Document Type : Research Paper
Author
Assistant Professor of Accounting, Department of Accounting, Faculty of Economics and Social Sciences, Bu-Ali Sina University, Hamedan, Iran.
Abstract
Keywords
مقدمه.
گزارۀ اصلی در نظریۀ سلسلهمراتبی آن است که مدیران بهمنزلۀ نماینده سهامداران، برای حفظ مزیت رقابتی، بیش از بازار دربارۀ شرکت آگاهی دارند؛ بنابراین، شرکتها در تلاش برای حداقلکردن هزینههای گزینش نامناسب[1] تأمین مالی برونسازمانی، انگیزه دارند تا سرمایهگذاریهای جدید خود را به ترتیب با استفاده از وجوه تولیدشدۀ درون واحد تجاری، ازطریق بدهیها و انتشار اوراق مالکانه، تأمین کنند؛ به بیان دیگر، شرکتها تمایل دارند از یک طرح تأمین مالی سلسلهمراتبی استفاده کنند که در آن، بدهیها بر انتشار سهام اولویت دارد (میرز[2]، 1984). بسیاری از پژوهشها (مانند آگروال[3] و اوهارا[4]، 2007؛ درابتز[5]، گرانینگر[6] و هیرشوگل[7]، 2010؛ لری[8] و رابرتز[9]، 2010؛ دانسو[10] و آدوماکو[11]، 2014 و شن[12] 2014)، شواهدی در حمایت از این دیدگاه ارائه کردهاند. در زمینۀ عدمتقارن اطلاعاتی و تأثیر آن بر ارزش شرکت، پژوهش میرز (1984) سهم جالبتوجهی را در دهههای گذشته به خود اختصاص داده است. بحث اساسی در پژوهشهای میرز (1984) و میرز و ماجلف[13] (1984) آن است که عدمتقارن اطلاعاتی، بر تصمیمهای تأمین مالی شرکتها تأثیر میگذارد. وقتی مدیران دربارۀ عملکرد آتی شرکت، اطلاعاتی بیش از اطلاعات عمومی منتشرشده در بازار داشته باشند، سرمایهگذاران قادر به تخمین صحیح ارزش شرکت نخواهند بود. در این حالت، شرکتهای دارای عدمتقارن اطلاعاتی بالا که به تأمین مالی برونسازمانی نیاز دارند، با هزینۀ حقوق صاحبان سهام[14] بیشتری روبهرو میشوند؛ بنابراین، با فرض ثبات سایر شرایط، میتوان انتظار داشت شرکتهای دارای عدمتقارن اطلاعاتی بالا، نسبت اهرمی غیربهینه[15] داشته باشند و این موضوع بر ارزش آنها اثر منفی داشته باشد؛ البته باید توجه داشت که در رابطۀ مفروض ذکرشده، به تعامل[16] بین عدمتقارن اطلاعاتی و تصمیمهای تأمین مالی در تأثیرگذاری بر ارزش شرکت توجه نشده است (فوزو[17]، دانسو، احمد[18] و کافی[19]، 2016). در راستای مطالعۀ میرز (1984) پژوهشگران اهداف متفاوتی دنبال کردهاند؛ ازجمله: بررسی تأثیر عدمتقارن اطلاعاتی بر تأمین مالی ازطریق بدهیها (شن، 2014؛ فوزو و همکاران، 2016؛ شمس، یحییزادهفر و عباسزاده، 2017)، ارزش بازار داراییهای نقدی نگهداریشده بهوسیلۀ شرکتها (درابتز و همکاران، 2010؛ قربانی و عدیلی، 2012)، پراکندگی عایدی اوراق قرضۀ شرکتها (لو[20]، چن[21] و لیائو[22]، 2010) و تصمیمهای تأمین مالی شرکتها (آگروال و اوهارا، 2007؛ بهارات[23] و پاسکواریلو[24] و وُو[25]، 2009؛ تانگ[26]، 2009).
