Document Type : Research Paper
Authors
Ferdousi University of Mashhad, Mashhad, Iran
Abstract
Keywords
مقدمه
مطالعات ساختار سرمایه که بایون[1] (2008) انجام داد، تأثیر کسری و مازاد مالی را در سرعت تعدیل در مقایسه با نسبت بدهی هدف بررسی میکند؛ در حالی که مطالعۀ کایو و کیمورا[2] (2011) بررسی میکند آیا ویژگیهای صنعت بهطور مستقیم، در اهرم مالی اثر دارد یا خیر؟ این مطالعه، مبانی نظری پژوهش را با استفاده از الگوی بایون (2008) برای بررسی آثار متقابل کسری و مازادهای مالی و سرعت تعدیل ساختار سرمایه به تفکیک ویژگیهای صنعت (شامل تمرکز[3]، شکوفایی[4] و پویایی[5] صنعت) که کایو و کیمورا شناسایی کردند، بسط میدهد.
بایون (2008) بیان میکند عدم توازن در تأمین مالی در قالب کسریها و مازادهای مالی[6]، احتمالاً در سرعت تعدیل ساختار سرمایه اثر میگذارد. انتظار میرود شرکتهای با کسری تأمین مالی و بدهی کمتر از هدف[7] و نیز شرکتهای با مازاد تأمین مالی و نسبت بدهی بیشتر از هدف[8]، در مقایسه با سایر شرکتها، با سرعت بیشتری ساختار سرمایۀ خود را تعدیل کنند.کایو و کیمورا (2011) بررسی کردند که آیا ویژگیهای صنعت در اهرم مالی تأثیر دارد؟ آنها روابط متقابل تمرکز صنعت، شکوفایی و پویایی صنعت را با اهرم مالی مطالعه کردند. آنها استدلال سیمرلی و لی[9] (2000) دربارۀ تأثیر عوامل خارجی در استراتژی شرکت و بنابراین احتمال مؤثربودن ویژگیهای صنعت را در ساختار سرمایه مدّنظر قرار دادند. با توجه به این موضوع، میتوان انتظار داشت ویژگیهای صنعت در سرعت تعدیلهای ساختار سرمایه نیز مؤثر باشد؛ بنابراین در این پژوهش، علاوه بر بررسی تأثیر کسری و مازاد تأمین مالی، ارتباط ویژگیهای صنعت شامل تمرکز، شکوفایی و پویایی با یک الگوی تعدیل بدهی هدف بررسی میشود ]50[. تعدادی از مطالعات انجامشده بیان میکند که الگوهای بده - بستان و سلسلهمراتبی ساختار سرمایه بیشتر از اینکه منحصراً متضاد هم باشند، مکمل یکدیگرند] 17،2[؛ با وجود این، تعدیل به سمت نسبت بدهی هدف نشان میدهد شرکتها دربارۀ هزینهها و منافع بدهی مصالحه (بده -بستان) [10] میکنند؛ بهعنوان مثال، واس و نایموری[11] (1997) نشان دادند شرکتهای نیوزلندی در انتخاب منابع تأمین مالی از چارچوب سلسلهمراتبی[12] پیروی میکنند. همچنین مطالعات نشان میدهد شرکتها، نسبت بدهی هدف دارند و چنانچه از این نسبت عدول کنند، به سمت آن برگشت خواهند کرد. در این مطالعه، سرعت تعدیل ساختار سرمایۀ شرکتهای ایرانی به سمت نسبت بدهی هدف و تغییر سرعت تعدیل با توجه به وضعیت مالی (کسری ومازاد تأمین مالی) و ویژگیهای صنعت شرکت بررسی میشود. برای تشریح این موضوع، بینشهای اصلی نظریۀ سلسلهمراتبی باید با مشاهدههای عدمتوازن در جریانهای نقدی (کسری/مازاد تأمین مالی) ترکیب شود که احتمالاً سبب تعدیل در ساختار سرمایه میشود؛ بنابراین انتظار میرود وضعیت مالی[13] شرکت در سرعت تعدیل ساختار سرمایه مؤثر باشد؛ بهگونهای که شرکتهای با کسری و مازاد بیشتر از نسبت بدهی هدف، تمایل بیشتری به تعدیل ساختار سرمایه داشته باشند.
همچنین انتظار میرود شرکتها در صنایع کمتر تمرکزیافته، قدرت کمتری در بازار داشته باشند؛ بنابراین انگیزۀ بیشتری برای تعدیل به سمت نسبت بدهی هدف داشته باشند. معیار استفادهشده در اندازهگیری تمرکز صنعت در این مطالعه، شاخص هرفیندال[14] است که سهم بازار یک شرکت را در صنعت محاسبه میکند. شکوفایی صنعت، ظرفیت محیط را برای پشتیبانی از رشد پایدار اندازهگیری میکند. پیشبینی میشود شرکتهای با بدهی بیشتر از هدف در صنایع شکوفاتر و با دسترسی بیشتر به منابع، اهرم مالی خود را کاهش دهند و بهسرعت به سمت نسبت بدهی هدف حرکت کنند تا همزمان با جلوگیری از افزایش هزینه سرمایه، ظرفیت تأمین مالی را برای نیازهای آتی حفظ کنند. پویایی صنعت، میزان نوسانها را در محیط فعالیت هر صنعت اندازهگیری میکند. انتظار میرود شرکتهای فعال در صنایع پویاتر با نسبت بدهی بیشتر از هدف، بهدلیل وجود ثبات کمتر در این صنایع، بهسرعت با کاهش نسبت بدهی یا افزایش سرمایه، به سمت اهرم مالی هدف حرکت کنند تا احتمال وقوع بحران مالی را کاهش دهند ]50[.
با توجه به پژوهشهای اشارهشده، پژوهش حاضر از این لحاظ نوآوری دارد که با درنظرگرفتن متغیرهای مؤثر در هزینههای تعدیل ساختار سرمایه (شامل سودآوی، فرصتهای رشد، اندازۀ شرکت و مشهودبودن داراییها) در فرضیههای جداگانه، اثر کسری و مازاد تأمین مالی (فرضیۀ اول) و نیز تأثیر ویژگیهای صنعت (تمرکز، شکوفایی و پویایی صنعت) را در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه بررسی میکند (فرضیۀ دوم تا چهارم). یافتههای پژوهش نشان میدهد شرکتها در صنایع با تمرکز، شکوفایی و پویایی بیشتر در ایران، به تعدیل نسبت بدهی خود به سمت بالا تمایل دارند. همچنین شرکتها در صنایعی با شکوفایی زیاد و نسبت بدهی کمتر از هدف و شرکتها با پویایی زیاد و نسبت بدهی کمتر از هدف، به سمت کاهش نسبت بدهی در ساختار سرمایه پیش میروند. درادامه، پس از ارائۀ پیشینۀ پژوهش و بسط فرضیهها، متغیرهای استفادهشده و روشهای آزمون فرضیهها و تعیین جامعۀ آماری (نحوۀ گردآوری دادهها) معرفی و درپایان، نتایج بهدستآمده از آزمون فرضیهها و یافتههای پژوهش ارائه میشود.
مبانی نظری
تأمین مالی شرکتها، یکی از چالشبرانگیزترین مباحث در حوزۀ بازار سرمایه است. ساختارسرمایه یکی از مهمترین پارامترهای مؤثر بر ارزش شرکتوجهتگیری آندربازارسرمای هاست. شرکتها باتوجه به منابع تأمین مالی، بازده و ریسک متفاوتی در عرصه بازارسرمایه دارند؛ بنابراین تصمیمهای مربوط به ساختار سرمایه، نقش مؤثری در کارآیی و اعتبار شرکتها نزد مؤسسات تأمین سرمایه خواهد داشت؛ لذا تصمیمگیری دربارۀ ساختار سرمایه یکی از پیچیدهترین موضوعات پیش روی مدیران مالی شرکتها است. مودیلیانی و میلیر[15] (1958) نشان دادند در بازارهای کارا، ساختار سرمایه نباید هیچ تأثیری در ارزش شرکت داشته باشد. اگرچه نقایص بازار سرمایه مانند مالیات و مخارج ورشکستگی نشان میدهد انتخاب ساختار سرمایه در ارزش شرکت تأثیر دارد، شرکتها دربارۀ منافع و هزینههای بدهی بده - بستان میکنند و یک نسبت بدهی - سرمایه هدف خواهند داشت.
شواهد در پیمایشی از شرکتهای امریکایی نشان داد 71 درصد مدیران مالی، دامنهای از نسبت بدهی - سرمایه در نظر دارند و بیشتر از ده درصد آنها نسبت بدهی مشخص دارند که این امر با نظریۀ بده - بستان (توازن) ساختار سرمایه مطابقت دارد ]23[.
به اعتقاد مایرز[16] (1984) شرکتهایی که از الگوی نظریۀ توازن استفاده میکنند، نسبتی برای بدهی هدف تعیین میکنند و جهت حرکت شرکت به سوی آن تنظیم میشود. براساس نظریۀ مذکور، پژوهشهای متعدد، شواهدی را نشان داد که شرکتها به سمت ساختار سرمایه هدف خود در حرکتند؛ اگرچه سرعت تعدیل در پژوهشهای مختلف بهصورت متفاوتی گزارش شده است؛ بهطور مثال، فاما و فرنچ (2002) دریافتند شرکتها با سرعتی معادل سالانه 7 تا 17 درصد به سمت نسبت بدهی هدف حرکت میکنند. هواکیمیان و لی[17] (2011) سرعت تعدیل را بین 5 تا 8 درصد برآورد میکنند؛ در حالی که فلانری و رنگان[18] (2006) نشان دادند نرخ تعدیل سالانه 34 درصد است. سرعت بیشتر تعدیل در مطالعات قبلی جلیلوند و هریس[19] (1984) نیز گزارش شده بود. سایر مطالعات مانند لمون[20] و همکاران (2008) و هانگ و ریتر[21] (2009) نیز سرعت تعدیل را در دامنههای مشابه گزارش کردند. بهطور کلی، شرکتها تنها زمانی ساختار سرمایۀ خود را تعدیل میکنند که مزایای انجام این کار بیشتر از هزینههای آن باشد ]18[.
