نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 استادیار، گروه مدیریت، دانشکدۀ ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران
2 کارشناسارشد، گروه مدیریت، دانشکدۀ ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه گیلان، رشت، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Objective: The purpose of this research is to investigate the effect of product market competition on financial performance with moderating role of information disclosure quality. In this regard, disclosed information, as a control tool, persuades managers to move toward stockholders' interests and firms' competitive objectives, in today's competitive environment.
Method: For this purpose, companies listed in Tehran Stock Exchange during the period from 2010 to 2015 were considered. In this research, two variables of return on assets and return on equity were considered as indicators of financial performance. The Herfindahl-Hirschman index (HHI) is used to measure product market competition.
Results:
Results: The results show that product market competition has a significant effect on financial performance. Also, the results indicate that the information disclosure quality has moderated the relationship between product market competition and financial performance, so that with the introduction of the moderating variable the effect of independent variable increases on the dependent variable.
کلیدواژهها [English]
مقدمه
آنچه در دنیای امروز شرکتها را از چند دهه قبل متمایز میکند، محیط ناپایدار و رقابت روزافزون برای جذب منابع محدود است. براساس مطالعات اخیر، تصمیمات تأمین منابع مالی شرکت، هم از عوامل داخلی و هم از فعالیتهای گروههای خارج از مرزهای شرکت تأثیر میگیرد؛ بنابراین، توجه به بازار رقابت در تعیین روش تأمین مالی مناسب برای افزایش بازده و ادامۀ حیات شرکتها اهمیت دارد و از عوامل اصلی رشد و پیشرفت آنها محسوب میشود (طورسیان، 2009)؛ ازاینرو، لازم است مدیران شرکتها برای انتخاب بهترین ترکیب سرمایه، هنگام گرفتن تصمیمات مالی، به رقابتپذیری بهمنزلۀ وسیلهای برای دستیابی به عملکرد مطلوب توجه کنند (خدادادی و آقاجری، 2009). از عوامل داخلی تأثیرگذار بر جذب تأمین مالی شرکت از منابع خارجی، شفافیت اطلاعات و گزارشدهی شرکت است. در ادبیات راهبردی نیز بیان میشود که حفظ و بقای شرکتها در محیط رقابتی، راهی جز کسب مزیت رقابتی برای آنها باقی نمیگذارد و کسب مزیت رقابتی بهمنزلۀ قدرت بازاری شرکتهاست (عباسزاده، 2014). رقابتپذیری بهمنزلۀ توانایی اقتصادی بنگاه برای ثابت نگاهداشتن و افزایش سهم خود در بازارهای ملی و بینالمللی تعریف میشود. بهطور معمول این استدلال وجود دارد که هرچه سهم بازار نسبت به سایر رقبای تجاری در صنعت زیادتر باشد، شرکت برای بهدستآوردن سهم فروش و تأمین مالی با تعداد رقبای بیشتری روبهرو میشود. درنتیجه هرچه تعداد رقبا در صنعت بیشتر باشد، رقابت در آن صنعت نیز شدت بیشتری مییابد (خدادادی و آقاجری، 2009). در ادبیات رقابتی عنوان میشود که رقابت فشردۀ بازار محصول سبب ایجاد انگیزه در مدیران برای عملکرد کارا میشود (آلن و گاله[1]، 2000). در همین زمینه کیوز[2] (1980) بیان میکند که رقابت، مدیران را بهسمت ارتباط بیشتر با سهامداران و افزایش کارآیی سوق میدهد. بهطور کلی رقابت در بازار محصول[3] بهمنزلۀ سازوکاری برای حاکمیت برونسازمانی و عاملی مهم و حیاتی در گرفتن تصمیمات افشای اطلاعات توسط شرکتها مطرح شده است و بهمنزلۀ مؤلفهای اثرگذار بر ارزش سهام شرکتها نیز نقشآفرینی میکند (عبدوه و ورلا[4]، 2017). در مطالعات بسیاری ویژگیهای بازار محصول، نوسانات متغیرهای کلان اقتصادی و عوامل مؤثر بر محیط کار بررسی شده است؛ اما کمتر دربارۀ عوامل تعیینکننده در سطح صنعت و بهویژه رقابت در بازار محصول بررسی انجام شده است (سیمیونِدِس[5]، 2017). رقابت در بازار در پژوهشهای مالی بهمنزلۀ قدرت بازار شرکتها تعریف میشود. قدرت بازار بهمنزلۀ کنترل شرکت بر قیمت و سطح تولید محصول است (سرلک و میرزایی، 2016).
