. آنان به این نتیجه رسیدند که شرکت­های اتحادیۀ اروپا در حال حرکت به سوی تأمین مالی با حقوق صاحبان سهام است و این شرکت­ها از بدهی­های کوتاه­مدت، استفادۀ زیادی می‌کند. اورتیز و پناس [36] معتقدند اعتباردهندگان از سررسیدهای کوتاه­تر برای نظارت بیشتر بر اعتبارگیرندگان پرمخاطره استفاده می­کنند. این مخاطرات به‌طور خاص در سیستم­های مالی بانک‌محور یعنی در محیطی نمود بیشتری دارد که گیرندگان وام بیشتر در معرض قوانین بانکی هستند و کمتر از انتشار اوراق قرضه برای تأمین مالی استفاده می­کنند. استفان و همکاران [41] نشان دادند شرکت­هایی که بیشتر در معرض تنگناها و محدودیت­های مالی هستند، حساسیت بیشتری به عوامل تعیین­کنندۀ بدهی دارند. در ضمن  شرکت­هایی که محدودیت­های مالی کمتری دارند، با هزینه­های نمایندگی با کاهش سررسید بدهی مقابله می­کنند؛ در صورتی که شرکت­های با تنگناهای نقدی جدی، بیشتر در معرض ریسک نقدینگی هستند.

مطالعات دیگری چون مالمندیر و همکاران [32] بیش­اطمینانی مدیریت را عامل مهمی در تشریح تصمیم‌های تأمین مالی شرکت تلقی می­کنند. با توجه به اینکه مدیران بیش­اطمینان معتقدند شرکت­های آنها کمتر از واقع ارزش­گذاری شده است، تأمین مالی برون‌سازمانی را پرهزینه می­دانند و به‌طور افراطی به تأمین مالی داخلی اتکا می­کنند. این نگرش مدیران در تصمیم‌های سرمایه­گذاری آنها نیز اخلال ایجاد می­کند؛ زیرا هنگامی که وجوه داخلی زیادی دارند، سرمایه‌گذاری بی‌محابایی انجام می­دهند؛ اما هنگامی که به تأمین مالی برون‌سازمانی ملزم می­شوند، محتاطانه سرمایه­گذاری می­کنند؛ به بیان دیگر، بیش­اطمینانی به کاهش کارایی سرمایه­گذاری­ها منجر می­شود. هاکبارث [17] به این نتیجه رسید که بیش­اطمینانی مدیران در تصمیم‌های ساختار سرمایۀ شرکت تأثیر دارد و مدیران بیش­اطمینان، تأمین مالی با انتشار اوراق بدهی را به انتشار سهام ترجیح می­دهند؛ زیرا آنها معتقدند شرکت آنها سودآورتر و یا کم­خطرتر است.

بررسی پژوهش­های انجام‌شده در داخل کشور نشان می­دهد تاکنون هیچ پژوهشی دربارۀ تأثیر بیش­اطمینانی مدیریت در ساختار سررسید بدهی انجام نشده است. درادامه، به بعضی از پژوهش­های داخلی مربوط اشاره می‌شود. حاجیها و اخلاقی [18] استدلال می­کنند که بین اندازۀ شرکت، مشهودبودن دارایی­ها و فرصت­های رشد شرکت با ساختار سررسید بدهی، ارتباط مثبت معناداری وجود دارد؛ در حالی که بین ساختار سررسید بدهی و اهرم مالی، ارتباط معناداری وجود ندارد. براساس نتایج پژوهش آنها شرکت­های با اهرم بالاتر لزوماً به انتخاب سررسید طولانی­تر بدهی­ها تمایل ندارند. رحیمیان و همکاران [39] دریافتند بین اندازۀ شرکت و نسبت بدهی بلندمدت در ساختار سررسید بدهی، ارتباط مثبت معنادار وجود دارد و اهرم بالاتر موجب کاهش بدهی­های بلندمدت در ساختار سررسید بدهی شرکت می­شود. با درنظرگرفتن مبانی نظری، پژوهش­های گذشته و نتایج آنها، فرضیۀ پژوهش بدین شرح مطرح می‌شود:

- بیش­اطمینانی مدیریت، تأثیر معناداری در ساختار سررسید بدهی دارد.

 

 

روش پژوهش

جامعۀ آماری این پژوهش را شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران در سال­های 1386 تا 1393 تشکیل داده است. جامعة آماری براساس شروط نظاممندی تعدیل شده است؛ بنابراین، در انتخاب شرکت­ها به ویژگی‌های زیر توجه شد: الف) شرکت­های مدّنظر، به‌دلیل تفاوت در ترازنامه، ماهیت خاص فعالیت جزء بانک­ها، واسطه‌گری مالی، لیزینگ و شرکت­های بیمه نباشند؛ ب) سهام شرکت­ها در طول هر یک از سال­های دورة پژوهش معامله شده باشد؛ پ) از منظر افزایش قابلیت مقایسه، پایان سال مالی شرکت، منتهی به پایان اسفندماه باشد؛ ت) در سال­های مدّنظر، تغییر سال مالی یا فعالیت نداده باشد؛ ث) شرکت­های مدّنظر از ابتدا تا انتهای پژوهش در فهرست شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس باشند و ج) تمامی داده­های ضروری آنها در سال­های 1386 تا 1393 در دسترس باشد.