تعداد زیادی از پژوهشها میکوشند چگونگی حرکت شرکتها و سرعت حرکت آنها را به سمت اهرم مالی هدف بررسی کنند و اعتبار نظریۀ توازن را بیازمایند ]44،10[. دانگ[22] و همکاران (2011) در بررسی شرکتهای انگلیسی دریافتند شرکتهای با عدم تعادل مالی زیاد، سرمایهگذاری بزرگ و نوسان درآمد کم، سریعتر به سمت ساختار سرمایه هدف حرکت میکنند. همچنین دریافتند شرکتهای با فرصتهای رشد بیشتر و سودآوری بیشتر و اندازۀ کوچکتر، سرعت تعدیل بیشتری دارند. مطالعات اخیر، تأثیر عوامل معینی را در سرعت تعدیل به سمت نسبت بدهی هدف بررسی کرده است. دروبتز و ونزنراید[23] (2006) و کوک و تانگ[24] (2010) دریافتند شرکتهایی که از نسبت بدهی هدف خود فاصلۀ بیشتر و فرصتهای رشد بیشتری دارند، سرعت تعدیل بیشتری خواهند داشت. سرعت تعدیل در طول رونق اقتصادی و هنگام بیشتربودن نوسان نرخ بهره، بیشتر خواهد بود.
بایون (2008) بیان کرد شرکتها اغلب با کسری/ مازاد تأمین مالی مواجه میشوند و این شرایط، زمان مناسبی را برای آنان برای تعدیل ساختار سرمایه با هزینۀ کمتر فراهم میکند؛ بنابراین تعدیل به سمت بدهی هدف، زمانی که شرکتها، انحرافهای مثبت و منفی نسبت بدهی خود را از بدهی هدف بهطور متفاوتی وزندهی میکنند، میتواند نامتوازن باشد. نیازهای مالی شرکتها، شاخص مهمی در سرعت تعدیل است. وی پیش بینی میکند شرکتهای دچار کسری مالی که نسبت بدهی کمتر از هدف دارند، در مقایسه با شرکتهای با بدهی بیشتر از هدف، با سرعت بیشتری به سمت بدهی هدف حرکت میکنند. اولویت حفاظت از ظرفیت بدهی برای نیازهای تأمین مالی آتی سبب خواهد شد تعدیل هنگامی که نسبت بدهی کمتر از بدهی هدف است، نسبت به زمانی که نسبت بدهی بیشتر از بدهی هدف است، با سرعت کمتری انجام شود. همچنین دربارۀ شرکتهای با مازاد مالی و نسبت بدهی بیشتر از هدف، وی پیش بینی کرد حرکت به سمت بدهی هدف سریعتر از شرکتهای با نسبت بدهی کمتر از هدف است. مطابق این پیشبینیها، وی نشان داد شرکتهای با مازاد مالی و نسبت بدهی بیشتر از هدف، با نرخ تقریبی سالانه 33 درصد و شرکتهای با کسری مالی و نسبت بدهی کمتر از هدف با نرخ تقریبی سالانه 20 درصد، نسبتهای بدهی خود را تعدیل میکنند.
شرکتها هنگامی که با کسری تأمین مالی و بدهی کمتر از هدف یا با مازاد تأمین مالی و بدهی بیشتر از هدف روبهرو هستند، احتمالاً تعدیلهای سریعتری در ساختار سرمایه انجام میدهند، در مقایسه با زمانی که با مازاد تأمین مالی و بدهی کمتر از هدف یا با کسری تأمین مالی و بدهی بیشتر از هدف مواجه هستند. نتایج بایون نشان داد بیشترین سرعت تعدیلها به سمت بدهی هدف هنگامی انجام میشود که بدهی بیشتر از هدف و مازاد تأمین مالی وجود دارد؛ بنابراین به نظر میرسد شرکتها با هزینههای تعدیل کمتری در هنگام کاهش بدهی از سطوح بالاتر از هدف در مقایسه با انتشار افزایش اوراق بدهی مواجه هستند؛ به عبارت دیگر، هزینۀ نگهداری بدهی بیشتر از هدف ممکن است بسیار بیشتر از نگهداری بدهی کمتر از هدف باشد؛ بنابراین توجه به کسری و مازاد تأمین مالی کمک میکند تغییر در بدهی پیشبینی شود. اهمیت این موضوع در این است که ارتباط تغییر در بدهی و کسری و مازاد تأمین مالی، اغلب مبنا و اساسی برای آزمون نظریۀ سلسلهمراتبی است ]15،21،38 و51.[
برخلاف این موضوع، سرعت تعدیل برای شرکتهای با کسری مالی و نسبت بدهی بیشتر از هدف یا با مازاد مالی و نسبت بدهی کمتر از هدف، سالانه حدود 5 درصد یا کمتر است که بهطور در خور توجهی کمتر است. شرکتهای دچار کسری مالی در مقایسه با شرکتهای با مازاد مالی، سریعتر به سمت ساختار سرمایه هدف حرکت میکنند. توضیح آنکه، شرکتهای با کسری مالی، انگیزۀ بیشتری دارند تا برای پوشش فاصلۀ تأمین مالی خود، تأمین مالی جدید با انتشار اوراق بدهی یا سرمایه انجام دهند و انتشار این اوراق جدید، فرصت بیشتری را برای حرکت سریعتر به سمت نسبت هدف فراهم میآورد [9]؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش حاضر بهشرح ذیل تعریف میشود:
- فرضیۀ اول: کسری و مازاد تأمین مالی در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه تأثیر دارد.
پژوهشهای پیشین، نشان میدهد انتخاب الگوی اقتصادسنجی در تعیین میزان و چگونگی سرعت شرکتها در تعدیل به سمت نسبت بدهی هدف بسیار مهم است ]6.[ براساس پیشنهاد کوک و تانگ (2010) در تحلیل انجامشده در این مطالعه از هر دو روش دو مرحلهای و تعدیل جزئی یکپارچه استفاده میشود. همچنین مشابه فاما و فرنچ (2002) هر دو معیار دفتری و بازار برای اهرم مالی به کار میرود.
مطالعات دربارۀ ساختار سرمایه، اغلب از یک متغیر دومقداری برای کنترل اثر صنعت در نسبت بدهی استفاده میکنند. بدیهی است یکی از موضوعات مهم در استراتژی شرکت، در نظرداشتن تاثیر عوامل برون سازمانی است؛ بنابراین مشخصات محیطی بهصورت مشابهی، تمام شرکتهای فعال در یک صنعت خاص را تحت تأثیر قرار میدهد ]49[؛تعدادی از مطالعات، نظیر فاما و فرنچ (1980)، هاشالتر و همکاران (2006) و گرالان و مایکلی (2007)، ساختار بازار محصولات شرکتها را عامل مؤثری مطرح میکنند که فعالیتهای سرمایهگذاری، تأمین مالی، توزیع وجوه نقد و حاکمیت شرکتی آنها را تحت تأثیر خود قرار میدهد [36]؛ بنابراین، این انتظار منطقی است که مشخصات صنعت در ساختار سرمایه تأثیرگذار باشد. مطالعات پیشین نشان میدهد شرکتها در صنایع با تمرکز بیشتر (شاخص هرفیندال بالا) که غالباً سودآوری، اندازه و ریسک بیشتری دارند، سطوح بیشتری از نسبت بدهی را اختیار میکنند ]39[ و برعکس، شرکتها در صنایع کمتر متمرکز، نسبت بدهی کمتری دارند. براندر و لوئیس (1986) این ریسک بیشتر را به انگیزۀ صاحبان سرمایۀ چنین شرکتهایی برای اتّخاذ استراتژیهای پرخطرتر در زمان زیادبودن نسبت بدهی زیاد ارتباط میدهند. در شرایطی که صاحبان سرمایه، بازده کافی از سرمایهگذاری انجامشده دریافت نمیکنند؛ بهویژه در شرایط ورشکستگی و بحران مالی نیز وجود بدهی زیاد در کاهش مخارج سرمایهای مازاد میتواند مؤثر باشد [7]؛ بنابراین فرضیۀ دوم پژوهش حاضر عبارتست از:
- فرضیۀ دوم: تمرکز صنعت در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه تأثیر دارد.
شکوفایی صنعت، ظرفیت محیط را برای پشتیبانی از رشد پایدار نشان میدهد [11]. براساس مطالعۀ دس و برد، محیطهای با شکوفایی بیشتر، منابع فراوان، سطح کم رقابت و درنتیجه، سودآوری زیاد دارند؛ ولی چنانچه پیشبینیها را با توجه به تأثیر سودآوری شرکت در نسبت بدهی به سطح صنعت تعمیم دهیم، تعریف رابطهای غالب و معیّن بین شکوفایی صنعت و نسبت بدهی انجامشدنی نیست؛ زیرا دو جریان نظری با پیشبینیهای رقیب و متفاوت دربارۀ تأثیر سودآوری در نسبت بدهی وجود دارد. نظریۀ سلسلهمراتبی، رابطهای منفی بین سودآوری و نسبت بدهی شناسایی میکند؛ در حالی که نظریۀ بده - بستان، رابطۀ مثبت بین آن دو را نشان میدهد. در فرضیۀ سوم پژوهش حاضر، تأثیر شکوفایی صنعت در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه بررسی میشود:
- فرضیۀ سوم: شکوفایی صنعت در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه تأثیر دارد.