در این زمینه یکی از عوامل بااهمیت برای کسب اطمینان سرمایهگذاران و اعتباردهندگان برای تخصیص بهینۀ سرمایه و انجام فعالیتهای سودآور اقتصادی، تهیه و ارائۀ اطلاعاتی است که در انجام تصمیمگیریهای مالی و اقتصادی مفید واقع شود؛ درواقع، برای ایجاد بازار سرمایهای کارا، وجود سازوکارهایی بهمنظور ارائۀ اطلاعات باکیفیت و دقیق ضروری است (رایس[6]، 2003؛ ثقفی و ابراهیمی، 2008). براساس نظریۀ نمایندگی، با وجود اینکه مدیران نمایندۀ سهامداران محسوب میشوند، ممکن است تصمیمهایی بگیرند که لزوماً در مسیر بهحداکثررساندن ثروت سهامداران نباشد؛ بنابراین، باید سازوکار کنترلی یا نظارت کافی با هدف جلوگیری از تضاد منافع اعمال شود (پورحیدری، سروستانی و هوشمند، 2012)؛ بنابراین، به موضوع شفافیت اطلاعات صورتهای مالی و کیفیت افشای اطلاعات ارائهشده در آن بهمنزلۀ راهکاری عملی توجه شده است. لین و وی[7] (2014) نشان دادند تمایل شرکتها برای افشای داوطلبانۀ اطلاعات با افزایش رقابت در بازار محصول کاهش مییابد. چنگ، من و یی[8] (2013) اعتقاد دارند رقابت در تصمیمات افشای اختیاری مدیران نقش بسیار مهمی ایفا میکند. آنها علت این امر را در انگیزههای مدیر برای افشا با تأثیرگرفتن از تصمیمگیرندگان اقتصادی شرکت، محیط سازمانی و ویژگیهای صنعت بیان کردهاند. رایس (2003) بیان میکند که شرکتها در رویارویی با فشارهای اقتصادی و رقابتی در زمینۀ منصرفکردن رقبا برای ورود به صنعت تلاش میکنند. یکی از راههای مقابله با این فشارها، دستکاری و مدیریت سود برای ارائۀ اطلاعات باثبات و قابلاتکا به بازار است. نیکل[9] (1996) نیز معتقد است مجموع عوامل مربوط به رشد و بهرهوری در شرکتهای انگلیسی بهطور مستقیم با معیار رشد رقابت ارتباط دارد. اشلیفر و ویشنی[10] (1997) و گریفیس[11] (2001) نیز بر این امر تأکید کردند که افزایش رقابت بازار محصول سبب افزایش بهرهوری میشود. این افزایش در شرکتهایی که مدیران آنها تضاد منافع کمتری با سهامداران دارند، معنادارتر است. با توجه به وجود استدلالهای مختلف بر این مسئله، این سؤال مطرح میشود که آیا رقابت بازار محصول سبب سودآوری و بهبود عملکرد مالی میشود یا خیر. مسئلۀ دیگر این است که آیا کیفیت افشای اطلاعات میتواند در شدت رابطه بین این دو نقش تعدیلکننده ایفا کند. ادبیات موجود، برخی بینشهای اساسی را دربارۀ ارتباط بین رقابت محصول در بازار و متغیرهای گوناگون فراهم میآورد؛ اما تاکنون پژوهشی در حوزۀ ارتباط بین رقابت محصول در بازار، کیفیت افشا و عملکرد مالی گزارش نشده است؛ ازاینرو، در این پژوهش تأثیر رقابت در بازار محصول بر عملکرد مالی با تعدیلگری کیفیت افشای اطلاعات در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی شده است. در این مطالعه از شاخص هرفیندال - هیرشمن[12] برای اندازهگیری شدت رقابت استفاده شده است. این شاخص درجۀ تمرکز در یک صنعت مشخص را اندازهگیری میکند و با رقابت محصول در بازار رابطۀ عکس دارد (فُسو[13]، 2013). برای سنجش عملکرد مالی از دو معیار نرخ بازده داراییها و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام استفاده میشود. شناخت این امر بهمنزلۀ بخشی از سازوکارهای کنترلی کمک میکند مدیران ضمن سامانبخشیدن به شرکتهای سرمایهپذیر، سرمایهگذاران را در مسیر ایجاد رقابت محصول در بازار و حفظ منافع خود و بهبود عملکرد ترغیب کنند.
در ادامۀ مقاله، ابتدا مبانی نظری و پیشینۀ پژوهشهای مرتبط با موضوع تبیین و پس از آن روش پژوهش و نتایج آزمون فرضیهها مطرح شده است. درنهایت نیز نتایج، پیشنهادها و محدودیتها ارائه شده است.
مبانی نظری.
منظور از رقابت در بازار محصول این است که شرکتهای مختلف در تولید و فروش کالا رقابت تنگاتنگی دارند و کالاهای آنها نسبت به یکدیگر برتری چندانی ندارد؛ زیرا اگر غیر از این باشد، بازار بهسمت انحصار یا انحصار چندجانبه تمایل پیدا میکند (خدامیپور و بذری، 2013)؛ به عبارت دیگر، رقابتپذیربودن بدین معنی است که شرکت نتوانسته است شیوۀ تولیدی در پیش بگیرد که کالاهای باکیفیتتری تولید کند یا کالاهای تولیدی خود را با قیمتی پایینتر از سایر رقبا عرضه کند و درنتیجه بازار فروش را در دست خود بگیرد؛ بنابراین، رقابتیبودن بازار محصول در مقابل انحصاریبودن مطرح میشود؛ زیرا شرکتی که توانسته باشد بهواسطۀ بهینهسازی روشهای تولیدی، کالاهایی باکیفیت بالاتر یا با قیمتهای پایینتر عرضه کند، انحصار بیشتری در بازار داشته است (سلیمانخان و پورزمانی، 2017). شرکتها برای گرفتن سهم بازار و مشتریان بیشتر در بازار محصولات با یکدیگر رقابت میکنند و افزایش درجۀ رقابت، نااطمینانی در عملکرد شرکت را افزایش میدهد؛ این نااطمینانی سبب قطعیتنداشتن عملکرد کل صنایع یا کل اقتصاد میشود (سپاسی، کاظمپور و شعبانیمازوئی، 2017). درواقع، وجود رقابت در بازار سبب افزایش شفافیت و کاهش عدم تقارن اطلاعاتی[14]، هزینۀ سرمایه و ریسک ورشکستگی میشود؛ زیرا اطلاعات مشابه و قابلمقایسه را میتوان از سایر رقبای فعال در بازار کسب کرد و از آنها برای بررسی درستی ادعاها و اطلاعات ارائهشده توسط مدیریت شرکت استفاده کرد (سلیمانخان و پورزمانی، 2017). بهطور کلی رقابت در بازار محصول بهمنزلۀ سازوکاری راهبردی عمل میکند و انگیزۀ مدیران را برای کاهش هزینههای تولید و جلوگیری از واگذاری سهم بازار به رقبا و جلوگیری از خطر ورشکستگی[15] افزایش میدهد. رقابت در بازار محصول، بر انگیزههای مدیریت برای بهبود نوآوری و بازده محصول تأثیر میگذارد و رشد عملکرد را ازطریق تحریک نوآوری و بهبود بهرهوری ارتقا میدهد (چن، لی، ماری، 2014).