بهطور خلاصه میتوان گفت با وجود زیادبودن حجم ادبیات موجود در زمینۀ عدمتقارن اطلاعاتی و تأثیر آن بر ارزش شرکت، از برخی موضوعات در این حوزه غفلت شده است و پژوهشهای داخلی مانند صدیقی، عالیفامیان و شاهوردیزاده (2018) بهصورت نادقیق و بدون در نظر گرفتن مسائل مهمی مانند تورش درونزایی[27]، به این بحث وارد شدهاند. با توجه به خلأهای موجود، در این پژوهش، رفتار تعاملی عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی در تبیین ارزش شرکت، با در نظر گرفتن احتمال وجود رابطۀ علی معکوس از ارزش شرکت به نسبت اهرمی و درنتیجه، ایجاد تورش درونزایی بررسی شده است. در ادامه، مبانی نظری و مروری بر پیشینۀ پژوهش (شامل پژوهشهای خارجی و داخلی)، فرضیهها و روش پژوهش (شامل جامعۀ بررسیشده، الگوها و متغیرهای پژوهش)، یافتهها، نتایج، پیشنهادها و محدودیتهای پژوهش ارائه شده است.
مبانی نظری.
در ادبیات مالی، تحلیلهای متضادی دربارۀ تأثیر نسبت اهرمی[28] بر ارزش شرکت ارائه شده است. برای مثال، میرز (1984) عقیده دارد سطوح بالای نسبت اهرمی، احتمال بروز مشکل کمسرمایهگذاری[29] را افزایش میدهد. او بیان میکند که وقتی نسبت اهرمی بالاست، شرکت باید برای بازپرداخت اصل و فرع بدهیها، به اندازۀ کافی منابع نقدی ذخیره کند. این موضوع شرکت را در پذیرش برخی پروژهها با خالص ارزش فعلی مثبت، ناکام میگذارد و درنهایت، موجب کاهش ارزش شرکت میشود. در مقابل، جنسن[30] (1986) بیان میکند که نسبت اهرمی بالا، مانع بیشسرمایهگذاری[31] بهوسیلۀ مدیران (که بیشتر آنها خوشبیناند) میشود و این موضوع ارزش شرکت را افزایش میدهد؛ بنابراین، تعیین جهت تأثیر نسبت اهرمی بر ارزش شرکت با ابهام همراه است. به همین دلیل، فرضیۀ نخست بهصورت بدون جهت ارائه شده است:
فرضیۀ اول: نسبت اهرمی تأثیر معناداری بر ارزش شرکت دارد.
وقتی مدیران بیش از سرمایهگذاران دربارۀ ارزش شرکت آگاه باشند، انتشار سهام جدید، کمتر از واقع قیمتگذاری میشود و این موضوع سبب سرمایهگذاریهای غیربهینه میشود (راین[32]، واسکانسلوس[33] و کیش[34]، 1997). عدمتقارن اطلاعاتی و رابطۀ آن با تصمیمهای تأمین مالی و ارزشگذاری شرکت، توجه زیادی را در ادبیات مالی به خود جلب کرده است (برای مثال، دایرکنز[35]، 1991؛ بوتوسان[36] 1997؛ میرز، 1984؛ میرز و ماجلف، 1984، بهارات و همکاران، 2009، گائو[37] و ژو[38]، 2015؛ پتاچی[39]، 2015؛ فوزو و همکاران ، 2016). طبق نظریۀ سلسلهمراتبی، هزینههای گزینش نامناسب ناشی از عدمتقارن اطلاعاتی سبب میشود تأمین مالی ازطریق بدهیها بر تأمین مالی ازطریق انتشار سهام برتری داشته باشد (میرز، 1984؛ میرز و ماجلف، 1984). از این بحث حمایتهای تجربی و نظری زیادی شده است. برای مثال، رابطۀ معناداری بین عدمتقارن اطلاعاتی و هزینۀ حقوق صاحبان سهام (دایرکنز، 1991؛ بوتوسان، 1997؛ هی[40]، لیپون[41] و لئونگ[42]، 2013)، سطوح بالای نسبت اهرمی (بهارات و همکاران، 2009؛ گائو و ژو، 2015) و سطوح پایینتر وجوه نقد (درابتز و همکاران، 2010) کشف شده است. میرز (1984) و میرز و ماجلف (1984) عقیده دارند عدمتقارن اطلاعاتی بین مدیران و سهامداران بر بسیاری از تصمیمهای شرکت تأثیرگذار