پس از بررسی شرکت­ها از لحاظ ویژگی­های مذکور، درمجموع، 91 شرکت به‌عنوان نمونة مدّنظر این پژوهش انتخاب شد. در گردآوری داده­ها از نرم‌افزار ره­آورد نوین و بانک اطلاعاتی سازمان بورس و اوراق بهادار (کدال) و پایگاه­های اینترنتی مرتبط با بورس استفاده شد. آزمون فرضیه­ها نیز پس از گردآوری داده­های لازم، به کمک نسخة ششم نرم‌افزارEveiws  انجام شد. الگوی رگرسیونی که برای آزمون فرضیة پژوهش استفاده شده است، مطابق پژوهش هوانگ و همکاران [23] به‌شرح رابطة (1) است:

 

رابطۀ (1)

 

 

 

که در الگوی فوق  سررسید بدهی و  نشان‌دهندۀ بیش­اطمینانی مدیریت است. مطالعة مبانی موضوعی نشان می‌دهد معیارهای متفاوتی برای اندازه­گیری بیش­اطمینانی ارائه شده است؛ ازجملۀ این معیارها به تصمیم‌های مدیران دربارۀ اعمال اختیار خرید سهام[9] [31]، خالص خرید سهام شرکت توسط مدیر[10] [2]، شهرت رسانه­ای و پاداش نسبی مدیران [31]، سوگیری در پیش­بینی سود مدیران (تفاوت بین سود پیش­بینی‌شده و سود واقعی) و تصمیم‌های سرمایه­گذاری شرکت[11] می‌توان اشاره کرد [4،24،7]. از آنجا که شرکت­های پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران باید سود پیش‌بینی­شدۀ خود را افشا کنند، از این معیار برای محاسبۀ بیش­اطمینانی مدیریت استفاده شده است. بیش­اطمینانی مدیران مطابق پژوهش­های قبلی (ایشیکاوا و تاکاهاشی [24]، لین و همکاران [29] و مشایخ و بهزادپور [33]) با اندازه­گیری پیش­بینی خوش­بینانۀ مدیران محاسبه می­شود؛ به‌گونه‌ای که اگر مدیران، سود پیش­بینی­شده را بیشتر از سود واقعی اعلام کرده باشند، بیش­اطمینانی دارند. بیش­اطمینانی براساس این شاخص، یک متغیر مجازی است و در صورتی که سود پیش­بینی‌شده، بزرگ‌تر از سود واقعی باشد، عدد یک و در غیر این صورت، عدد صفر اختیار می­کند [27،29،9]. در همین مورد، بررسی­های لیبی و رنه­کامپ [28] نشان داد بیش­اطمینانی مدیریت در تصمیم به انتشار پیش­بینی سود مؤثر است. مدیر بیش­اطمینان به عملکرد مثبت آتی شرکت اعتقاد دارد که این امر تمایل به انتشار پیش­بینی سود را افزایش می­دهد.

دومین شاخص بیش­اطمینانی نیز که مبتنی بر سرمایه­گذاری[12] (OverInv) است، براساس پژوهش‌های قبلی [40] است. بدین‌منظور، ابتدا الگوی رگرسیونی رابطة (2) به‌صورت مقطعی برآورد می­شود و پس از آن در هر سال باقی­مانده محاسبه خواهد شد. چنانچه باقی­ماندة الگوی رگرسیونی رابطة (2) برای شرکتی بزرگ‌تر از صفر باشد، بدین معناست که در آن شرکت بیش از حد سرمایه‌گذاری شده است؛ بنابراین، این شاخص برابر یک و در غیر این صورت، برابر صفر است. استفاده از این شاخص بر این مبنا است که در شرکت­هایی که دارایی­ها با نرخ بیشتری نسبت به فروش رشد می­کنند، مدیران نسبت به همتاهای خود بیشتر در شرکت سرمایه­گذاری می­کنند.

رابطۀ (2)

 

که درآن:

 : رشد دارایی­ها در سال t

  

 : رشد فروش در سال t

  

رابطة (2) با استفاده از روش داده­های ترکیبی در 14 صنعت برآورد شده است. از نسبت بدهی کوتاه­مدت (بدهی که در یک سال تسویه می­شود) به کل بدهی برای اندازه­گیری سررسید بدهی استفاده شده است. 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 [23،19].

متغیرهای کنترلی پژوهش به‌شرح زیر معرفی شده­ است: برای محاسبۀ اقلام تعهدی اختیاری از الگوی تعدیل‌شدة جونز استفاده می­شود. پژوهشگر برای تفکیک اقلام تعهدی اختیاری از غیراختیاری، ابتدا باید در یک دورة پیش­بینی، الگوی تعهدی­ها را برآورد  و پس از آن براساس داده­های واقعی در دورة رویداد، اقلام تعهدی اختیاری را محاسبه کند. دلیل استفاده از این متغیر، کنترل اثر رویه­های گزارشگری متهورانۀ شرکت است [23،11]. الگوی تعدیل‌شدة جونز در رابطة (3) نمایش داده شده است.

رابطۀ (3)

 