در این زمینه باقری (2013) نشان داد رقابت بازار محصول تأثیر مثبت و معنیداری بر عملکرد مالی به جای میگذارد. قاسمیه، غیوریمقدم و حاجب (2014) نیز درصدد پاسخگویی به این سؤال برآمدند که آیا رقابت در بازار محصول میتواند میزان تأثیر اهرم مالی بر عملکرد را تغییر دهد یا خیر. آنها دریافتند که رقابت در بازار محصول تأثیر مثبت و معناداری بر عملکرد میگذارد و نشان دادند این تأثیر با توجه به سطوح مختلف اهرم مالی تغییر میکند. نتایج پژوهش آنها نشان میدهد با افزایش سطح رقابت، تأثیر اهرم مالی بر عملکرد بیشتر و با کاهش آن، این تأثیر کمتر میشود. با توجه به پیشینۀ مذکور میتوان فرضیههای اول و دوم پژوهش را اینگونه مطرح کرد:
فرضیۀ اول: رقابت در بازار محصول بر نرخ بازده داراییها تأثیر مثبت و معنیداری دارد.
فرضیۀ دوم: رقابت در بازار محصول بر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام تأثیر مثبت و معنیداری دارد.
ازسوی دیگر در بازاری با رقابت شدید، افشاگری شدید یک شرکت رفتار متقابل رقبا را به همراه خواهد داشت. در این مورد شرکتها تمایل به درپیشگرفتن سیاست افشاگریهای فعال دارند تا برای سرمایهگذاران بالقوه و عموم مردم جلب توجه کنند؛ بنابراین، در یک محیط بازار رقابتی، شرکتها ترجیح میدهند سیاست افشاگری فعالتری داشته باشند (قربانی، موحد و منفردمهارلویی، 2013). افشای باکیفیت اطلاعات بدین معنی است که مدیران اطلاعات خود را دربارۀ فعالیتها و رویدادهای شرکت بهدرستی و بهموقع به سرمایهگذاران و سایر ذینفعان شرکت منتقل کنند و این اطلاعات بتواند آگاهی آنها را نسبت به شرکت بهبود بخشد و سبب تصمیمگیری کارآمد شود (بروکمن و آنلو[16]، 2011). افشای اطلاعات برای ارتباط بین شرکتها و سرمایهگذاران مهم و ضروری است. سرمایهگذاران بهطور معمول با «مشکلات اطلاعاتی» قبل از سرمایهگذاری و «مشکلات نمایندگی[17]» پس از سرمایهگذاری روبهرو میشوند. مشکلات اطلاعاتی و نمایندگی ناشی از عدمتقارن اطلاعات مانع تخصیص کارای منابع در بازار سرمایه میشود. برای حل این مشکلات، بهبود کیفیت افشا اهمیت دارد (تنگ و لی[18]، 2011).
نظریههای مربوط به رقابت و افشا بیانکنندۀ این مطلب است که ماهیت رقابت تأثیر متفاوتی بر افشا و گزارشگری مالی میگذارد. بهطور معمول شرکتها با دو بعد رقابت در بازار محصول روبهرو میشوند: بعد اول تهدید ناشی از ورود رقبای بالقوه است که میتواند تأثیر نامطلوبی بر سودآوری شرکتها به جای بگذارد که در این حالت تصمیمگیری دربارۀ ورود به بازار به هزینههای ورود و منافع آتی موردانتظار پس از ورود به بازار بستگی دارد؛ اما بعد دوم، رقابت بین شرکتهای موجود است که میتواند موقعیت رقابتی آنها در بازار را تهدید کند؛ زیرا ورود به بازار بهنوعی با هزینه همراه است و تصمیمگیری در بازار در گرو منافع موردانتظار آتی است (لی، 2010). در این زمینه نمازی، رضایی و ممتازیان (2014) بیان کردند که رقابت در بازار محصولات بهمنزلۀ یکی از عوامل مهم در تصمیمهای افشای داوطلبانۀ مدیران، نقش مهمی را ایفا میکند. لی (2010) بیان میکند که رقابت بهدلیل وجود رقبای بالقوه و افزایش واقعبینی افراد، سبب افزایش کیفیت افشا میشود. او نشان داد شرکتهای بزرگ در مقایسه با شرکتهای کوچک که توان رقابتی بالایی دارند، کیفیت افشای کمتری دارند. تنگ و لی (2011) نیز تأیید کردند که با رقابت در بازار محصول کیفیت افشاگری افزایش مییابد. لین و وی (2014) ادعا کردند که رقابت با کیفیت افشا برای شرکتهایی با انگیزههای قوی در بازار سرمایه شدت خواهد یافت. رقابت بازار محصول و انگیزههای بازار سرمایه نقش جالبتوجهی در شکلگیری محیط اطلاعاتی شرکتها ایفا میکنند. ازطرفی، اوجکا، موکرو و کانو[19] (2015) نشان دادند افشای گزارش مالی تأثیر مثبتی بر عملکرد مالی شرکتهای تولیدی در نیجریه دارد. موسیوکا[20] (2017) بهطور دقیقتری این امر را بررسی کرد و بیان کرد که بین افشای اطلاعات مربوط به سیاستهای مالی، سیاستهای سرمایهگذاری، رشد فروش، نقدینگی، پژوهش و توسعه و عملکرد شرکت ارتباط مثبت و معنیداری وجود دارد. با توجه به ادبیات مطرحشده، فرضیههای سوم و چهارم را میتوان بهصورت زیر ارائه کرد:
فرضیۀ سوم:کیفیت افشای اطلاعات تأثیر رقابت در بازار محصول بر نرخ بازده داراییها را تعدیل میکند.