است. برای مثال، زمانی که اطلاعات مدیران دربارۀ عملکرد آتی شرکت بیش از اطلاعات عمومی دردسترس است، پیشبینی آنان از آیندۀ شرکت ممکن است دقیقتر از دیگران باشد. در این شرایط اگر شرکت اقدام به انتشار سهام کند، به احتمال زیاد این سهام در بازار کمتر از واقع قیمتگذاری میشود و ثروت را از سهامداران موجود شرکت به سهامداران جدید منتقل میکند (راین و همکاران، 1997). بهدنبال آن قیمتگذاری کمتر از واقع سهام سبب میشود شرکت بهدلیل کمبود منابع، نتواند برخی پروژهها با خالص ارزش فعلی[43] مثبت را بپذیرد و این موضوع از ارزش شرکت خواهد کاست (فوزو و همکاران، 2016). با توجه به این مطالب، فرضیۀ دوم به شرح زیر ارائه میشود:
فرضیۀ دوم: عدمتقارن اطلاعاتی تأثیر منفی و معناداری بر ارزش شرکت دارد.
نظریۀ سلسلهمراتبی، رفتار تأمین مالی شرکتها را براساس سطح عدم تقارن اطلاعاتی آنها تبیین میکند (میرز، 2001). طبق این نظریه، تأمین مالی ازطریق بدهیها در قیاس با انتشار اوراق مالکانه، هزینههای گزینش نامناسب ناشی از عدمتقارن اطلاعاتی را کاهش میدهد و در شرایط عدمتقارن اطلاعاتی، هزینۀ بدهی[44] کمتر از هزینۀ حقوق صاحبان سهام خواهد بود (میرز، 1984). این موضوع به آن معناست که به نسبت میزان عدمتقارن اطلاعاتی، تأمین مالی ازطریق بدهیها ممکن است موجب افزایش ارزش شرکت شود. از این بحث چنین استنباط میشود که در تأثیرگذاری بر ارزش شرکت، عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی به شکلی پویا[45] با هم در تعاملاند (فوزو و همکاران، 2016). هدف کلیدی این پژوهش، آزمودن فرضیه اصلی نظریۀ سلسلهمراتبی است که طبق آن تأمین مالی ازطریق بدهیها، به شرکت کمک میکند هزینههای گزینش نامناسب ناشی از عدمتقارن اطلاعاتی را به حداقل برساند. به عقیدۀ میرز (1984) و میرز و ماجلف (1984) اگر مدیران بیش از بازار دربارۀ ارزش شرکت آگاه باشند، برای کسری تأمین مالی باید از منابعی استفاده کنند که به اطلاعات منتشرشده حساسیت کمتری داشته باشد. از آنجا که سرمایه مالکانه بالاترین حساسیت را نشان میدهد، عدم تقارن اطلاعاتی تمایل شرکت را برای تأمین مالی پروژههایی با خالص ارزش فعلی مثبت ازطریق صدور اوراق سهام جدید، کم میکند. در این حالت، هزینههای گزینش نامناسب مرتبط با صدور اوراق مالکانۀ جدید ممکن است منافع حاصل از سرمایهگذاریهای جدید را از بین ببرد (فوزو و همکاران، 2016) و تأمین مالی ازطریق بدهیها، هزینههای گزینش نامناسب را به حداقل میرساند؛ زیرا اطلاعات مثبتی در زمینۀ کیفیت سود مخابره میکند (راس[46]، 1977؛ راین و همکاران، 1997) و بهمنزلۀ سازوکار ایجاد تعهد[47] (گراسمن[48] و هارت[49]، 1982) و ابزار انضباط مالی[50] (اُپلر[51] و تیتمن[52]، 1994) عمل میکند. اگر برتریدادن به تأمین مالی ازطریق بدهیها بر صدور اوراق مالکانه موجب افزایش ارزش شرکت شود، انتظار میرود نسبت اهرمی، تأثیر منفی عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت را تضعیف کند (فوزو و همکاران، 2016)؛ بنابراین، فرضیۀ سوم به شرح زیر ارائه میشود:
فرضیۀ سوم: نسبت اهرمی، تأثیر عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت را تضعیف میکند.