که در آن،  برابر است با کل اقلام تعهدی شرکت؛  درآمد سال t منهای درآمد سال t-1؛  برابر است با اموال ماشین­آلات و تجهیزات شرکت‌ها؛  برابر است با تغییرات در حساب‌های دریافتنی در سال t و  برابر است با کل دارایی‌های شرکت در سال t-1. هسیه و همکاران [22] دریافتند مدیران بیش­اطمینان با احتمال بیشتری نسبت به سایر مدیران به افزایش سود گزارش­شده با افزایش اقلام تعهدی اختیاری[13] اقدام می‌کنند.  اهرم مالی با تقسیم جمع بدهی­ها بر جمع دارایی­ها به دست می­آید. برخی از پژوهشگران دریافتند شرکت­های با اهرم بالاتر به انتخاب سررسید طولانی­تر بدهی­ها تمایل دارند و برعکس. اهرم بهینه به سررسید بدهی بستگی دارد و وقتی شرکت با بدهی‌های کوتاه­مدت تأمین مالی شود، ارزش شرکت به‌شدت کاهش می­یابد [23،18]. برای محاسبۀ اندازة شرکت از لگاریتم ارزش بازار سهام شرکت (حاصل­ضرب قیمت سهام در تعداد سهام) در پایان سال استفاده شده است. نتایج پژوهش‌های پیشین نشان می­دهد اندازۀ شرکت یکی از عوامل تعیین­کنندۀ ساختار سررسید بدهی شرکت­ها است. از آنجا که اعتقاد بر این است که شرکت­های بزرگ‌تر، دسترسی آسان‌تری به بازارهای مالی  و قدرت چانه­زنی بیشتری دارند، انتظار می­رود در مقایسه با شرکت­های کوچک‌تر، بیشتر به انتشار بدهی بلندمدت دست بزنند [18،23]. مطالعۀ مبانی موضوعی نشان می­دهد شرکت‌های بزرگ‌تر، هزینه­های نمایندگی کمتری دارند؛ زیرا اعتقاد بر این است که شرکت­های بزرگ‌تر، دسترسی آسان‌تری به بازارهای سرمایه دارند (آنها آسان­تر بر هزینه­های مبادله غلبه می‌کنند) و قدرت چانه­زنی بیشتری دارند (آنها جایگاه قوی­تری برای مذاکرات بدهی نسبت به شرکت­های کوچک‌تر دارند)؛ از این‌رو، انتظار می­رود شرکت­های بزرگ‌تر در مقایسه با شرکت­های کوچک‌تر بیشتر به انتشار بدهی بلندمدت اقدام کنند. علاوه بر این، اسمیت و وارنر (1979) معتقدند شرکت­های کوچک‌تر به‌دلیل تضاد منافع بین سهامداران و اعتباردهندگان به احتمال بیشتر با هزینه­های نمایندگی روبه‌رو می­شوند [27]. ارتباط مثبت اندازۀ شرکت و ساختار بدهی در مطالعات بسیاری تأیید شده است. نرخ بازده دارایی­ها از تقسیم سود قبل از بهره و مالیات به میانگین دارایی­ها به دست می­آید. مطالعۀ مبانی موضوعی نشان می­دهد درصد بیشتر بدهی بلندمدت نسبت به کل بدهی، نرخ بازده دارایی­ها را کاهش می­دهد؛ ولی این رابطه برای شرکت­های با نرخ بازده کم، معنادار نبوده است [18،20،23]. متغیر نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام[14] از تقسیم ارزش بازار حقوق صاحبان سهام شرکت به ارزش دفتری آن در پایان سال مالی محاسبه می­شود. ارزش بازار حقوق صاحبان سهام از حاصل­ضرب تعداد سهام عادی در قیمت سهام در پایان سال مالی به دست می­آید. ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام نیز از ترازنامۀ شرکت حاصل می­شود [23]. در این پژوهش با توجه به نتایج پژوهش­های قبلی، طول دورۀ تخمین بتا 3 سال در نظر گرفته شده و بتای شرکت­های مدّنظر با استفاده از نرم‌افزار رهاورد محاسبه شده است [23]. در همین مورد، نتایج پژوهش بولو و حسنی­القار [6] نشان داد بیش­اطمینانی مدیریت به‌طور معناداری به افزایش هموارسازی سود منجر می‌شود و در شرکت‌های با ریسک سیستماتیک بیشتر، احتمال هموارسازی سود بیشتر است.

 

یافته‌ها

جدول (1) مقادیر میانگین، میانه و انحراف معیار متغیرهای استفاده‌شده را نشان می­دهد. نتایج بررسی آمار توصیفی متغیرهای پژوهش، نشان‌دهندة اختلاف اندک بین میانگین مشاهدات و میانة آنها است. نزدیک‌بودن مقادیر میانگین و میانه مشخص می‌کند که داده­ها، توزیع نرمال دارند. در جامعة آماری با توزیع نرمال فرض می­شود ارقام به‌گونۀ نظاممند و با الگوی یکنواختی در اطراف میانگین توزیع شده است و احتمال قرارگرفتن یک مقدار معین در اطراف میانگین مساوی است. علاوه بر این انحراف معیار متغیرهای استفاده‌شده صفر نیست؛ بنابراین متغیرهای مدّنظر را در الگو می‌توان وارد کرد. میانگین (میانه) سررسید بدهی 860/0 (817/0)، اقلام تعهدی اختیاری 066/0 (071/0)، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام 831/1 (618/1)، اهرم مالی 588/0 (609/0)، اندازۀ شرکت 822/11 (510/11)، بتا 816/0 (717/0) و نرخ بازده دارایی­ها 109/0 (124/0) است. میانگین متغیر مستقل (شاخص­های اول و دوم بیش­اطمینانی مدیریت) 251/0 و 472/0 است که بیشتر مشاهده­ها مربوط به این متغیر، پیرامون این نقاط تمرکز دارد. علاوه بر این، میانۀ این متغیر نشان می­دهد نیمی از مشاهده­های مربوط به این متغیر کمتر از 1 و نیمی دیگر، بیشتر از این مقدار است. برای متغیر اندازۀ شرکت که با استفاده از لگاریتم ارزش بازار سهام شرکت محاسبه می­شود، مقدار 514/13 به‌عنوان بیشینه و مقدار 156/10 به‌عنوان کمینه محاسبه شده است که این امر ناشی از تفاوت اندازۀ شرکت­های مدّنظر در پژوهش است؛ به‌عنوان مثال، از شرکت­های بزرگ به شرکت‌های پالایشی، پتروشیمی و فولادی می‌توان اشاره کرد که اندازۀ آنها بعضاً برابر کل شرکت­های فعال در یک گروه کوچک مثل گروه ساختمان است. سایر اطلاعات متغیرها در جدول (1) آمده است.