فرضیۀ چهارم: کیفیت افشای اطلاعات تأثیر رقابت در بازار محصول بر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام را تعدیل میکند.
روش پژوهش.
در این پژوهش دادهها از صورتهای مالی حسابرسیشده شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران و نرمافزار رهآورد نوین بهصورت سالانه جمعآوری شده است. برای محاسبۀ متغیرها از نرمافزار اکسل و برای تجزیهوتحلیل الگوی آماری دادهها از نرمافزار اقتصادسنجی ایویوز[21] استفاده شده است. جامعۀ بررسیشده، شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران طی سالهای 1390 تا 1395 است؛ برای امکان مقایسه و جلوگیری از ناهمگونی، سال مالی شرکتهای مختوم به 29 اسفندماه در نظر گرفته شد؛ بهطوری که شرکت در دورۀ مطالعهشده تغییر سال مالی نداده باشد، معاملات سهام شرکتها طی سالهای مطالعهشده وقفۀ معاملاتی ششماهه نداشته باشد و جزء شرکتهای سرمایهگذاری و بانکی نباشد؛ زیرا این شرکتها ساختار مالی متفاوتی دارند؛ بنابراین، پس از حذف شرکتهایی که شرایط ذکرشده را نداشت، 117 شرکت برای بررسی در نظر گرفته شد.
با توجه اینکه هدف پژوهش بررسی تأثیر رقابت بازار محصول بر عملکرد مالی با نقش تعدیلکنندۀ کیفیت افشای اطلاعات است، الگوی رگرسیونی پژوهش به شرح زیر است:
|
(1) |
|
|
(2) |
|
|
(3) |
|
|
(4) |
در این الگوهامتغیر وابسته عملکرد مالی است که برای برآورد آن از دو متغیر نرخ بازده داراییها ROA و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام ROE استفاده شده است. نرخ بازده داراییها[22] از حاصل تقسیم سود پس از کسر بهره و مالیات بر مجموع داراییها اندازهگیری شده و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام[23] از حاصل سود پس از کسر بهره و مالیات بر حقوق صاحبان سهام محاسبه شده است.
رقابت در بازار محصول بهمنزلۀ متغیر مستقل در نظر گرفته شده است که برای اندازهگیری آن از شاخص هرفیندال - هریشمن HHI استفاده شد. این شاخص میزان تمرکز صنعت را اندازهگیری میکند. هرچه این شاخص بزرگتر باشد، میزان تمرکز بیشتر است و رقابت کمتری در صنعت وجود دارد و برعکس. شاخص هرفیندال-هریشمن از حاصلجمع توان دوم سهم بازار کلیۀ بنگاههای فعال در صنعت بهصورت زیر محاسبه میشود (حسینیراد، رضایی، محسنیفرد و خواجوی، 2013):
در این رابطه، HHI شاخص هرفیندال - هریشمن شرکت i در زمان t، میزان فروش شرکت i در زمان t و مجموعه فروش شرکتها در صنعت در زمان t است.
کیفیت افشای اطلاعات Score، متغیر تعدیلکننده است. معیار اندازهگیری شفافیت اطلاعات، براساس دو بعد قابلیت اتکا و بهموقعبودن ارسال اطلاعات محاسبه میشود که امتیاز آن توسط سازمان بورس اوراق بهادار بهصورت سالانه محاسبه شده است و ازطریق سامانۀ جامع اطلاعرسانی ناشران بورس و اوراق بهادار در اختیار عموم قرار میگیرد. امتیاز بهموقعبودن اطلاعات براساس زمان ارسال اطلاعات پیشبینیهای درآمد هر سهم، صورتهای مالی میاندورهای حسابرسینشده، صورت وضعیت سبد، اظهارنظرهای حسابرس نسبت به پیشبینی درآمد هر سهم اولیه و ششماهه و صورتهای مالی میاندورهای ششماهه، صورتهای مالی حسابرسینشده و حسابرسیشدۀ پایان دورۀ مالی و برنامۀ زمانبندی پرداخت سود سهامداران توسط شرکت در مقاطع تعیینشده در دستورالعمل اجرایی افشای اطلاعات شرکتهای ثبتشده نزد سازمان و با درنظرگرفتن میزان تأخیر در ارسال اطلاعات محاسبه شده است. محاسبۀ امتیاز قابلیت اتکای اطلاعات نیز براساس میزان نوسانها و تغییرات در پیشبینیهای درآمد هر سهم شرکت و همچنین تفاوتهای بین مبالغ پیشبینیشده و عملکرد واقعی حسابرسیشدۀ آن است. بدین ترتیب به عنصر زمان در ارائۀ اطلاعات به سازمان بورس توجه شده است و شرکتهایی که در ارائۀ اطلاعات تأخیر داشته باشند، با امتیاز منفی یا حتی صفر روبهرو میشوند. درمجموع معیار بهموقعبودن اطلاعات، دوسوم از مجموع امتیازات کیفیت افشای اطلاعات شرکت و معیار قابلیت اتکای اطلاعات یکسوم از این امتیازات را شامل میشود (ولیزادهلاریجانی، حجازی و مجتهدزاده، 2013).