پویایی محیط، درجۀ ناپایداری یا تغییرات پیشبینیناشدنی را در یک صنعت خاص نشان میدهد ]11.[ نتایج مطالعۀ سیمرلی و لی (2000) نشان میدهد شرکتهای فعال در محیطهای پویاتر - یا کمتر پیشبینیشدنی - سطح نسبت بدهی کمتری دارند؛ بهویژه تأثیر متقابل پویایی و نسبت بدهی، رابطۀ منفی و معناداری را در بازده داراییهای شرکت نشان میدهد. مفهوم پویایی صنعت با مفهوم ریسک تجاری یک شرکت منفرد مرتبط است. ریسک تجاری، تغییرپذیری پیشبینیشدنی در درآمد آتی تعریف میشود ]20.[ پیشبینی میشود هرچه ریسک تجاری شرکت بیشتر باشد، سطح نسبت بدهی آن کمتر است؛ زیرا براساس مطالعۀ فری و جونز، تغییرپذیری سود، برآوردی از توانایی شرکت در ایفای تعهدات خود (مانند پرداخت هزینههای مالی مرتبط با بدهی) است. تغییرپذیری زیاد سود بهصورت بالقوه به بحران مالی شرکت میتواند منتج شود؛ بنابراین سطوح کمتر بدهی را برای شرکت جذابتر میکند. براساس مطالعۀ فری و جونز، شرکتهای فعال در یک صنعت خاص، تمایل دارند الگوهای ریسک تجاری مشابهی را نشان دهند؛ زیرا محصولات مشابهی تولید میکنند، بهای تمامشدۀ مواد و دستمزد آنها مشابه است و از فناوریهای مشابهی نیز بهرهمند هستند؛ بنابراین همانگونه که شرکتهای با ریسک بیشتر، نسبت بدهی کمتری را نشان میدهند، میتوان فرض کرد صنعت تشکیلشده از چنین شرکتهای ریسکی نیز میانگین نسبت بدهی کمتری داشته باشد. در فرضیۀ چهارم، تأثیر پویایی صنعت بهعنوان شاخصی از ریسک تجاری در سرعت تعدیلها در ساختار سرمایه بررسی میشود.
- فرضیۀ چهارم - پویایی صنعت در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه تأثیر دارد.
پژوهشهای انجامشده دربارۀ شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران تاکنون نشان داده است زمانیکه برای شرکت ساختار سرمایهی هدف تعریف میشود، انحرافهای ساختار سرمایۀ کنونی نسبت به ساختار هدف بهتدریج در طول زمان حذف میشود ]36.[ همچنین رابطۀ مثبت معناداری بین تغییرات بدهی بلندمدت و تعدیل لازم برای رسیدن به سطح بدهی بهینه وجود دارد ]13.[ در پژوهش دیگری، با استفاده از الگوی تعدیل جزئی ساختار سرمایه، سرعت تعدیل حدود 54 درصدی برای شرکتهای بورسی ایران برآورد شد ]43.[ همچنین مشخص شد در صنایع مدّنظر، ساختار سرمایه هدف وجود دارد و سرعت تعدیل ساختار سرمایه حدود 45 درصد است ]47.[ نتایج پژوهش گرجی (1391) دربارۀ سرعت تعدیل ساختار سرمایه، نشان داد شرکتهای بورسی ایران با سرعت زیادی به سمت نسبت بدهی هدف خود حرکت میکنند. اعتمادی و منتظری (1392) با استفاده از یک الگوی پویای ساختار سرمایه، سرعت تعدیل
12 درصدی را برای شرکتهای ایرانی برآورد کردند. نتایج مطالعۀ دیگری نشان داد شرکتهای مدّنظر آنها در هر سال، 18 درصد از شکاف بین اهرم واقعی و اهرم هدفشان را جبران میکنند ]46.[ به علاوه، شرکتها از ساختار سرمایة هدفشان انحراف دارند و ممکن است تنها زمانی برای تعدیل ساختار سرمایة خود اقدام کنند که مزایای این تعدیل بیشتر از هزینههای آن باشد ]27.[
پرسش اصلی پژوهش حاضر عبارتست از اینکه آیا وضعیت مالی شرکتها و ویژگیهای صنعت در تعدیل ساختار سرمایه تأثیر میگذارد؟
روش پژوهش
جامعۀ آماری، شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار از سال 1385 تا 1394 است. شرکتهایی که قیمت بازار و اطلاعات کامل حسابداری آنها در بازه پژوهش دسترس نبود، بانکها و مؤسسات اعتباری و سرمایهگذاری بهدلیل اینکه تصمیمهای آنها با توجه به ساختار سرمایه ممکن است ملاحظات خاصی را منعکس کند، شرکتهایی که سال مالی آنها منتهی به 29 اسفند نیست و یا در بازه پژوهش، سال مالی خود را تغییر داده بودند و معاملات سهام آنها در یکی از سالهای بازه پژوهش برای یکسال توقف داشت و شرکت - سالهایی که برای آنها ارزش دفتری داراییها و ارزش دفتری و بازار حقوق صاحبان سهام و/ یا سود قبل از کسر بهره و مالیات منفی بود، به این دلیل که بهکارگیری متغیرها با مقادیر غیرمثبت برای تخمین سایر متغیرها، تفسیر نتایج بهدستآمده را دشوارتر میکند ]5 [ از جامعۀ آماری کنار گذاشته شدند. جامعۀ مدّنظر درنهایت، شامل 94 شرکت و 1010 سال شرکت بود. براساس طبقهبندی بورس اوراق بهادار تهران، 12 صنعت در نمونه وجود دارد. تعداد سال شرکت برای هر صنعت در دادههای در دسترس بین دامنۀ 196 سال شرکت در صنعت مواد و محصولات دارویی و تعداد 32 سال شرکت در صنعت ماشینآلات و تجهیزات بود.
هدف این مطالعه، بررسی تأثیر وضعیت مالی شرکت و ویژگیهای صنعت در تعدیل ساختار سرمایه است. فرضیههای پژوهش براساس دادههای ترکیبی آزمون شد و در تحلیل آمـاری از نسخة نهم نرمافزار Eviews استفاده شـده اسـت. برای تعیـین الگوی مناسـب رگرسیونی، آزمونهای آماری لازم اجرا شد و ارائۀ نتایج هر یک از الگوها پس از بررسی برقراری پذیرههای زیربنایی الگو انجام شده است. در تجزیه و تحلیل این پژوهش، سرعت تعدیلها بدون درنظرگرفتن اثر ویژگیهای صنعت، کسریها و سیاستهای تأمین مالی برای کل نمونه محاسبه شد. بدینمنظور، مشابه مطالعۀ کوک و تانگ (2010)، از هر دو روش تعدیل دومرحلهای و تعدیل جزئی یکپارچه استفاده شد.
در الگوی تعدیل جزئی دومرحلهای[25] معادلۀ استفادهشده، منطبق با مطالعۀ فاما و فرنچ(2002) و کیهان و تیت من[26] (2007) است. ابتدا نسبت بدهی هدف بهعنوان تابعی از متغیرهای توضیحی تعریف میشود. مرحلۀ اول:
|
(1) |
= β Xit -1 |
که در آن برابر است با نسبت بدهی هدف شرکت i در زمان t و Xit برابر با شاخصهای بالقوۀ نسبت بدهی هدف شامل سودآوری، فرصتهای رشد، اندازه و مشهودبودن داراییها است. چنانچه هزینۀ تعدیل نسبت بدهی هدف صفر باشد، نسبت بدهی واقعی یک شرکت باید برابر با نسبت بدهی هدف باشد؛ یعنی . اگرچه در صورت وجود هزینههای تعدیل، تعدیلها بر نسبت هدف از زمانt-1 تا t کامل نخواهد بود، در مرحلۀ دوم الگو، سرعت تعدیلهای جزئی بهصورت زیر برآورد میشود. مرحلۀ دوم:
|
- ) = - )+ uit |
|
(2) |
که در آن نمایندۀ سرعت تعدیل در مقایسه با نسبت بدهی هدف از زمان t-1 تا زمان t است و نسبت بدهی هدف است و در مرحلۀ اول برآورد شده است. با جابهجایی عبارتها، الگوی زیر به دست میآید:
|
+ + uit |
|
(3) |
سرعت تعدیل با کسرکردن ضریب برآوردی از عدد یک به دست میآید. این الگو بیان میکند سرعت تعدیل برای تمام شرکتها برابر است. مطابق مطالعۀ هواکیمیان و لی (2011) در این مطالعه، نسبت بدهی هدف در معادله (3) با استفاده از رگرسیون تابلویی اثرات ثابت برآورد شد. همچنین الگوی تعدیل جزئی یکپارچه (یکمرحلهای)[27] سرعت تعدیل را در یکمرحله برآورد میکند. کیهان و تیت من (2007) بیان میکنند این رویکرد ممکن است خطاهای برآورد را کاهش دهد. مطابق مطالعۀ دروبتز و ونزنراید (2006) و فلانری و رنگان (2006) در این مطالعه با جایگذاری معادلۀ 1 در معادلۀ 3، الگوی زیر به دست میآید:
|
+ + uit |
|
|
(4) |
|
سرعت تعدیل با کسرکردن ضریب برآوردی از عدد یک به دست میآید. در این مطالعه، معادلۀ 4 با استفاده از روش تعمیمیافتۀ کمترین مربعات خطا [28] برآورد شد. متغیرهای پژوهش شامل معیارهای ساختار سرمایه و شاخصهای سرعت تعدیلها بهشرح زیر است.