جدول (1) آمار توصیفی متغیرهای پژوهش

انحراف معیار

کمینه

بیشینه

میانه

میانگین

متغیرها

428/0

0

1

0

251/0

بیش­اطمینانی مدیریت (PredEar)

293/0

0

1

0

472/0

بیش­اطمینانی مدیریت (OverInv)

193/0

113/0-

143/0

071/0

066/0

اقلام تعهدی اختیاری

436/0

515/0

111/14

618/1

831/1

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام

201/0

103/0

946/0

609/0

588/0

اهرم مالی

636/0

156/10

514/13

510/11

822/11

اندازة شرکت

521/0

298/2-

719/3

717/0

816/0

بتا

370/0

274/0-

419/0

124/0

109/0

نرخ بازده دارایی­ها

133/0

277/0

991/0

817/0

860/0

سررسید بدهی

 

 

از مشکلاتی که در تحلیل­های رگرسیونی بروز می‌کند، مسألۀ همخطی شدید متغیرهای مستقل در الگو‌های رگرسیون است. بسیاری از پژوهشگران اتفاق ­نظر دارند که برای مسألۀ همخطی، راه­حلی وجود ندارد و تنها راه اطمینان از نبود همخطی شدید بین متغیرهای توضیحی، بررسی ضرایب همبستگی پیرسون است [16]. برای اطمینان از نبود همخطی، آزمون ضرایب همبستگی پیرسون برای همة متغیرهای توضیحی الگو‌های رگرسیونی انجام شد. براساس نتایج حاصل از این آزمون به‌دلیل معناداری و تفکیک‌پذیربودن تمام ضرایب برآوردشده، بین متغیرهای مستقل و تعدیل‌کننده، خودهمبستگی دیده نشد. بررسی همبستگی بین متغیرهای بیش­اطمینانی مدیریت و سررسید بدهی نیز، نشان‌دهندۀ همبستگی مثبت بین بیش‌اطمینانی مدیریت و سررسید بدهی است. همبستگی مثبت بیش­اطمینانی مدیریت و سررسید بدهی،  تأثیر مثبت بیش‌اطمینانی مدیریت را در سررسید بدهی در محیط ایران تأیید می‌کند.


 

 

جدول (2) ماتریس همبستگی بین متغیرهای پژوهش

 

متغیر 1

متغیر 2

متغیر 3

متغیر 4

متغیر 5

متغیر 6

متغیر 7

متغیر 8

متغیر 9

متغیر 1: بیش­اطمینانی مدیریت (PredEar)

1

 

 

 

 

 

 

 

 

متغیر 2: بیش­اطمینانی مدیریت (OverInv)

037/0

1

 

 

 

 

 

 

 

متغیر 3: اقلام تعهدی اختیاری

049/0-

118/0-

1

 

 

 

 

 

 

متغیر 4: نسبت ارزش بازار به ارزش‌دفتری‌حقوق‌صاحبان‌سهام

205/0

082/0-

323/0

1

 

 

 

 

 

متغیر 5: اهرم مالی

192/0

112/0

175/0-

056/0-

1

 

 

 

 

متغیر 6: اندازۀ شرکت

071/0

062/0

028/0-

106/0-

192/0

1

 

 

 

متغیر7: بتا

461/0

037/0

344/0-

072/0-

023/0

157/0

1

 

 

متغیر 8: نرخ بازده دارایی­ها

137/0

021/0-

097/0-

122/0-

035/0-

216/0

075/0

1

 

متغیر 9: سررسید بدهی

039/0

218/0

044/0-

068/0-

136/0

074/0

165/0-

098/0

1

 

 

قبل از تخمین الگو لازم است مانایی متغیرها بررسی شود. یک متغیر وقتی مانا است که میانگین، واریانس و ضرایب خودهمبستگی آن در طول زمان ثابت باقی بماند. برای تشخیص مانایی از آزمون ADF فیشر استفاده شده است. در کلیّۀ متغیرها غیر از متغیر ROA سطح معناداری در آزمون ریشه واحد کوچک‌تر از 05/0 بود که نشان می‌دهد متغیرها مانا (پایا) هستند؛ یعنی میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس متغیرها در طول دورۀ پژوهش ثابت بوده است؛ درنتیجه، استفاده از این متغیرها در الگو باعث به‌وجود‌آمدن رگرسیون کاذب نمی­شود. متغیر ROA نیز با تفاضل‌گیری مرتبۀ اول مانا شد. نتایج آزمون چاو الگو­های رگرسیونی پژوهش برای تعیین نوع آزمون (تلفیقی یا داده­های تابلویی) مقدار احتمال آمارة اف.لیمر را به‌ترتیب عدد 031/0 و 019/0 (کمتر از 5 درصد) نشان داد؛ درنتیجه، اولویت در استفاده از روش داده­های تابلویی است. برای تعیین نوع روش داده­های تابلویی (آثار ثابت یا آثار زمانی) از آزمون هاسمن استفاده شد که براساس نتایج، استفاده از روش داده­های تابلویی با آثار ثابت در اولویت قرار گرفت. از آزمون جارک - برا[15] برای تشخیص نرمال‌بودن توزیع اجزای اخلال الگو­های پژوهش استفاده شده است. احتمال آمارة جارک - برا به‌ترتیب برابر با 253/0 و 190/0 محاسبه شده است. از آنجا که این مقادیر بیشتر از 05/0 به دست آمده است، فرض صفر مبنی بر نرمال‌بودن اجزای اخلال را نمی­توان رد کرد؛ بنابراین توزیع اجزای اخلال نرمال است؛ با وجود این، براساس قضیۀ حد مرکزی، ضرایب در داده­های با تعداد مشاهدات زیاد، نرمال محسوب می­شود؛ هرچند توزیع اجزا نرمال نباشد [15].