درنهایت اندازۀ شرکت (Size)، اهرم مالی (Lev)، نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری (MVA) و سن شرکت (Age) بهمنزلۀ متغیر کنترل در نظر گرفته شد. فاما و فرنچ[24] (1992) نشان دادند متغیرهای اندازۀ شرکت و نسبت ارزش بازار به ارزش دفتری قادرند اختلاف بازده سهام را تشریح کنند. برای مثال در شرکتهای کوچک، بازده سهام نوسانات بیشتری دارد. بدین ترتیب بر عملکرد مالی شرکت تأثیر میگذارد. اندازۀ شرکت ازطریق لگاریتم طبیعی مجموع داراییها محاسبه میشود. دربارۀ نسبت اهرمی مودیلیانی و میلر[25] (1958) ابتدا معتقد بودند نسبت اهرمی نباید بر عملکرد شرکت تأثیر بگذارد؛ اما بعد از آن در سال 1963 پذیرفتند که صرفهجوییهای مالیاتی ناشی از بهرۀ بدهیها سبب افزایش ارزش شرکت میشود. پژوهشهای انجامشده در ایران دربارۀ تأثیر نسبت اهرمی بر جنبههای مختلف عملکرد شرکتها نشاندهندۀ شواهد مختلف در این زمینه است؛ بنابراین، بهمنزلۀ متغیر کنترل در نظر گرفته شد که از تقسیم مجموع بدهیهای شرکت بر جمع کل داراییهای شرکت به دست میآید. سن شرکت نیز بهمنزلۀ متغیر کنترل در نظر گرفته شد که ازطریق لگاریتم تعداد سالهای فعالیت شرکت از زمان تأسیس تا زمان بررسیشده برآورد شده است.
یافتهها.
روش برازش الگوها، روش دادههای تابلویی است که برای اجرای آن از نرمافزار ایویوز استفاده شده است. ابتدا بنا بر نتایج آمار توصیفی متغیرهای پژوهش نتایج نشان داد میانگین نرخ بازده حقوق صاحبان سهام شرکتهای نمونه تقریباً 34 درصد است. این امر نشان میدهد بهطور متوسط صاحبان سهام شرکتهای مدنظر تقریباً طی دورۀ بررسیشده به ازای هر 100 ریال سرمایهگذاری، 34 ریال بازده داشتهاند. میانگین نرخ بازده داراییها نیز 14 درصد است. میانگین اهرم مالی که از نسبت کل بدهیها بهکل داراییها تعریف میشود، 62/0 است. مقایسۀ دو رقم اخیر نشان میدهد شرکتها تا اندازۀ زیادی از بدهیهای کوتاهمدت در ساختار مالی خود استفاده میکنند.
در سنجش مفروضات (آزمونهای پیشفرض) رگرسیون کلاسیک برای الگوهای (1) و (2)، ابتدابررسی همسانی واریانس توسط آزمون بروش - پاگان انجام شد. با توجه به اینکه سطح معناداری این آزمون در این الگوها کمتر از 05/0 به دست آمد میتوان گفت بین باقیماندههای الگو ناهمسانی واریانس وجود دارد که برای رفع آن از روش حداقل مربعات تعمیمیافته استفاده شد؛ بدین ترتیب که هنگام برآورد به الگو ضرایب وزنی اختصاص یافت. مقدار آمارۀ VIF بیانکنندۀ وجودنداشتن همخطی است. درنهایت آمارۀ دوربین - واتسون[26] برای فرضیۀ اول و دوم به ترتیب 70/1 و 72/1 بوده است؛ با توجه به اینکه این مقادیر در بازۀ 5/1 تا 5/2 قرار میگیرد، میتوان نتیجه گرفت که بین متغیرهای پژوهش خودهمبستگی سریالی وجود ندارد. برای تشخیص کارآمدی روش دادههای تابلویی در برآورد الگو، آزمون چاو[27] انجام شد؛ سپس آزمون هاسمن[28] در تعیین روش اثرهای ثابت یا اثرهای تصادفی صورت گرفت. در این الگو برای تشخیص کارآمدی روش دادههای تابلویی در برآورد الگو، آزمون چاو اجرا شد. آزمون هاسمن نیز برای تعیین روش اثرهای ثابت یا اثرهای تصادفی به اجرا درآمد. پس از آزمون چاو در الگوهای (1) و (2)، نتایج نشان داد آمارۀ این آزمون به ترتیب 77/9 و 82/9 بوده است. با توجه به سطح معناداری کمتر از 05/0 برای هر دو الگو یعنی (0000/0)، ناهمسانی عرض از مبدأها پذیرفته میشود؛ ازاینرو، برای برآورد الگو باید روش دادههای تابلویی اجرا شود. نتایج آزمون هاسمن نیز نشان داد مقدار آماره برای الگوهای (1) و (2) به ترتیب 03/17 و 75/16 است؛ ازاینرو، با توجه به سطح معناداری کمتر از 05/0 برای هر دو الگو که به ترتیب 0044/0 و 0190/0 است، روش اثرات ثابت بهمنزلۀ الگوی انتخابی در نظر گرفته میشود.