معیارهای ساختار سرمایه شامل شاخص انتخابی برای اهرم مالی است و سایر متغیرهای انتخابشده بهعنوان شاخصهای بالقوۀ نسبت بدهی هدف معرفی میشوند که عبارتند از سودآوری، فرصتهای رشد، اندازۀ شرکت و مشهود بودن داراییها. علاوه بر این، آثار صنعت نیز مدّنظر قرار میگیرد. علت تمرکز بر این چهار عامل، دلایل راجان و زینگالس[29] (1995) است. ارتباط بین این متغیرها و اهرم مالی بهطور مکرر در پژوهشهای پیشین نشان داده شده است ]26.[ یکی از موضوعات مطرح در مبانی ساختار سرمایه، استفاده از اهرم مالی به ارزش دفتری یا بازار است. کوک و تانگ (2010) بیان کردند احتمال میرود اهرم مالی هدف برخی شرکتها براساس ارزشهای دفتری و برخی دیگر مبتنی بر ارزشهای بازار باشد؛ درنتیجه، هر دو معیار ارزش دفتری و ارزش بازار بدهی مدّنظر است. فاما و فرنچ (2002) دریافتند بیشتر پیشبینیهای نظریۀ بده - بستان و نظریۀ سلسلهمراتبی بر مبنای اهرم مالی دفتری انجام میشود. براساس اظهارات آنان، بهدلیل ابهام برخی از این پیشبینیها، نتایج خود را براساس ارزش بازار نیز ارائه کردند. در این مطالعه به پیروی از این پژوهشگران، هر دو معیار اهرم مالی مدّنظر قرار گرفت. شاخص انتخابی در این مطالعه برای اهرم مالی دفتری، ارزش دفتری بدهیهای کوتاهمدت و بلندمدت تقسیم بر ارزش دفتری داراییها است که در محاسبۀ آن، ارزش دفتری داراییها برابر با مجموع ارزش دفتری بدهیهای کوتاهمدت و بلندمدت و حقوق صاحبان سهام است. در محاسبۀ ارزش بازار اهرم مالی، ارزش بازار حقوق صاحبان سهام که از حاصلضرب تعداد سهام منتشرشده در قیمت بازار سهام شرکت در تاریخ ترازنامه محاسبه میشود، جایگزین ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام شد. الگوهای بده - بستان و سلسلهمراتبی ساختار سرمایه، پیشبینیهای متفاوتی دربارۀ روابط بین سودآوری و اهرم مالی انجام میدهند. دروبتز و ونزنراید (2006) بیان میکنند که الگوی سلسلهمراتبی نشان میدهد شرکتهای سودآورتر، از بدهی بیشتری استفاده خواهند کرد؛ بهعنوان مثال، هنگامیکه سودها بیشتر است، هزینههای ورشکستگی مدّنظر کاهش مییابد و شرکتها وضعیت بهتری برای استفاده از اهرم مالی بیشتر دارند. همچنین شرکتهای با سودهای بیشتر به احتمال بیشتر از پرداخت بهره بابت بدهی بهعنوان مزیتی برای کاهش مالیات استفاده میکنند. براساس الگوی سلسلهمراتبی ساختار سرمایه، سودآوری بیشتر باید به کاهش استفاده از بدهی منجر شود. مایرز (1984) بیان میکند شرکتهای نیازمند سرمایه ترجیح میدهند ابتدا از سود انباشته، سپس از بدهی جدید و درنهایت، صدور سهام جدید استفاده کنند. هنگامیکه سود افزایش مییابد، سود انباشتۀ بیشتری برای تأمین مالی در دسترس است؛ بنابراین شرکتها به استفادۀ بیشتر اهرم مالی نیازی ندارند. شاخص انتخابشده برای سودآوری، سود قبل از کسر بهره و مالیات (EBIT) تقسیم بر ارزش دفتری داراییهای شرکت است. پیشبینیهای نظری متفاوتی دربارۀ تأثیر فرصتهای رشد در اهرم مالی وجود دارد. براساس الگوی بده - بستان، جنسن و مکلینگ[30] (1976) و مایرز (1977) بحث میکنند که سهامداران شرکت ممکن است در پروژههای ریسکپذیر غیرضروری سرمایهگذاری کنند تا بازده شرکت را برای صاحبان اوراق بدهی کاهش دهند؛ اما درعمل، ممکن است این استراتژی برای شرکتهای با فرصت رشد که انتخابهای گستردهتری برای سرمایهگذاریهای آتی دارند، هزینهبر باشد؛ بنابراین، شرکتهای با فرصتهای رشد ممکن است از بدهی کمتری استفاده کنند تا تضاد بالقوه بین سهامداران و صاحبان اوراق بدهی و هزینههای مرتبط با آن را کاهش دهند. همچنین الگوی سلسلهمراتبی نشان میدهد شرکتهای با فرصتهای رشد بیشتر، ممکن است نیازهای تأمین مالی بیشتری از سود انباشته داشته باشند و بنابراین نیازمند اهرم مالی بیشتری باشند. شاخص انتخابشده برای فرصتهای رشد در داراییها عبارت است از درصد تغییر در ارزش دفتری داراییها از ســال t-1 تا سال t0. وارنر[31] (1997) و آنگ[32] و همکاران (1982) بیان میکنند هزینههای ورشکستگی مرتبط با تحمل بدهی، با بزرگترشدن شرکت کاهش مییابد؛ بنابراین، شرکتهای بزرگ، بدهی بیشتری تحمل میکنند. این دلایل با الگوی بده - بستان منطبق است. شاخص انتخابشده برای اندازۀ شرکت، لگاریتم طبیعی ارزش دفتری داراییهای شرکت است. اگرچه بسیاری از مطالعات داراییهای ثابت را شاخصی کلیدی از ساختار سرمایه میدانند ]45 و 52[، پیشبینیهای نظری متفاوتی برای جهت این رابطه وجود دارد. از نظر جنسن و مکلینگ (1976) و مایرز (1977) هنگامیکه شرکتها از داراییهای ثابت بیشتری استفاده میکنند، ارزش رهنی داراییها، اطمینان بیشتری برای اعتباردهندگان دربارۀ بازپرداخت وامها ایجاد میکند؛ بنابراین هزینۀ بدهی برای چنین شرکتهایی کاهش مییابد و از اهرم مالی بیشتری استفاده میکنند. این بحث با الگوی بده - بستان منطبق است. همچنین گراسمن و هارت[33] (1982) و تیت من و وسلز (1988) معتقدند دارندگان اوراق بدهی، بر شرکتهای با بدهی زیاد با دقت بیشتری نظارت میکنند و هزینههای نظارت در شرکتها با دارایی رهنی کمتر، بیشتر خواهد بود؛ درنتیجه، هنگامی که شرکتها، تأمین مالی بیشتر و داراییهای ثابت کمتر دارند، به احتمال زیاد، هزینههای نظارت، بیشتر و درنتیجه، منابع در دسترس برای پاداش مدیران کمتراست؛ بنابراین شرکتها با دارایی ثابت کمتر ممکن است استفاده از اهرم مالی بیشتری را انتخاب کنند تا پاداش را کاهش دهند. شاخص انتخابشده برای مشهودبودن داراییهای ثابت مشهود تقسیم بر ارزش دفتری کل داراییهای شرکت است. شوالتر[34] (1999) بیان میکند ویژگیهای مشاهدهناشدنی خاص یک صنعت ممکن است بر سطح بدهی در آن صنعت تأثیر بگذارد؛ بنابراین هنگامیکه ساختار سرمایه هدف برآورد و سرعت تعدیلها برای نمونه بهطور کلی محاسبه میشود، از یک متغیر دامی برای هر یک از صنایع در نمونه مدّنظر استفاده میشود.
همچنین شاخصهای ممکن برای سرعت تعدیلها که بررسی شدهاند، عبارت است از: کسریها و مازادهای تأمین مالی و ویژگیهای صنعت. عدم توازن وجوه در قالب کسریها و مازادهای تأمین مالی احتمالاً در سرعت اثر میگذارد؛ برای نمونه، شرکتی که با کسری یا مازاد مواجه میشود و درنتیجه، نیازمند افزایش یا کاهش تأمین مالی با بدهی یا سرمایه است، ممکن است این شرایط را فرصتی برای تعدیل به سمت نسبت بدهی هدف، با هزینههای معاملۀ نسبتاً پایین تلقی کند ]5[ .در این مطالعه، کسری مالی برابر است با رقم مثبت محاسبهشده با استفاده از الگوی زیر:
|
(5) |
Defit = Divit + Iit - OCFit |
که در آن Divit سود تقسیمی پرداختشدۀ شرکتi در زمان t است. Iit خالص سرمایهگذاری شرکت i در زمان t و OCFit وجه نقد عملیاتی پس از بهره و مالیات برای شرکتi در زمان t را نشان میدهد. کسری تأمین مالی باید با بدهی یا سرمایه پوشش داده شود. برای تأمین مالی کسریها و مازادها، هنگامی که Defit کمتر یا برابر صفر است، Surplusit بهشکل –Defit تقسیم بر ارزش دفتری داراییها و در غیر این صورت، صفر و هنگامیکه Defit بزرگتر یا برابر صفر است، Deficitit بهصورت Defit تقسیم بر ارزش دفتری داراییها تعریف میشود. با تعریف چنین متغیرهایی، الگو برای ارائۀ اطلاعات دربارۀ چگونگی تأثیر کسری یا مازاد یک شرکت در جهت و میزان تعدیلهای بدهی توانمند میشود. معیار تمرکز صنعت استفادهشده در این مطالعه، شاخص هرفیندال است که براساس سهم بازار شرکت در یک صنعت محاسبه میشود. هرچه ارزش شاخص بزرگتر باشد، صنعت نسبتاً متمرکزتر است. ها و رابینسون[35] (2006) این شاخص را بهشکل زیر تعریف کردند:
|
(6) |
Herfindahlj = |
که در آن Sij سهم بازار شرکت i در صنعت j است و برای محاسبۀ آن از دادههای فروش استفاده میشود. مطابق مطالعۀ ها و رابینسون (2006) ارزش شاخص هر سال برای هر یک از شرکتها محاسبه و سپس میانگین این مقادیر در سه سال گذشته محاسبه شد. با استفاده از ارزشهای میانگین، اثر خطاهای بالقوۀ دادهها در شاخص کاهش مییابد. هنگامیکه براساس میانگین مقادیر سه سالۀ شاخص، یک صنعت بالاتر از
50 درصد صنایع در سالی خاص قرار میگیرد، ارزش شاخص High_Concentratedit و در غیر این صورت، صفر است و هنگامیکه با توجه به میانگین مذکور، یک صنعت پایینتر از 50 درصد صنایع در سالی خاص قرار میگیرد، ارزش شاخص Low_Concentratedit و در غیر این صورت، صفر است.