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


جدول (3) نتیجۀ آزمون فرضیة پژوهش با استفاده از معیار اول بیش‌اطمینانی مدیریت (PredEar)

 

متغیرها

سطح معناداری

آمارة t

خطای استاندارد

ضریب بتا

بیش­اطمینانی مدیریت

008/0

573/2

014/0

036/0

اقلام تعهدی اختیاری

124/0

921/0-

240/0

221/0-

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام

002/0

096/4

042/0

172/0

اهرم مالی

011/0

443/2

416/0

017/1

اندازة شرکت

007/0

771/3-

194/0

730/0-

بتا

177/0

831/0

071/0

059/0

نرخ بازده دارایی­ها

003/0

715/4-

067/0

316/0-

مقدار ثابت الگو

011/0

393/2

028/0

067/0

سطح معناداری آمارة فیشر

000/0

آمارة دوربین – واتسون

945/1

ضریب تعیین تعدیل‌یافته

33/0

 

 

نتایج برآورد رگرسیون مقطعی سالانۀ ارائه‌شده در جدول (3) نشان می­دهد ضریب متغیر بیش­اطمینانی مدیریت برابر با 036/0 است. با توجه به اینکه سطح معناداری کمتر از 05/0 به دست آمده است، فرض صفر مبنی بر صفربودن این ضریب تأیید نمی­شود؛ به بیان دیگر، این ضریب در سطح خطای 5 درصد معنادار است و تأثیر متفاوتی از صفر در متغیر سررسید بدهی دارد که با توجه به علامت مثبت آن گفتنی است بین بیش­اطمینانی مدیریت و ساختار سررسید بدهی، ارتباط مثبت معناداری وجود دارد؛ بنابراین می­توان نتیجه گرفت مدیران بیش­اطمینان به بازار بدهی بلندمدت با هزینۀ بدهی بیشتر تمایلی ندارند. از طرفی  مدیران بیش­اطمینان به پذیرش بدهی­های کوتاه­مدت تمایل دارند؛ زیرا وجود بدهی کوتاه­مدت، ابزار قدرتمندی برای نظارت بر مدیریت است. از بین متغیرهای کنترلی بیان­شده، متغیرهای اقلام تعهدی اختیاری و بتا، تأثیر معناداری در سررسید بدهی ندارد.

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول (4) نتیجۀ آزمون فرضیة پژوهش با استفاده از معیار دوم بیش‌اطمینانی مدیریت (OverInv)

 

متغیرها

سطح معناداری

آمارة t

خطای استاندارد

ضریب بتا

بیش­اطمینانی مدیریت

002/0

174/3

023/0

073/0

اقلام تعهدی اختیاری

119/0

413/0-

761/0

315/-

نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام

003/0

928/3

055/0

216/0

اهرم مالی

024/0

414/1

503/0

713/0

اندازة شرکت

015/0

211/2-

241/0

533/0-

بتا

212/0

706/0

443/1

019/1

نرخ بازده دارایی­ها

005/0

237/3-

080/0

259/0-

مقدار ثابت الگو

028/0

340/1

053/0

071/0

سطح معناداری آمارة فیشر

000/0

آمارة دوربین - واتسون

015/2

ضریب تعیین تعدیل‌یافته

31/0
             

 

 

نتایج برآورد الگوی رگرسیونی پژوهش با استفاده از معیار دوم بیش­اطمینانی مدیریت (OverInv) در جدول (4) نشان داده شده است. با توجه به اینکه سطح معناداری متغیر بیش­اطمینانی مدیریت (002/0) کمتر از 05/0 به دست آمده است، فرض صفر مبنی بر صفربودن این ضریب تأیید نمی­شود؛ به بیان دیگر، این ضریب در سطح خطای 5 درصد معنادار است و تأثیر متفاوتی با صفر در متغیر سررسید بدهی دارد که با توجه به علامت مثبت آن گفتنی است بین بیش­اطمینانی مدیریت و ساختار سررسید بدهی، ارتباط مثبت معناداری وجود دارد؛ بنابراین می­توان نتیجه گرفت مدیران بیش­اطمینان به پذیرش بدهی­های کوتاه­مدت تمایل دارند؛ زیرا وجود بدهی کوتاه­مدت، ابزار قدرتمندی برای نظارت بر مدیریت است؛ از این‌رو، فرضیة نخست پژوهش با استفاده از شاخص دوم بیش­اطمینانی (OverInv) نیز تأیید می­شود. علاوه بر این، یافته­ها نشان می‌دهد رابطۀ اهرم مالی، اندازۀ شرکت، نرخ بازده دارایی­ها و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام با تصمیم‌های تأمین مالی معنادار است. ضریب تعیین تعدیل‌شدۀ الگوی دوم نشان می­دهد حدود 31 درصد از تغییرات متغیر وابسته با متغیرهای مستقل و کنترلی تبیین می­شود. آمارۀ دوربین – واتسون به میزان 015/2 نشان می­دهد خطاها یا تفاوت بین مقادیر واقعی و پیش­بینی‌شده با الگوی رگرسیونی، از یکدیگر مستقل هستند. احتمال آمارۀ F برای الگوها در هر دو الگو نیز نشان‌دهندۀ تأیید الگوها به‌طور کلی در سطح معناداری 95 درصد است.