جدول (1) نتایج رگرسیون کلاسیک و برآورد الگو را در دو حالت بدون متغیر تعدیلگر و با متغیر تعدیلگر نشان میدهد. پس از برازش الگو، مقدار سطح معناداری آمارۀ F در هر دو حالت کمتر از 05/0 (0000/0) به دست آمد؛ بنابراین، رگرسیون قدرت تبیین دارد. نتایج نشان میدهد شاخص هرفیندال-هریشمن (متغیر مستقل) با برخورداری از سطح معناداری کمتر از 05/0 و ضریب منفی، بر نرخ بازده داراییها بهطور منفی تأثیر میگذارد؛ به این صورت که هرچه این شاخص کوچکتر باشد، میزان تمرکز کمتر است و رقابت بیشتری در صنعت وجود دارد و درنتیجه سبب افزایش نرخ بازده داراییها میشود؛ بنابراین، میتوان گفت رقابت محصول در بازار بر نرخ بازده داراییها تأثیر مثبت و معنادار میگذارد و فرضیۀ اول پذیرفته میشود. نتایج نشان میدهد کیفیت افشای اطلاعات با برخورداری از سطح معناداری کمتر از 05/0، بر رابطۀ بین رقابت محصول در بازار و نرخ بازده داراییها تأثیر میگذارد. درنتیجه فرضیۀ سوم نیز تأیید میشود؛ اما بین کیفیت افشای اطلاعات با نرخ بازده داراییها بهتنهایی رابطۀ معنیداری مشاهده نشد. در هر دو حالتِ وجودداشتن و وجودنداشتن متغیر تعدیلگر، از بین متغیرهای کنترل تنها اندازۀ شرکت و اهرم مالی با متغیر وابسته رابطۀ معنادار دارند؛ درنهایت زمانی که متغیر تعدیلگر وارد الگو میشود، مقدار ضریب تعیین نشان میدهد تغییر در متغیرهای مستقل و کنترل، نمایانگر 92 درصد تغییر در متغیر وابسته است؛ اما در حالت وجودنداشتن متغیر تعدیلگر، متغیرهای توضیحی 89 درصد تغییرات متغیر وابسته را نشان میدهند؛ بنابراین، میتوان گفت با واردکردن متغیر تعدیلگر در الگو توان توضیحدهندگی متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی افزایش مییابد.
جدول (1) نتایج برآورد الگوی فرضیۀ اول و سوم پژوهش
|
برآورد الگو بدون متغیر تعدیلگر |
برآورد الگو با متغیر تعدیلگر (فرضیۀ سوم) |
|||||||
|
متغیرها |
ضرایب |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
VIF |
ضرایب |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
VIF |
|
HHL |
635/0- |
589/48- |
0000/0 |
43/1 |
705/0- |
526/19- |
0000/0 |
38/3 |
|
Score |
- |
- |
- |
- |
275/0 |
296/0 |
7670/0 |
33/2 |
|
HHL*Score |
- |
- |
- |
- |
001/0 |
230/2 |
0261/0 |
9/3 |
|
Size |
0366/0 |
381/5 |
0000/0 |
07/1 |
0347/0 |
791/5 |
0000/0 |
09/1 |
|
Leverage |
174/0- |
702/12- |
0000/0 |
42/1 |
177/0- |
269/13- |
0000/0 |
48/1 |
|
MVA |
803/0 |
100/0 |
9201/0 |
00/1 |
122/0 |
144/0 |
8855/0 |
00/1 |
|
Age |
004/0- |
807/0- |
4199/0 |
01/1 |
003/0- |
716/0- |
4738/0 |
01/1 |
|
عدد ثابت |
131/0 |
122/3 |
0019/0 |
- |
118/0 |
741/2 |
0063/0 |
- |
|
ضریب تعیین |
89/0 |
|
92/0 |
|
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
87/0 |
|
90/0 |
|
||||
|
آمارۀ دوربین - واتسون |
70/1 |
|
72/1 |
|
||||
|
آمارۀ F (احتمال) |
95/88(0000/0) |
|
72/90(0000/0) |
|
||||
|
آمارۀ بروش پاگان (احتمال) |
642/3(0029/0) |
|
09/3(0033/0) |
|
||||
در سنجش مفروضات رگرسیون کلاسیک برای الگوهای (3) و (4) نیز ابتدا برای سنجش همسانی واریانسها، آزمون بروش - پاگان انجام شد. با توجه به اینکه سطح معناداری این آزمون در الگو کمتر از 05/0 به دست آمد، میتوان گفت بین باقیماندههای الگو ناهمسانی واریانس وجود دارد که برای رفع آن از روش حداقل مربعات تعمیمیافته استفاده شد؛ بدین ترتیب که هنگام برآورد به الگو ضرایب وزنی اختصاص یافت. مقدار آمارۀ VIF بیانکنندۀ وجودنداشتن همخطی است. درنهایت آمارۀ دوربین - واتسون برای فرضیۀ (2) و (2-1) به ترتیب 67/1 و 73/1 بوده است؛ با توجه به اینکه این مقادیر در بازۀ 5/1 تا 5/2 قرار میگیرد، میتوان نتیجه گرفت که بین متغیرهای پژوهش خودهمبستگی سریالی وجود ندارد. برای تشخیص کارآمدی روش دادههای تابلویی در برآورد الگو، آزمون چاو[29] انجام شد؛ سپس آزمون هاسمن در تعیین روش اثرهای ثابت یا اثرهای تصادفی صورت گرفت. در این الگو برای تشخیص کارآمدی روش دادههای تابلویی در برآورد الگو، آزمون چاو اجرا شد. آزمون هاسمن نیز برای تعیین روش اثرهای ثابت یا اثرهای تصادفی به اجرا درآمد. پس از آزمون چاو در الگوهای (3) و (4)، نتایج نشان داد آمارۀ این آزمون به ترتیب 07/2 و 06/2 بوده است. با توجه به سطح معناداری کمتر از 05/0 برای هر دو الگو یعنی (0000/0)، ناهمسانی عرض از مبدأها پذیرفته میشود؛ ازاینرو، برای برآورد الگو باید روش دادههای تابلویی اجرا شود. نتایج آزمون هاسمن نیز نشان داد مقدار آمارۀ آزمون هاسمن 2l، برای الگوهای (3) و (4) به ترتیب 80/27 و 11/28 است. ازاینرو، با توجه به سطح معناداری کمتر از 05/0 برای هر دو الگو که به ترتیب 0000/0 و 0002/0 است، روش اثرات ثابت بهمنزلۀ الگوی انتخابی در نظر گرفته میشود.