دس و برد[36] (1984) شکوفایی صنعت را توانایی محیط در پشتیبانی از رشد پایدار[37] تعریف کردند. مطابق مطالعۀ بوید[38] (1995) شاخص شکوفایی صنعت در این مطالعه با رگرسکردن زمان در مقابل فروش شرکت در طول 5 سال گذشته و تقسیم ضرایب باقیماندۀ رگرسیون بر میانگین مبلغ فروش در دورۀ پنجسالۀ مشابه محاسبه میشود. هنگامیکه صنعتی براساس میانگین ارزش شکوفایی 5 ساله، در 50 درصد بالایی صنایع در یک سال خاص رتبه بندی شود، ارزش شکوفایی High_Munificentit و در غیر این صورت، صفر است و هنگامیکه یک صنعت براساس میانگین مذکور در50 درصد کمی صنایع در سالی خاص قرار گیرد، ارزش منفی شکوفایی برابر با Low_Munificentit و در غیر این صورت، صفر خواهد بود.
معیار پویایی صنعت میزان ثبات یا بیثباتی محیط را نشان میدهد. براساس تعریف، محیطهای پویاتر، ثبات کمتری دارند؛ بهطور مثال، شرکتهایی که در صنعت پویا فعالیت میکنند، با عدم اطمینان بیشتری دربارۀ رشد فروش مواجه هستند ]3،5.[ پیرو مطالعۀ بوید (1995) در این مطالعه، شاخص پویایی با تقسیم انحراف استاندارد ضرایب شیب رگرسیون شکوفایی صنعت بر میانگین ارزش فروش در 5 سال گذشته محاسبه شد. هنگامی که یک صنعت براساس میانگین ارزش پویایی پنجساله در بین درصد بالایی صنایع در یک سال خاص طبقهبندی شود، ارزش پویایی برابر High_Dynamicit و در غیر این صورت، صفر است و هنگامیکه یک صنعت براساس میانگین مذکور در بین درصد پایینی صنایع در سال خاصی طبقهبندی شود، ارزش پویایی برابر Low_Dynamicit و در غیر این صورت، صفر است.
یافتهها
از آنجا که شرکتهای زیانده از جامعۀ مدّنظر کنار گذاشته شدهاند، در آمار توصیفی تهیهشده، برای متغیر سودآوری، حداقل مقدار نیز منفی نیست و علت منفیبودن مقدار حداقل برای فرصتهای رشد، کاهش مبلغ داراییهای ثابت برای برخی سال - شرکتها در سال t نسبت به سال t-1 است. مقادیر میانگین، میانه و انحراف معیار سایر متغیرهای مدّنظر، نشاندهندۀ مناسببودن سیمای کلی دادهها برای آزمون فرضیههای پژوهش بود. مطابق روش بایون (2008) در این مطالعه با توسعۀ سرعت تعدیلهای تعیینشده در معادلۀ 4 و تعامل آن با هر یک از متغیرهای تشریحشده در روش پژوهش، تأثیر شرکت خاص و ویژگیهای صنعت در سرعت تعدیلها در قالب چهار فرضیۀ پژوهشآزمون شد. درپایان، برای بررسی اثر متقابل متغیرها، برآوردها با استفاده از یک الگوی یکپارچه انجام شد. برای تعیـین الگوهای مناسـب رگرسیونی، آزمونهای Fلیمر، هاسمن و بروش پاگان برای هر یک از الگوها به اجرا درآمد. با توجه بـه احتمـال آزمونهای Fلیمر و هاسمن و بروش پاگان، برای آزمون تمام فرضیههای پژوهش (بهاستثنای فرضیۀ دوم) الگوی تابلویی آثار ثابت استفاده شده است. ارائۀ نتایج هر یک از الگوها پس از بررسی برقراری پذیرههای زیربنایی الگو انجام شده است. برای سنجش مناسبت الگوی آمارۀ F و احتمال آن و شاخصهای اطلاعات برای هر الگوی بررسیشده، از ارائۀ مقادیر شاخص آکائیک، شوارتز وهنان کویین صرف نظر شد.
فرضیۀ اول (کسری و مازاد مالی) با استفاده از الگوی تعدیل هدف[39] بایون (2008) آزمون شد که با کسری و مازاد تأمین مالی تعامل برقرار میکند. در تخمین این الگو، متغیرهای طبقهای[40] برای مازاد و کسری استفاده شد. این متغیرها، در الگوی زیر، اطلاعاتی دربارۀ جهت تعدیلها و نیز چگونگی تأثیر اندازۀ مازاد و کسری یک شرکت در سرعت تعدیلهای بدهی میتوانند ارائه کنند:
|
(7) |
|
که در آن تغییر در بدهی از سال t-1 تا سال t است. و متغیرهای طبقهای تعریفشده در روش پژوهش است و
= معیاری است از انحراف نسبت بدهی از نسبت بدهی هدف. جهت تعدیل با متغیرهای دامی مشخص میشود.
جدول (1) تأثیر کسری و مازاد تأمین مالی در تعدیل ساختار سرمایه
|
عنوان متغیر |
نماد ضریب |
ضرایب |
انحراف معیار |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
|
عرض از مبدأ |
α0 |
5249/0 |
0107/0 |
1692/49 |
0000/0 |
|
مازاد تأمین مالی |
α1 |
0965/0 |
0668/0 |
4451/1 |
1493/0 |
|
کسری تأمین مالی |
α2 |
(1654/0) |
1810/0 |
(9138/0) |
3614/0 |
|
مازاد تأمین مالی با بدهی بیشتر از هدف |
α3 |
(5082/0) |
1293/0 |
(9314/3) |
0001/0 |
|
مازاد تأمین مالی با بدهی کمتر از هدف |
α5 |
(0561/1) |
1706/0 |
(1887/6) |
0000/0 |
|
کسری تأمین مالی با بدهی کمتر از هدف |
α6 |
(4415/0) |
8647/0 |
(5106/0) |
6100/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
شاخصهای سنجش الگو: |
Prob (F) |
F-statistic |
D-W stat |
Adj R2 |
R2 |
|
0000/0 |
58037/10 |
7596/1 |
6762/0 |
7467/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
آزمونهای پیش از برازش الگو: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
پذیرههای زیر بنایی: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
|
آزمون F- لیمر |
6172/7 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
بزرگتر از 10 |
0000/0 |
|
آزمون هاسمن |
7855/124 |
0000/0 |
خودهمبستگی (کلروگرام) |
081/0 |
080/0 |
|
آزمون بروش پاگان |
0965/135 |
0000/0 |
صفر بودن میانگین خطاها |
0000/1 |
16e-99/2- |
متغیری دامی است که برابر است با یک، اگر سطح واقعی بیشتر از هدف باشد و در غیر این صورت، ارزش صفر میگیرد و متغیری دامی است که ارزش یک میگیرد، اگر اهرم مالی واقعی کمتر از هدف باشد و در غیر این صورت، صفر است. نتایج آزمون فرضیۀ اول براساس الگوی تابلویی آثار ثابت بهشرح جدول 1 است. مقادیر ثابت (و ) در معادلۀ 7، اندازۀ تعدیلها برای شرکتهای دارای مازاد (کسری) را بدون توجه به سطوح فعلی بدهی، اندازه میگیرد. مقادیر ثابت (و )، اندازۀ تعدیلها را برای شرکتهای با مازاد (کسری) اندازه میگیرد، زمانی که آثار تعاملی مازادها (و کسریها) همراه با بدهی بیشتر از هدف وجود دارد؛ در حالی که مقادیر ثابت 5α (و6α)، اندازۀ تعدیلها را برای شرکتهایی نشان میدهد که آثار تعاملی مازادها (و کسریها) همراه با بدهی کمتر از هدف درآنها وجود دارد. کسری تأمین مالی با بدهی بیشتر از هدف ( ) بهدلیل داشتن همخطی از الگوی نهایی گزارششده در جدول 1 حذف شد. چنانچه مشاهده میشود، صرفاً سطح معناداری متغیرهای مازاد تأمین مالی با بدهی کمتر/ بیشتر از هدف، کمتر از 05/0 است؛ بنابراین در سطح خطای 5 درصد، رابطۀ معنادار با تغییرات ساختار سرمایه دارند. با توجه به ضرایب مندرج در جدول، فرضیۀ اول مبنی بر اینکه مازاد و کسری تأمین مالی در سرعت تعدیلها در ساختار سرمایه تأثیر دارد، پذیرفته نمیشود؛ اما شرکتهای با مازاد تأمین مالی و بدهی بیشتر یا کمتر از هدف در نمونۀ مدّنظر به کاهش اهرم مالی خود تمایل دارند.
در آزمون فرضیۀ دوم (تمرکز صنعت)، روش بایون (2008) دربارۀ مشخصات صنعت استفاده شد که با اسمیت و همکاران (2015) توسعه پیدا کرده است. الگوی تعدیلشده بهشرح زیر است:
|
(8) |
که در آن تغییر در بدهی از سال t-1 تا سال t است. و متغیرهای طبقهای تعریفشده هستند و = معیاری است از انحراف نسبت بدهی از نسبت بدهی هدف. و متغیرهای دامی مشابه هستند که در الگوی کسری و مازاد مالی استفاده شدند. نتایج آزمون فرضیۀ دوم براساس الگوی تابلویی آثار تصادفی بهشرح جدول 2 است. در صنایع کمتر متمرکز، شرکتها بهطور متوسط، قدرت بازار کمتری دارند؛ بنابراین هنگامی که فاصلۀ زیادی از سطوح بهینۀ بدهی پیدا میکنند، در خود، نوعی ضعف رقابتی میبینند؛ بنابراین چنین شرکتهایی ممکن است انگیزۀ بیشتری برای تعدیل و برگشت به نسبت بدهی هدف (0<4β و6β) داشته باشند. با توجه به وجود همخطی میان متغیرها در الگوی مدّنظر، متغیرهای مرتبط با تمرکز زیاد/کم با نسبت بدهی بیشتر از هدف (3β و4β) از الگوی نهایی گزارششده در جدول 2 حذف شده است. براساس نتایج جدول زیر، سطح معناداری کلیّۀ متغیرها بهاستثنای تمرکز زیاد و کم صنعت، کمتر از 05/0 است؛ بنابراین در سطح خطای 5 درصد، تمرکز زیاد/کم صنعت در شرایطی که بدهی کمتر از نسبت بدهی هدف است (5β و6β)، رابطۀ معنادار با ساختار سرمایه دارد. با توجه به ضرایب مندرج در جدول (1β و2β)، فرضیۀ دوم مبنی بر اینکه تمرکز صنعت بهتنهایی در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه تأثیر دارد، پذیرفته نمیشود. اگرچه شرکتها در صنایع با تمرکز زیاد/کم و با بدهی کمتر از هدف در نمونۀ مدّنظر به کاهش اهرم مالی خود تمایل دارند، قدر مطلق اندازۀ ضرایب نشان میدهد از آنجا که شرکتها در صنایع بیشتر متمرکز، بهطور متوسط، قدرت بازار بیشتری دارند، فشار کمتری برای تعدیل سریع به سمت نسبت بدهی هدف احساس میکنند (6β<5β).