 

نتیجه­گیری و پیشنهادها

مدیران بیش­اطمینان احتمال و تأثیر رویدادهای مطلوب را در جریان­های نقدی شرکت بیش از واقع تخمین می­زنند و احتمال و تأثیر رویدادهای منفی را کمتر از واقع ارزیابی می­کنند. مدیران بیش­اطمینان به‌دلیل اعتماد به نفس کاذب، بازده‌های آتی پروژه­های واحد تجاری را بیشتر برآورد می­کنند؛ از این‌رو، ممکن است احتمال و بزرگی شوک­های مثبت جریان­های نقدی آتی حاصل از این پروژه­ها را بیشتر برآورد کنند و درمقابل، برآورد کمتری از شوک­های منفی داشته باشند. آنها معتقدند واحد تجاری تحت مدیریتشان در بازار سرمایه کمتر از واقع ارزش­گذاری شده است؛ از این‌رو، در مواردی که واحد تجاری به تأمین مالی نیاز داشته باشد، تأمین مالی با انتشار اوراق بدهی را به انتشار سهام ترجیح می­دهند و  با انتخاب بدهی با سررسید کوتاه­تر، ثروت سهامداران را می‌توانند افزایش دهند [23][24]. مدیران بیش­اطمینان نیز معتقدند ارزش­گذاری اشتباه برای بدهی بلندمدت نسبت به بدهی کوتاه­مدت شدیدتر است؛ از این‌رو، مدیران بیش­اطمینان معتقدند با استفاده از بدهی کوتاه­مدت (برای به‌حداقل‌رساندن تأثیر ارزش­گذاری اشتباه) به همراه هزینه­های کمتر در هنگام رسیدن خبر خوب در آینده، منابع مالی جدید را می‌توانند تأمین کنند [24].

یکی از مهم‌ترین عوامل تعیین‌کنندۀ ساختار سررسید بدهی بررسی شد. بدین‌منظور، نمونه­ای متشکل از 91 شرکت پذیرفته‌شده در بورس اوراق بهادار تهران برای دورۀ زمانی 1386 تا 1393 آزموده شد. نتایج پژوهش نشان داد بیش­اطمینانی مدیریت، تأثیر مثبت معناداری در ساختار سررسید بدهی دارد؛ یعنی شرکت­های با مدیران بیش­اطمینان، با انتخاب درصدبیشتری از بدهی کوتاه­مدت، ساختار سررسید بدهی کوتاه­تری اتخاذ می­کنند و ریسک نقدشوندگی مربوط به این سیاست تأمین مالی، آنان را از این رفتار باز نمی­دارد. علاوه بر این، یافته­ها نشان داد رابطۀ اهرم مالی، اندازۀ شرکت، نرخ بازده دارایی­ها و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام با تصمیم‌های تأمین مالی، معنادار است. نتایج این پژوهش دربارۀ رابطۀ بیش­اطمینانی مدیریت و ساختار سررسید بدهی با نتایج پژوهش هوانگ و همکاران [23] مطابقت دارد. نتایج پژوهش حاضر دربارۀ ارتباط بین ریسک سیستماتیک (بتا) و ساختار سررسید بدهی با نتایج پژوهش هوانگ و همکاران [23] مطابقت ندارد. نتایج این پژوهش با نتایج پژوهش حاجیها و اخلاقی [18] دربارۀ رابطۀ اهرم مالی و اندازۀ شرکت با ساختار سررسید بدهی تطابق ندارد.

با توجه به نتایج حاصل و مرور مبانی پژوهش، پیشنهادهای زیر ارائه می­شود: یکی از پیامدهای ضمنی بیش­اطمینانی، نبود آینده­نگری واقعی است؛ بنابراین لازم است مدیران و تصمیم­گیرندگان، خود را در برابر بیش­اطمینانی محافظت و مشاوران مالی در این زمینه به آنها کمک کنند. مدیران و سرمایه­گذاران بیش­اطمینان در‌نتیجۀ این باور که آنها اطلاعات ویژه­ای در اختیار دارند، معاملات پرحجمی را نیز انجام می­دهند. مطالعات تجربی نشان می­دهد انجام معاملات زیاد، غالباً به بازده ضعیف در بلندمدت منجر می­شود. در این حالت، بهترین توصیه این است که از آنان بخواهیم سوابق تاریخی معاملات خود را مرور و بازده خود را محاسبه کنند. به حسابرسان توصیه می­شود در برنامه­ریزی حسابرسی خود، بیش­اطمینانی مدیریت را به‌عنوان یکی از مهم‌ترین ویژگی­های شخصیتی مدیران مدّنظر قراردهند تا از این طریق نیز اقدامات خود را برای کاهش ریسک نبود­کشف کامل کنند.

برای تکمیل این پژوهش و انجام پژوهش­های بیشتر در حوزه­های مرتبط با این پژوهش، بررسی ارتباط بین کیفیت کنترل­های داخلی و بیش­اطمینانی مدیریت، بررسی تأثیر بیش­اطمینانی مدیریت در مدیریت سود، بررسی تأثیر بیش­اطمینانی مدیریت در کیفیت سود و به‌طور کلی، کیفیت گزارشگری مالی پیشنهاد می­شود.