جدول (2) نتایج برآورد الگوی فرضیۀ دوم و چهارم پژوهش
|
برآورد الگو بدون متغیر تعدیلگر |
برآورد الگو با متغیر تعدیلگر (فرضیۀ چهارم) |
|||||||
|
متغیرها |
ضرایب |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
VIF |
ضرایب |
آمارۀ t |
سطح معناداری |
VIF |
|
HHL |
371/3- |
681/32- |
0000/0 |
43/1 |
067/3- |
275/19- |
0000/0 |
38/3 |
|
Score |
- |
- |
- |
- |
0016/0 |
169/6 |
0000/0 |
33/2 |
|
HHL*Score |
- |
- |
- |
- |
0135/0 |
576/6 |
0000/0 |
9/3 |
|
Size |
214/0 |
103/7 |
0000/0 |
07/1 |
200/0 |
0309/6 |
0000/0 |
09/1 |
|
Leverage |
137/0- |
571/2- |
0104/0 |
42/1 |
148/0- |
747/2 |
0062/0 |
48/1 |
|
MVA |
011/0- |
639/3- |
0003/0 |
00/1 |
0133/0- |
140/4- |
0000/0 |
00/1 |
|
Age |
119/0 |
315/3 |
0010/0 |
01/1 |
130/0 |
701/3 |
0002/0 |
01/1 |
|
عدد ثابت |
625/1- |
142/9- |
0000/0 |
- |
619/1- |
356/3- |
0000/0 |
- |
|
ضریب تعیین |
89/0 |
|
90/0 |
|
||||
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
87/0 |
|
88/0 |
|
||||
|
آمارۀ دوربین - واتسون |
67/1 |
|
73/1 |
|
||||
|
آمارۀ F (احتمال) |
49/40(0000/0) |
|
256/43(0000/0) |
|
||||
|
آمارۀ بروش - پاگان (احتمال) |
026/4(0013/0) |
|
097/3(0032/0) |
|
||||
جدول (2) نتایج رگرسیون کلاسیک و برآورد الگو را در دو حالت بدون متغیر تعدیلگر و با متغیر تعدیلگر نشان میدهد. پس از برازش الگو، مقدار سطح معناداری آمارۀ F در هر دو حالت کمتر از 05/0 یعنی (0000/0) به دست آمد؛ بنابراین، رگرسیون قدرت تبیین دارد؛ نتایج نشان میدهد شاخص هرفیندال - هریشمن (متغیر مستقل) با برخورداری از سطح معناداری کمتر از 05/0 و ضریب منفی، بر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام بهطور منفی تأثیر میگذارد؛ به این صورت که هرچه این شاخص کوچکتر باشد، میزان تمرکز کمتر است و رقابت بیشتری در صنعت وجود دارد. درنتیجه سبب افزایش نرخ حقوق صاحبان سهام میشود؛ بنابراین، میتوان گفت رقابت محصول در بازار بر نرخ بازده داراییها تأثیر مثبت و معنادار میگذارد. درنتیجه فرضیۀ دوم نیز تأیید شد. نتایج نشان میدهد کیفیت افشای اطلاعات با برخورداری از سطح معناداری کمتر از 05/0، بر رابطۀ بین رقابت محصول در بازار و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام تأثیر میگذارد؛ بنابراین، فرضیۀ چهارم تأیید شد. بین کیفیت افشای اطلاعات و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام نیز رابطۀ مثبت و معنیداری مشاهده شد. در هر دو حالت وجودداشتن و وجودنداشتن متغیر تعدیلگر، رابطۀ بین تمام متغیرهای کنترل با نرخ بازده حقوق صاحبان سهام تأیید شد. درنهایت زمانی که متغیر تعدیلگر وارد الگو میشود، مقدار ضریب تعیین نشان میدهد تغییر در متغیرهای مستقل و کنترل نمایانگر 90 درصد تغییر در متغیر وابسته است؛ اما در حالت وجودنداشتن متغیر تعدیلگر، متغیرهای توضیحی 89 درصد تغییرات متغیر وابسته را نشان میدهد؛ بنابراین، با واردکردن متغیر تعدیلگر در الکو توان توضیحدهندگی متغیر وابسته توسط متغیرهای توضیحی افزایش مییابد.
نتایج و پیشنهادها.