جدول (2) تأثیر تمرکز صنعت در تعدیل ساختار سرمایه
|
عنوان متغیر |
نماد ضریب |
ضرایب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
|
عرض از مبدأ |
β0 |
4546/0 |
0256/0 |
7419/17 |
0000/0 |
|
صنایع با تمرکز زیاد |
β1 |
0459/0 |
0247/0 |
8569/1 |
0641/0 |
|
صنایع با تمرکز کم |
β2 |
0361/0 |
0243/0 |
484153/1 |
1386/0 |
|
صنایع با تمرکز زیاد و بدهی کمتر از هدف |
β 5 |
(0895/0) |
0428/0 |
(0900/2) |
0373/0 |
|
صنایع با تمرکز کم و بدهی کمتر ازهدف |
β 6 |
(1246/0) |
0439/0 |
(8382/2) |
0048/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
شاخصهای سنجش الگو: |
Prob (F) |
F-statistic |
D-W stat |
Adj R2 |
R2 |
|
0000/0 |
4051/9 |
8548/1 |
6446/0 |
7213/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
آزمونهای پیش از برازش الگو: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
پذیرههای زیر بنایی رگرسیون: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
|
آزمون F- لیمر |
0333/9 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
بزرگتر از 10 |
0000/0 |
|
آزمون هاسمن |
9624/5 |
2020/0 |
خودهمبستگی (کلروگرام) |
569/0 |
0000/0 |
|
آزمون بروش پاگان |
0233/326 |
0000/0 |
صفر بودن میانگین خطاها |
0000/1 |
14e-00/2 |
الگوی تعدیل بدهی هدف که با شکوفایی صنعت ارتباط دارد، برای آزمون فرضیۀ سوم پژوهش(شکوفایی صنعت) بهشرح زیر است:
|
(9) |
که در آن تغییر در بدهی از سال t-1 تا سال t است. و متغیرهای طبقهای تعریفشده و = معیاری است از انحراف نسبت بدهی از نسبت بدهی هدف. و متغیرهای دامی مشابه هستند که در الگوی کسری و مازاد مالی استفاده شد.
دس و برد (1984) محیط شکوفا را محیطی تعریف کردند که رشد و پایداری دارد؛ بهگونهای که اجازۀ ایجاد منابع مازاد را بهعنوان یک سپر احتمالی در مواقع کمبود نسبی به شرکتها میدهد. براساس نتایج جدول 3، با استفاده از الگوی آثار ثابت، فقط سطح معناداری متغیر تعاملی برای شرکتها در صنایع با شکوفایی زیاد و بدهی کمتر از هدف، کمتر از 05/0 است؛ بنابراین در سطح خطای 5 درصد، رابطۀ معنادار با تغییرات بدهی دارد.
با توجه به ضرایب مندرج در جدول، فرضیۀ سوم مبنی بر اینکه شکوفایی صنعت در سرعت تعدیلها در ساختار سرمایه تأثیر دارد، پذیرفته نمیشود. ضرایب برای شرکتها در صنایع با شکوفایی زیاد/کم و بدهی بیشتر از هدف (3γ و4γ) همخطی دارد؛ بنابراین از الگوی نهایی حذف شده است. شرکتهای شکوفاتر با بدهی کمتر از هدف ممکن است کاهش اهرم مالی خود را راهی برای حفظ ظرفیت بدهی برای نیازهای تأمین مالی آتی و پرهیز از مخارج انتشار سهام مناسب بدانند(0>5γ). همچنین شرکتها در صنایع کمتر شکوفا و با بدهی کمتر از هدف که منابع و انگیزۀ کمتری برای حفظ ظرفیت بدهی و بهصورت بالقوه، سود انباشتۀ کمتری دارند، ممکن است افزایش نسبت بدهی با تعدیل نسبت بدهی به سمت نسبت بدهی هدف را یک فرصت بدانند (0<6γ و بزرگ).
جدول (3) تأثیر شکوفایی صنعت در تعدیل ساختار سرمایه
|
عنوان متغیر |
نماد ضریب |
ضرایب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
|
عرض از مبدأ |
γ0 |
4956/0 |
0082/0 |
0423/60 |
0000/0 |
|
صنایع با شکوفایی زیاد |
γ 1 |
(0118/0) |
0437/0 |
(2700/0) |
7873/0 |
|
صنایع با شکوفایی کم |
γ 2 |
0154/0 |
0338/0 |
4536/0 |
6505/0 |
|
صنایع با شکوفایی زیاد و بدهی کمتر از هدف |
γ 5 |
(8708/0) |
3159/0 |
(7561/2) |
0062/0 |
|
صنایع با شکوفایی کم و بدهی کمتر از هدف |
γ 6 |
3271/0 |
1768/0 |
8492/1 |
0654/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
شاخصهای سنجش الگو: |
Prob (F) |
F-statistic |
D-W stat |
Adj R2 |
R2 |
|
0000/0 |
4154/8 |
9123/1 |
6525/0 |
7405/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
آزمونهای پیش از برازش الگو: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
پذیرههای زیربنایی رگرسیون: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
|
آزمون F- لیمر |
8575/7 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
بزرگتر از 10 |
0000/0 |
|
آزمون هاسمن |
8718/11 |
0183/0 |
خودهمبستگی (کلروگرام) |
569/0 |
029/0 |
|
آزمون بروش پاگان |
6276/256 |
0000/0 |
صفربودن میانگین خطاها |
0000/1 |
15e-02/1 |
الگوی آزمون فرضیۀ چهارم (پویایی صنعت) الگوی تعدیلهای هدف است که با پویایی صنعت ارتباط دارد:
|
(10) |
که در آن تغییر در بدهی از سال t-1 تا سال t است. و متغیرهای طبقهای تعریفشده و = معیاری است از انحراف نسبت بدهی از نسبت بدهی هدف. و متغیرهای دامی مشابه هستند که در الگوی کسری و مازاد مالی استفاده شدند. براساس نتایج جدول 4 با استفاده از الگوی آثار ثابت، سطح معناداری کلیّۀ متغیرها کمتر از 05/0 است؛ بنابراین در سطح خطای 5 درصد، رابطۀ معنادار با تغییرات بدهی دارد.
جدول (4) تأثیر پویایی صنعت در تعدیل ساختار سرمایه
|
عنوان متغیر |
نماد ضریب |
ضرایب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
|
عرض از مبدأ |
𝛿0 |
541555/0 |
021316/0 |
40609/25 |
0000/0 |
|
صنایع با پویایی زیاد |
𝛿 1 |
04/61093 |
39/22921 |
665329/2 |
0080/0 |
|
صنایع با پویایی کم |
𝛿2 |
0/144607 |
5/143607 |
006960/1 |
0314/0 |
|
صنایع با پویایی زیاد و بدهی بیشتر از هدف |
𝛿 3 |
(5/182813) |
47/35187 |
(195416/5) |
0000/0 |
|
صنایع با پویایی کم و بدهی بیشتر ازهدف |
𝛿 4 |
(4/786448) |
1/191348 |
(110040/4) |
0000/0 |
|
صنایع با پویایی زیاد و بدهی کمتر از هدف |
𝛿 5 |
(2/261814) |
64/44351 |
(903145/5) |
0000/0 |
|
صنایع با پویایی کم و بدهی کمتر ازهدف |
𝛿 6 |
(0/1247721) |
0/220618 |
(655572/5) |
0000/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
شاخصهای سنجش الگو: |
Prob(F) |
F-statistic |
D-W stat |
Adj R2 |
R2 |
|
0000/0 |
33391/11 |
553921/1 |
694595/0 |
761810/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
آزمونهای پیش از برازش الگو : |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
پذیرههای زیربنایی رگرسیون: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
|
آزمون F- لیمر |
0048/9 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
93/521 |
0000/0 |
|
آزمون هاسمن |
0456/120 |
0000/0 |
خودهمبستگی (کلروگرام) |
144/0 |
002/0 |
|
آزمون بروش پاگان |
9923/170 |
0000/0 |
صفر بودن میانگین خطاها |
0000/1 |
16e-62/4 |
با توجه به ضرایب مندرج در جدول، فرضیۀ چهارم مبنی بر اینکه پویایی صنعت در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه تأثیر دارد، پذیرفته نمیشود. معیار پویایی صنعت، میزان ثبات یا بیثباتی محیط را نشان میدهد.
براساس تعریف، محیطهای پویاتر، ثبات کمتری دارند. دربارۀ شرکتهای با پویایی بیشتر و بدهی بیشتر از هدف، ضرایب مندرج در جدول با نتایج مطالعۀ کایو و کیمورا (2011) مطابقت دارد. آنها بحث میکنند که شرکتها در صنایع پویاتر مایلند ریسک کسب و کار بیشتری داشته باشند؛ بنابراین شرکتها در صنایع پویاتر و با نسبت بدهی بیشتر از هدف ممکن است بهعنوان راهی برای کاهش بحرانهای مالی بالقوه با کاهش نسبت بدهی یا افزایش سهام، انگیزۀ زیادی برای تعدیل نسبت بدهی به سمت نسبت بدهی هدف داشته باشند (0>3𝛿 و قدرمطلق بزرگ).