برخی از مهم­ترین محدودیت­های پژوهش حاضر عبارتند از: نداشتن سابقۀ زیاد شرکت­های فعال در بورس اوراق بهادار تهران به محدودیت شرکت­های مدّنظر منجر شد. نبود داده­های لازم و در خور اتکا برای محاسبۀ متغیرهای پژوهش دربارۀ برخی از شرکت­ها موجب بررسی‌نشدن آنها شد که این امر در قابلیت تعمیم نتایج به جامعۀ آماری تأثیر می­گذارد. تعدیلات سنواتی و برخی از بندهای شرط مندرج در گزارش‎های حسابرسی ازجمله عوامل مؤثر در اندازه‎گیری سود است؛ اما به‌دلیل دسترسی‌نداشتن به اطلاعات لازم، تعدیل بابت این اقلام دشوار بود؛ بنابراین، این موارد، نتایج پژوهش را تحت تأثیر قرار می‌دهد. از آنجایی که متغیر بیش­اطمینانی مدیریت به ویژگی­های شخصیتی افراد بستگی دارد، لازم است دورة زمانی مدّنظر در حد امکان کوتاه باشد. در این صورت، جابه­جایی اعضای هیأت ­مدیره و مدیران سازمان، نتایج بهتر و در خور اتکاتری به دست می­دهد. یکی از مشکلات دورة زمانی کوتاه­تر، کاهش تعداد مشاهدات (سال - شرکت) است. این پژوهش متأثر از برخی عوامل کلان نظیر نرخ تورم، نرخ سود تسهیلات دریافتی و نرخ ارز است که فرض شده است اثر آنها برای همۀ شرکت­ها و مشاهدات یکسان است؛ در حالی که ممکن است چنین نباشد؛ بنابراین عواملی از این قبیل ممکن است نتایج پژوهش حاضر را تحت تأثیر قرار دهد.


[1]. منظور از ساختار بدهی در مبانی مالی ساختار زمانی سررسید بدهی­ها است. براساس سررسید، بدهی­ها در ساختار مالی شرکت به دو گروه بدهی­های بلندمدت (با سررسید بیشتر از یک سال) و بدهی­های کوتاه­مدت (با سررسید کمتر از یک سال) تقسیم می­شود. میزانی از این دو گروه که شرکت در ساختار مالی خود می­گنجاند، ساختار سررسید بدهی نامیده می­شود [42].

[2]. فرض «عقلایی بودن» تصمیم­گیرندگان و سرمایه­گذاران به‌عنوان الگوی ساده­ای از رفتار انسان، یکی از پایه­های اصلی دانش مالی کلاسیک است و تقریباً تمامی نظریه­های مالی کلاسیک مثل نظریۀ سرمایه­گذاری، بازار کارای سرمایه، الگوی قیمت­گذاری دارایی­های سرمایه­ای (CAPM) و نظریۀ نمایندگی (Agency Theory) متأثر از این فرض است. از نظر دانش مالی رفتاری، این فرض به‌دلیل واقعی‌نبودن آن، رفتار تصمیم‌گیرندگان و سرمایه­گذاران را نمی‌تواند توضیح دهد [6].