هدف سرمایهگذاران از سرمایهگذاری در هر شرکت کسب بازدهی است. اگر شرکت در ایجاد ارزش موفق باشد، هم سرمایهگذاران و افراد داخلی شرکت و هم در سطح وسیعتر، جامعه از ایجاد ارزش بهرهمند خواهند شد. سنجش عملکرد در فرایند تصمیمگیری با توجه به اهمیت نقش بازار سرمایه اهمیت ویژهای دارد. ازسوی دیگر، رقابت در بازار محصول ترکیبی از سازوکار برتر برای تخصیص کارای منابع و اثر کنترلی بر ایجاد منافع بیشتر و کارآمدی مدیریت است؛ درواقع، بهمنزلۀ یک سازوکار کنترلی در محدودکردن توانایی مدیریت در اسرافکردن منابع شرکت است؛ ازاینرو، در این پژوهش تأثیر رقابت در بازار محصول بر عملکرد مالی با تعدیلگری کیفیت افشای اطلاعات در شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار در دورۀ زمانی 1390 تا 1395 بررسی شد. برای اندازهگیری عملکرد مالی از دو متغیر نرخ بازده داراییها و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام استفاده شد. نتایج نشان میدهد هرچه رقابت در بازار محصول بیشتر (شاخص هرفیندال - هریشمن کمتر) باشد، عملکرد مالی شرکت بهتر خواهد شد که این امر با نتایج پژوهشهای باقری (2013) و قاسمیه و همکاران (2014) مطابقت دارد. در بیان علت این امر میتوان به این مسئله اشاره کرد که شرکتها بهدلیل داشتن مسئولیت محدود با افزایش رقابت بازار، تمایل پیدا میکنند برای کسب مزیت راهبردی به رفتار تهاجمی در بازار محصول دست بزنند که این سبب سطح بدهی بالاتر و سودآوری بیشتر برای شرکت خواهد شد. براساس نظریۀ براندازی، با افزایش رقابت بازار، یک شرکت با بدهی بالا در معرض تهدید و براندازی توسط یک شرکت با بدهی پایین قرار میگیرد؛ ازاینرو، شرکتها با سطح اهرم بالاتر در بازار رقابتی عملکرد بهتری نسبت به بازار متمرکز خواهند داشت و انگیزۀ رقبا در بازارهای محصول متمرکز بیشتر میشود؛ زیرا در چنین بازارهایی منافع بیشتری از بهکارگیری چنین راهبردهایی حاصل میشود (رضاییدولتآبادی، امیریعقدایی، رفعت و ایزدی، 2014؛ قاسمیه و همکاران، 2014). براساس نتایج بهدستآمده کیفیت افشای اطلاعات بهتنهایی با نرخ بازده داراییها رابطه ندارد؛ اما با نرخ بازده حقوق صاحبان سهام رابطۀ مثبت و معنیداری دارد که این نتیجه با نتایج پژوهش لین و وی (2014)، اوجکا و همکاران (2015) و موسیوکا (2017) مطابقت دارد. نتایج نشان میدهد کیفیت افشای اطلاعات رابطۀ بین رقابت محصول و عملکرد مالی را تعدیل میکند؛ بهطوری که با ورود متغیر تعدیلکننده میزان توضیحدهندگی متغیرهای توضیحی بر متغیر وابسته افزایش مییابد. کیفیت افشای اطلاعات با کاهش هزینۀ سرمایه و هزینههای نمایندگی، بهبود قیمت و افزایش ارزش شرکت، بر شفافیت اطلاعات مالی تصمیمات سرمایهگذاری تأثیر میگذارد (بادآورنهندی، قادری و بهشتینهندی، 2013)؛ ازاینرو، رقبا در بازار محصول با افزایش شفافیت اطلاعات مالی، سرمایه را بهصورت کاراتری تخصیص میدهند و با تأمین مالی صحیح، تأثیر بیشتری بر بهبود عملکرد مالی شرکت میگذارند.
با توجه به تأیید فرضیههای اول و دوم به اعضای هیئتمدیره پیشنهاد میشود با نظارت هرچه بیشتر به جمعآوری اطلاعات دربارۀ رقبا و هماهنگی بینوظیفهای بپردازند و با تجزیهوتحلیل قوتها و ضعفهای رقبا، سبب سودآوری بیشتر و درنتیجه عملکرد بهتر شوند. در زمینۀ تأیید فرضیههای سوم و چهارم پیشنهاد میشود سیاستمداران و قانونگذاران در سازمان بورس اوراق بهادار در تدوین قوانین و مقررات و انجام امور نظارتی توجه بیشتری را به شرکتهایی معطوف کنند که در صنایع کمتر رقابتی فعالیت میکنند، تا بدین وسیله هزینههای نمایندگی کاهش پیدا کند و از حقوق سهامداران و سرمایهگذاران حمایت شود. مؤسسات حسابرسی میتوانند با توجه به نتایج کسبشده، اقدامات لازم را برای انتشار اطلاعات بهموقع و ارتقا در قابلیت اتکای اطلاعات انجام دهند. با مدنظر قراردادن شرایط بازار برای شرکتهای مختلف و رقابتپذیری آنها هم در بازارهای داخلی و هم در بازارهای خارجی (در صورت وجود) و با توجه به افقهای پیشبینیهای خویش از این رقابتپذیری، این مورد را نیز در الگوهای تصمیمگیری خود مدنظر قرار دهند. بدین وسیله با افزایش رقابتپذیری و شفافیت اطلاعاتی در شرکت، رشد سودآوری و بهبود عملکرد مالی را به ارمغان آورند. پژوهشگران در پژوهشهای بعدی میتوانند نقش تأثیر درصد مدیران غیرموظف و سهامداران عمده را در افزایش رقابتپذیری و ایجاد فرصتهای سرمایهگذاری بررسی کنند.
این پژوهش همانند بسیاری از پژوهشها در حوزۀ بورس اوراق بهادار با محدودیتهایی روبهرو بود که ازجمله میتوان به دسترسینداشتن به اطلاعات همراه صورتهای مالی بعضی از شرکتها برای دستیابی به کیفیت افشای اطلاعات در صورتهای مالی در بعضی شرکتها اشاره کرد که موجب شد تعداد شرکتهای کمتری آزمون و بررسی شوند.
[1]. Allen & Gale
[2]. Caves
[3]. Product market competition
[4]. Abdoh & Varela
[5]. Symeonidis
[6]. Raith
[7]. Lin & Wei
[8]. Checg, Man & Yi
[9]. Nickell
[10]. Shleifer& Vishny
[11]. Griffith
[12]. Herfindahl – Hirschman
[13]. Fosu
[14]. Information asymmetry
[15]. Bankruptcy
[16]. Brockman & Unlu
[17]. Agency
[18]. Teng & Li
[19]. Ojeka, mukoro & Kanu
[20]. Musyoka
[21]. Eviews
[22]. Return of Assets
[23]. Return of Equity
[24]. Fama & French
[25]. Modigliani & Miller
[26]. Durbin-Watson
[27]. Chow test
[28]. Hasman
[29]. Chow test
)