در نمونۀ کایو و کیمورا (2011) این انگیزه به بزرگی انگیزۀ شرکتها در صنایع پویاتر با نسبت بدهی کمتر از هدف (∣3𝛿∣>∣5𝛿∣) و صنایع کمتر پویا با نسبت بدهی بیشتر از هدف (∣3𝛿∣>∣4𝛿∣) و یا صنایع کمتر پویا با نسبت بدهی کمتر از هدف (∣3𝛿∣>∣6𝛿∣) نیست. برخلاف این موضوع، براساس ضرایب منفی بهدستآمده در جدول بالا، شرکتهای مدّنظر در پژوهش حاضر، در صنایع با پویایی زیاد یا کم و با بدهی بیشتر یا کمتر از هدف مایلند میزان بدهی خود را کاهش دهند. این انگیزه در شرکتهای فعال در صنایع با پویایی کمتر، بیشتر از صنایع پویاتر است (∣4𝛿∣>∣3𝛿∣ و ∣6𝛿∣>∣5𝛿∣). با توجه به شرایط محیطی کشور، علت این امر ممکن است انگیزۀ بیشتر شرکتها در صنایع با ثبات بیشتر (پویایی کمتر) برای کاهش اهرم مالی و حفظ منافع شرکت برای سهامداران باشد.
در مرحلۀ پایانی تحلیل، معادلات شمارۀ 7 تا 10 ترکیب شد تا در یک الگوی یکپارچه (معادلۀ 11)، آثار تعاملی کسری و مازاد تأمین مالی و مشخصات صنعت در سرعت تعدیل آزموده شود. در این معادله، تغییر در بدهی از سال t-1 تا سال t است. پیش از اجرای الگوی یکپارچه، همخطی متغیرها بررسی و متغیرهای کسری تأمین مالی با بدهی بیشتر از هدف (α4)، متغیرهای تمرکز زیاد/کم با بدهی بیشتر از هدف ( β4و β3)، متغیرهای شکوفایی زیاد/کم و بدهی بیشتر از هدف (γ3و γ4) از الگوی نهایی گزارششده در جدول 6 حذف شد. براساس نتایج جدول 6، با استفاده از الگوی آثار ثابت، سطح معناداری تعدای از متغیرها (نظیر کسری تأمین مالی، مازاد تأمین مالی با بدهی بیشتر از هدف، مازاد/کسری تأمین مالی با بدهی کمتر از هدف، صنایع با تمرکز زیاد و بدهی کمتر از هدف) بیشتر از 05/0 است و رابطۀ معناداری با تغییرات ساختار سرمایه ندارد.
(11)
همچنین متغیر مازاد تأمین مالی که در جدول 1 معنادار نبود، در الگوی کلی معنادار شده است. چنانکه انتظار میرود تأثیرات متقابل متغیرهای پژوهش، نتایج بهدستآمده در آزمون جداگانۀ فرضیهها را میتواند تغییر دهد. دربارۀ علامت متغیرها، مقایسۀ نتایج جدول 6 و جدولهای 1 تا 4 نشان میدهد از بین تمامی متغیرهای معنادار در الگوی یکپارچه (متغیرهای با سطح معناداری کمتر از 05/0 در جدول 6 که عنوان آنها ستارهدار است)، تنها علامت ضریب متغیرهای شکوفایی زیاد و کم (در مقایسه با نتایج مندرج در جدول 3) بهترتیب، از منفی به مثبت و از مثبت به منفی تغییر یافته است؛ یعنی شرکتهای با شکوفایی صنعت بیشتر به افزایش اهرم مالی خود مایل هستند و برعکس.
جدول (5) تأثیرات متقابل کسری و مازاد تأمین مالی و مشخصات صنعت در تغییرات ساختار سرمایه
|
عنوان متغیر |
نماد ضریب |
ضرایب |
انحراف استاندارد |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
|
عرض از مبدأ |
α 0 |
520122/0 |
039176/0 |
27669/13 |
0000/0 |
|
مازاد تأمین مالی* |
α1 |
(197131/0) |
084530/0 |
(332092/2) |
0204/0 |
|
کسری تأمین مالی |
α2 |
(152756/0) |
187930/0 |
(812837/0) |
4170/0 |
|
مازاد تأمین مالی با بدهی بیشتر از هدف |
α3 |
(035550/0) |
162982/0 |
(218123/0) |
8275/0 |
|
مازاد تأمین مالی با بدهی کمتر از هدف |
α5 |
(352386/0) |
274021/0 |
(285984/1) |
1995/0 |
|
کسری تأمین مالی با بدهی کمتر از هدف |
α6 |
698033/2 |
841618/1 |
465034/1 |
1440/0 |
|
صنایع با تمرکز زیاد* |
β1 |
075033/0 |
027884/0 |
690893/2 |
0076/0 |
|
صنایع با تمرکز کم* |
β2 |
065017/0 |
031198/0 |
083980/2 |
0381/0 |
|
صنایع با تمرکز زیاد و بدهی کمتر از هدف |
β 5 |
028963/0 |
049406/0 |
586233/0 |
5582/0 |
|
صنایع با تمرکز کم و بدهی کمتر ازهدف |
β 6 |
038882/0 |
058495/0 |
664706/0 |
5068/0 |
|
صنایع با شکوفایی زیاد* |
γ1 |
305891/0 |
115848/0 |
640451/2 |
0126/0 |
|
صنایع با شکوفایی کم* |
γ2 |
(247311/0) |
102276/0 |
(418066/2) |
0163/0 |
|
صنایع با شکوفایی زیاد و بدهی کمتر از هدف* |
γ5 |
(984263/0) |
471715/0 |
(086564/2) |
0379/0 |
|
صنایع با شکوفایی کم و بدهی کمتر ازهدف* |
γ6 |
846537/0 |
310785/0 |
723865/2 |
0069/0 |
|
صنایع با پویایی زیاد* |
𝛿 1 |
74/93268 |
93/34789 |
680912/2 |
0082/0 |
|
صنایع با پویایی کم* |
𝛿2 |
3/479270 |
1/176887 |
270947/0 |
007/0 |
|
صنایع با پویایی زیاد و بدهی بیشتر از هدف* |
𝛿 3 |
(0/200486) |
39/52811 |
(796265/3) |
0002/0 |
|
صنایع با پویایی کم و بدهی بیشتر از هدف* |
𝛿4 |
(9/667953) |
3/227970 |
(930004/2) |
0037/0 |
|
صنایع با پویایی زیاد و بدهی کمتر از هدف* |
𝛿 5 |
(8/221603) |
87/71779 |
(087269/3) |
0022/0 |
|
صنایع با پویایی کم و بدهی کمتر از هدف* |
𝛿 6 |
(5/900937) |
9/331006 |
(721809/2) |
0069/0 |
|
شاخصهای سنجش الگو: |
Prob(F) |
F-statistic |
D-W stat |
Adj R2 |
R2 |
|
0000/0 |
401058/9 |
822602/1 |
710096/0 |
794620/0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
آزمونهای پیش از برازش الگو: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
پذیرههای زیربنایی: |
آمارۀ آزمون |
سطح معناداری |
|
آزمون F- لیمر |
3888/6 |
0000/0 |
ناهمسانی واریانس |
بزرگتر از 10 |
0000/0 |
|
آزمون هاسمن |
5647/163 |
0000/0 |
خودهمبستگی (کلروگرام) |
031/0 |
543/0 |
|
آزمون بروش پاگان |
7310/84 |
0000/0 |
صفر بودن میانگین خطاها |
0000/1 |
17e-51/1 |
*متغیر در سطح 5 درصد معنادار است
نتایج و پیشنهادها
از آنجا که پژوهش حاضر، تأثیر برخی عوامل جدید (شامل کسری و مازاد تأمین مالی و ویژگیهای صنعت) را در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه برای شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران میسنجد، در مبانی مرتبط با ساختار سرمایه نوآوری دارد. در مطالعۀ بایون (2008) تأثیر کسری و مازاد تأمین مالی و در مطالعۀ کایا و کیمورا (2011) تأثیر مشخصات صنعت در سرعت تعدیلها در ساختار سرمایه بررسی شد. پژوهش حاضر به پیروی از اسمیت و همکاران (2015) با اضافهکردن متغیرهای تعاملی بهعنوان نمونۀ کسری و مازاد همراه با بدهی کمتر و بیشتر از هدف و ادغام روشهای این سه مطالعه، نتایج را در نمونۀ مدّنظر ارائه میکند. فرضیههای چهارگانۀ پژوهش مبنی بر وجود رابطۀ معنادار بین کسری و مازاد تأمین مالی و مشخصات صنعت (شامل تمرکز، شکوفایی و پویایی) در سرعت تعدیل در ساختار سرمایه با توجه به آزمونهای انجامشده بررسی شد. پس از آزمون چهار فرضیه، بهصورت مجزا برای بررسی آثار همزمان متغیرهای مدّنظر در متغیر وابسته، الگوی یکپارچۀ پژوهش آزموده شد. از آنجا که این آزمون اضافه، نتایج را براساس مبانی موجود بهبود بخشید، نتایج آن گزارش شده است.
با وجود اینکه آزمون فرضیههای اول، دوم و سوم دربارۀ متغیرهای غیرتعاملی مدّنظر شامل کسری/ مازاد مالی، تمرکز صنعت زیاد و کم و شکوفایی صنعت زیاد وکم تأیید نشد، الگوی یکپارچۀ پژوهش که بهلحاظ همزمانی آثار متغیرهای مدّنظر به حالت واقعی نزدیکتر است، معناداری آنها را نشان میدهد (جدول 5). نتایج آزمون فرضیههای پژوهش نشان داد کسری/ مازاد مالی بهصورت مستقل، تأثیر معناداری در تغییر در ساختار سرمایه ندارد (جدول 1)، همچنین دستهبندی صنایع براساس تمرکز و شکوفایی صنعت در نمونۀ مدّنظر، رابطۀ معناداری را بین این متغیرها و تغییرات در ساختار سرمایه نشان نداد (جدولهای 2 و3)؛ با وجود این، پویایی صنعت زیاد و کم، تأثیر مثبت معناداری در تغییرات در ساختار سرمایه میگذارد (جدول 4).