[3]. Overconfidence

[4]. Agency Cost

[5]. Leverage

[6]. Maturity Matching

[7]. Taxes

[8]. Signaling

[9]. Stock Options

[10]. Net Purchases of the Firm’s Shares by the CEO

[11]. Firms’ Investment Decisions

[12]. OverInvestment

[13]. Discretionary Accruals

[14]. Market to Book Ratio

[15]. Jark-Bera

References

[1] Abor, J. (2007). Agency theories determinants of debt levels: Evidence from Ghana. Review of Accounting and Finance. 7(2): 183-192.
[2] Ahmed, A. S., & Duellman, S. (2013). Managerial overconfidence and accounting conservatism. Journal of Accounting Research. 51(1): 1-30.
[3] Alcock, J., Finn F. C., & Kelvin J. T. (2010). The determinants of debt maturity in Australian firms, Accounting & Finance, Forthcoming, available at: http://ssrn.com/abstract=1728565.
[4] Ben-David, I. Graham, J., & Harvey, C. (2010). Managerial miscalibration. National Bureau of Economic Research. Working Paper Series No. 16215. Available in: http://www.nber.org/papers/w16215.
[5] Bertrand, M., & Schoar, A. (2003). Managing with style: The effect of managers on firm policies. Quarterly Journal of Economics. 118(4): 301–330.
[6] Blue, G., & Hasani Alghar, M. (2015). Examining managerial overconfidence effect on earnings smoothing in companies listed in Tehran Stock Exchange, Journal of Accounting Knowledge. 6(21): 33-56 [in Persian].
[7] Campbell, T. C., Gallmeyer, M., Johnson, S. A., Rutherford, J., & Stanley, B. W. (2011). CEO optimism and forced turnover. Journal of Financial Economics, 101(3): 695-712.
[8] Chavoshi, K., Rastegar, M., & Mirzaee, M. (2015). Examination of the relation between managerial overconfidence and financing policies in Tehran stock exchange. Financial Knowledge of Securities Analysis. 8(25): 1-136 (in Persian).
[9] Chen, S., Lai, S., Liu, C., & McVay, S. (2014). Overconfident managers and internal controls. Working paper. National Taiwan University and University of Washington, Available at SSRN: https://ssrn.com/abstract=2510137 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2510137
[10] Chen, I. Ju., & Lin, S. (2012). Will managerial optimism affect the investment efficiency of a firm? 2nd Annual International Conference on Accounting and Finance (AF 2012). Procedia Economics and Finance. 2:73 – 80.
[11] Duellman, S., Hurwitz, H., & Sun, Y. (2015). Managerial overconfidence and audit fees. Journal of Contemporary Accounting & Economics. 11(2): 148-165.
[12] Fallahshams, M., Ghalibaf Asl, H., & Nobakht Saraei, S. (2010). The impact of experience on risktaking, overconfidence and herding of investment companies’ managers. Journal of Securities Exchange, 12: 25-42 (in Persian).
[13] Fan, JP.H. Titman, S., & Twite, G. (2010). An international comparison of capital structure and debt maturity choices. NBER working paper series, Working Paper 16445, available at: http://www.nber.org/papers/w16445,National Bureau of Economic Research.
[14] Gomariz, M, C., & Ballesta, J, P. (2013). Financial reporting quality, debt maturity and investment efficiency. Journal of Banking and Finance, 40: 494-506.
[15] Greene, W. (2011). Econometric Analysis. Seventh ED. United states of America: Prentice-hall publication.
[16] Gujarati, D. N., & Porter, D. C. (2009). Basic Econometrics. McGraw-Hill International student edition.
[17] Hackbarth, D. (2008). Managerial traits and capital structure decisions. Journal of Financial and Quantitative Analysis. 43 (4): 843–882.
[18] Hajiha, Z., & Akhlaghi, H. (2013). The Investigation of the board characteristics' effect on firm debt maturity structure. Management Accounting. 17(2): 59-74 [in Persian].
[19] Hashemi, S. A., Samadi, S., & Hadian, R. (2014). The effect of financial reporting quality and maturity of debt on investment efficiency. Empirical Studies in Financial Accounting Quarterly. 11: 117-143. (in Persian).
[20] Hay, D. C., Knechel, W. R., & Wong, N. (2006). Audit fees: a meta-analysis of the effect of supply and demand attributes. Contemporary Accounting Research. 23 (1), 141-191.
[21] Heaton, J. (2002). Managerial optimism and corporate finance. Financial Management. 31(2): 33– 45.
[22] Hsieh, T., Bedard, J. C., & Johnstone, K. M. (2014). CEO overconfidence and earnings management during shifting regulatory regimes. Journal of Business Finance & Accounting. 41(9)(10): 1243-1268.
[23] Huang, R., Tan, K., & Faff, R. W. (2016). CEO overconfidence and corporate debt maturity. Journal of Corporate Finance. (36): 93-110.
[24] Ishikawa, H., & Takahashi, K. (2010). Overconfident managers and external financing choice. Review of behavioral finance. 2(1): 37–58.
[25] Kim, J. B., Wang, Z., & Zhang, L. (2014). CEO overconfidence and stock price crash risk. Working Paper, Availble: Http://www.ssrn.com.
[26] Kirch, G., & Terra, P.R. (2012). Determinants of corporate debt maturity in South America: Do institutional quality and financial development matter? Journal of Corporate Finance. 18(4): 980-993.
[27] Korner, P. (2007). The determinants of corporate debt maturity structure: evidence from czech firms, finance an úver - Czech Journal of Economics and Finance. 57(3-4): 142-158.
[28] Libby, R., & Rennekamp, K. (2012). Self-serving attribution bias, overconfidence, and the issuance of management forecasts. Journal of Accounting Research. 50(1): 197-231.
[29] Lin, Y. H., Hu, S. Y., & Chen, M. S. (2005). Managerial optimism and corporate investment: Some empirical evidence from Taiwan. Pacific-Basin Finance Journal. 13(5): 523-546.
[30] Madan, K. (2007). An analysis of the debt-equity structure of leading hotel chains in India. International Journal of Contemporary Hospitality Management. 19(5): 397-414.
[31] Malmendier, U. & Tate, G. (2005). CEO overconfidence and corporate investment. European Financial Management. 11(5): 649-659.
[32] Malmendier, U. Tate, G., & Yan, J. (2011). Overconfidence and early-life experiences: The effect of managerial traits on corporate financial policies. The Journal of Finance, 66(5): 1687-1733.
[33] Mashayekh, S., & Behzadpur, S. (2015). The effect of managers' overconfidence on dividend policy in the firms listed in Tehran Stock Exchange, The Iranian Accounting and Auditing Review. 21(4): 485-504. ( in Persian).
[34] Moradi, J., Ahmadi, G. (2011). Determinates of corporation investment behavior in the imperfect capital markets, Financial Accounting Researches. 3(2): 125-136. (in Persian).
[35] Muradoglu, Y. G., Onay, C., & Phylaktis, K. (2011). Capital structure and debt maturity in Europe. Online Available at SSRN: http: //ssrn.com (accessed 7 December 2012).
[36] Ortiz, M. H., & Penas, M. F. (2008). Lending to small businesses: The role of the loan maturity in addressing information problems. Small Business Economics. 30(4): 361-383.
[37] Pompian, Michel M. (2006). Behavioral Finance and Wealth Management, Translated by: Ahmad Badri. Kayhan Publishing.
[38] Presley, T. J., & Abbott, L. J. (2013). CEO overconfidence and the incidence of financial restatement. Advances in Accounting. 29 (1): 74-84.
[39] Rahimian, N., Tavakolnia, E., & Karamlou, M. (2013). Adjusted auditor's opinion and debt maturity structure. The Financial Accounting and Auditing Researches. 20(5): 157-180. (in Persian).
[40] Scherand, C. M., & Zechman, S. L. (2012). Executive overconfidence and the slippery slope to financial misreporting. Journal of Accounting and Economics. 53:311–29.
[41] Stephan, A., Talavera, O., & Tsapin, A. (2011). Corporate debt maturity choice in emerging financial markets, The Quartly Review of Economics and Finance, 51: 141-151.
[42] Terra, P. R.  S. (2010). Determinants of corporate debt maturity in Latin America. European Business Review. 23(1): 45-70.

Files

Share

How to cite

Statistics