نتایج الگوی یکپارچۀ پژوهش حاضر (جدول 5) نشان میدهد شرکتهای با مازاد تأمین مالی بهترتیب، به کاهش اهرم مالی خود تمایل دارند. این نتایج موافق با نتایج مطالعۀ بایون (2008) است، مبنی بر اینکه چنانچه هزینۀ تأمین مالی با سرمایۀ بیشتراز تأمین مالی با بدهی باشد، شرکتهای با مازاد تأمین مالی با احتمال بیشتری به کاهش بدهی تمایل دارند تا ظرفیت بدهی را برای نیازهای تأمین مالی آتی و پرهیز از هزینههای زیاد انتشار مجدد سهام نگهداری کنند. در صنایع متمرکزتر که شرکتها، سهم بیشتری از صنعت دارند و رقابت کمتر است، تمایل به افزایش اهرم مالی مشاهده میشود. این امر همچنین ممکن است بهدلیل اعطای تسهیلات با شرایط ویژه به شرکتهای فعال در صنایع انحصاریتر (تمرکز زیاد) باشد. این نتایج مشابه دستاوردهای مطالعۀ مک کی و فیلیپس (2005) است. آنها در نمونۀ مدّنظر خود دریافتند نسبت بدهی در صنایع متمرکزتر، بیشتر است. همچنین برخلاف نتایج مدّنظر، براساس پژوهش کایا و کیمورا (2011) در صنایع با تمرکز کم نیز شرکتها به افزایش اهرم مالی خود مایل هستند. علت این امر را دسترسینداشتن به منابع مالی لازم برای تأمین مالی با سهامداران در شرکتهای فعال در صنایع رقابتیتر در ایران میتوان دانست. براساس مطالعۀ کایا و کیمورا (2011) تمرکز صنعت بهصورت منفی با نسبت بدهی رابطه دارد؛ یعنی شرکتها در صنایع متمرکزتر، سطح بدهی کمتری دارند؛ با وجود این، آنان در نمونهای از شرکتهای مختلف جهان دریافتند ساختار صنعتی ممکن است در نسبت بدهی شرکت به شکلهای مختلفی با توجه به چشمانداز کشور تأثیر بگذارد. همچنین نتایج الگوی یکپارچۀ پژوهش حاضر، رابطۀ مثبت و معناداری را میان شکوفایی صنعت و سرعت تعدیلها در ساختار سرمایه نشان میدهد که برخلاف نتایج کایا و کیمورا (2011) است. نتایج آنان نشان داد شکوفایی صنعت، رابطۀ منفی و معنادار با نسبت بدهی دارد و شرکتهای فعال در صنایع با فرصتهای رشد مناسب (یعنی شکوفاتر) مایلند از نسبت بدهی کمتر استفاده کنند. علت ارتباط مثبت بهدستآمده در پژوهش حاضر میتواند این موضوع باشد که شرکتهای با محیط صنعت شکوفاتر که رشد و پایداری بیشتری دارند، به افزایش اهرم مالی خود برای ایجاد منابع مازاد بهعنوان یک سپر احتمالی در مواقع کمبود نسبی تمایل دارند. همچنین شرکتها با محیط صنعت کمتر شکوفا مایلند بهعلت پایداری کم صنعت، اهرم مالی خود را کاهش دهند. پویایی صنعت بهعنوان شاخصی برای میزان ثبات یا بیثباتی محیط در این پژوهش براساس شاخص تعریفشده در مطالعۀ بوید (1995) محاسبه شده است. نتایج نشان داد در هر دو نوع صنعت با پویایی زیاد و کم، شرکتها به افزایش اهرم مالی خود مایل هستند. این نتایج با مطالعۀ کایا و کیمورا (2011) دربارۀ شرکتهای فعال در صنایع با پویایی زیاد مطابقت ندارد. آنان رابطۀ منفی و معناداری را میان پویایی صنعت و نسبت بدهی نشان دادند؛ به این صورت که شرکتهای با صنایع پویاتر که محیط پر ریسکتری دارند، به کاهش نسبت بدهی خود مایل هستند و شرکتهای فعال در صنایع کمتر پویا به افزایش نسبت بدهی خود تمایل دارند. وجود تفاوت در نتایج حاصل نشان میدهد شاخص بهکارگرفتهشده برای سنجش پویایی صنعت که میزان ثبات یا پویایی محیط را نشان میدهد، در ایران مناسب نیست و یا به تعدیلهایی نیاز دارد. همچنین نتایج مذکور را با دسترسینداشتن به منابع مالی لازم برای تأمین مالی با افزایش سرمایه میتوان مرتبط دانست که درنتیجۀ آن، شرکتها فارغ از ثبات یا بیثباتی محیط (پویایی صنعت) راهکاری بهجز افزایش اهرم مالی خود ندارند.
نتایج پژوهش دربارۀ مقدار قدر مطلق ضرایب متغیرهای تعاملی در آزمون فرضیهها (جدولهای 1 تا 4) نشان میدهد شرکتها با مازاد تأمین مالی و بدهی بیشتر یا کمتر از هدف در نمونۀ مدّنظر و شرکتها در صنایع با تمرکز زیاد/ کم و با بدهی کمتر از هدف و بهطور مشابه، شرکتها در صنایع با پویایی زیاد یا کم و با بدهی بیشتر یا کمتر از هدف، به کاهش اهرم مالی خود تمایل دارند. این نتایج ممکن است بهدلیل زیادبودن سطح نسبی بدهی در ساختار سرمایۀ شرکتهای فعال در بورس اوراق بهادار تهران حاصل شده باشد. شرکتهای شکوفاتر با بدهی کمتر از هدف، کاهش اهرم مالی خود را راهی برای حفظ ظرفیت بدهی برای نیازهای تأمین مالی آتی و پرهیز از مخارج انتشار سهام مناسب میدانند؛ در حالی که شرکتها در صنایع کمتر شکوفا و با بدهی کمتر از هدف که منابع و انگیزۀ کمتری برای حفظ ظرفیت بدهی و بهصورت بالقوه، سود انباشتۀ کمتری دارند، افزایش نسبت بدهی را با تعدیل نسبت بدهی به سمت هدف بر میگزینند.
نتایج الگوی یکپارچۀ پژوهش در نمونۀ مدّنظر (جدول 5) نشان داد رابطۀ سرعت تعدیلها در ساختار سرمایه برای شرکتهای فعال در صنایع با مازاد/کسری تأمین مالی با بدهی بیشتر/کمتر از هدف، معنادار نبود. همچنین بررسی متغیرهای تعاملی دربارۀ شکوفایی صنعت نشان داد شرکتها در صنایع شکوفاتر و با بدهی کمتر از هدف، تمایل زیادی به کاهش نسبت بدهی خود دارند؛ در حالی که شرکتها در صنایع با شکوفایی کم و بدهی کمتر از هدف، به افزایش نسبت بدهی خود مایل هستند. بررسی نتایج دربارۀ پویایی صنعت نیز نشان داد شرکتهای فعال در صنایع با پویایی زیاد/کم و بدهی بیشتر/کمتر از هدف به کاهش اهرم مالی خود تا نسبت بدهی هدف تمایل دارندکه سرعت تعدیلهای کاهنده در شرکتها با پویایی کم و بدهی کمتر از هدف بیشتر از سایر شرکتها خواهد بود. درنتیجۀ مطالعۀ حاضر، مطابق نظریههایهای اشارهشده، غالببودن تأثیر حفظ منافع بهدستآمده برای سهامداران شرکت در مقایسه با پذیرش ریسک بدهی بیشتر از هدف است. همچنین نتایج آزمون آثار همزمان متغیرهای بررسیشده در متغیر وابستۀ مدّنظر، تفاوتهای جالب توجهی را در مقایسه با آزمون فرضیههای چهارگانه بهصورت مجزا نشان میدهد. در الگوی یکپارچۀ پژوهش، شکوفایی صنعت، رابطۀ مثبتی با تغییر در ساختار سرمایه دارد؛ به این صورت که شرکتها در صنایع شکوفاتر به افزایش اهرم مالی مایل هستند و برعکس؛ ولی از آنجا که در نمونۀ مدّنظر، تمرکز صنعت و پویایی صنعت در هر دو سطح زیاد و کم، تأثیر مثبتی در تغییرات ساختار سرمایه دارد، پیشنهاد میشود برای تبیین تأثیر دقیق این ویژگیها در متغیر وابسته، از شاخصهای ارزیابی متنوع و دستهبندی شرکتها بهصورت مقایسهای استفاده شود.
[1]. Byoun
[2]. Kayo and Kimura
[3]. industry concentration
[4]. industry munificence
[5]. industry dynamism
[6]. financial deficits and surpluses
[7]. below-target debt
[8]. Above-target debt
[9]. Simerly and Li
[10]. Trade off
[11]. Vos and Nyamori
[12]. Pecking order framework
[13]. Financial position
[14]. Herfindahl index
[15]. Modigliani and Miller
[16]. Myers
[17]. Hovakimian and Li
[18]. Flannery and Rangan
[19]. Jalilvand and Harris
[20]. Lemmon
[21]. Huang and Ritter
[22]. Dang
[23] .Drobetz and Wanzenried
[24]. Cook and Tang
[25]. Two-step partial adjustment model
[26]. Kayhan and Titman
[27]. Integrated partial adjustment model
[29]. Rajan and Zingales
[30]. Jensen and Meckling
[31]. Warner
[32] .Ang
[33]. Grossman and Hart
[34]. Showalter
[35]. Hou and Robinson
[36]. Dess and Beard
[37]. sustained growth
[38]. Boyd
[39]. Target adjustment model
[40]. Level variables
)