فوزو و همکاران (2016) بیان میکنند تأثیر عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت، در شرکتهایی با فرصتهای رشد بالا و پایین، متفاوت است؛ به بیان دیگر، به نسبت میزان فرصتهای رشد، هزینههای گزینش نامناسب ممکن است سطوح متفاوتی داشته باشد. میرز و ماجلف (1984) و کریشناسوامی[53] و سابرامانیام[54] (1999) عقیده دارند شرکتهای دارای فرصتهای رشد بالاتر، عدمتقارن اطلاعاتی بیشتری دارند و نسبت به شرکتهای دارای فرصتهای رشد پایینتر، هزینههای گزینش نامناسب بیشتری دارند که این موضوع درنهایت، از ارزش آنها خواهد کاست. در شرکتهای دارای فرصتهای رشد بالاتر، بهدلیل مسائلی مانند سرمایهگذاری کمتر از حد بهینه، هزینههای قراردادی ممکن است از شرکتهای دارای فرصتهای رشد پایینتر، بیشتر باشد و این موضوع بر ارزش شرکت، تأثیر منفی خواهد داشت (فوزو و همکاران، 2016). با توجه به مطالب ذکرشده، فرضیۀ پایانی به شکل زیر ارائه میشود:
فرضیۀ چهارم: در شرکتهای دارای فرصتهای رشد بالاتر، تأثیر منفی عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت، قویتر است.
بوتوسان (1997) دریافت در شرکتهای دارای سطح افشای بالاتر و عدمتقارن اطلاعاتی کمتر، هزینه سرمایۀ سهام از سایر شرکتها کمتر و ارزش شرکت بیشتر است. دایرکنز (1991) نشان داد شرکتها زمانی اقدام به انتشار سهام جدید میکنند که عدمتقارن اطلاعاتی آنها پایین باشد؛ زیرا این موضوع مانع ارزشگذاری کمتر از واقع سهام جدید در بازار میشود. کریشناسوامی، اسپاینت[55] و سابرامانیام (1999) دریافتند شرکتهای دارای اطلاعات مطلوب دربارۀ سودآوری و ارزش آتی خود، بدهیهای خصوصی (مانند وامهای بانکی) را بر بدهیهای عمومی (مانند انتشار اوراق قرضه) ترجیح میدهند؛ زیرا بدهیهای خصوصی، حساسیت کمتری به عدمتقارن اطلاعاتی نشان میدهند. بهارات و همکاران (2009) دریافتند در شرکتهای آمریکایی، عدمتقارن اطلاعاتی رابطۀ مثبتی با میزان تأمین مالی ازطریق بدهیها دارد. سام[56] (2007) و لری و رابرتز (2010) نشان دادند با افزایش عدمتقارن اطلاعاتی، هزینههای نمایندگی[57]، اختیارات مدیریتی[58] و رفتارهای انتقال ریسک[59] افزایش مییابد. درابتز و همکاران (2010) نشان دادند افزایش در عدمتقارن اطلاعاتی، از ارزش نهایی وجوه نقد و ارزش شرکت خواهد کاست. هی و همکاران (2013) دریافتند با افزایش عدمتقارن اطلاعاتی، پراکندگی در پیشبینیهای تحلیلگران و هزینه سرمایۀ آتی شرکت افزایش و ارزش شرکت، کاهش مییابد.
شن (2014) دریافت با افزایش عدمتقارن اطلاعاتی، شرکتها برای تأمین مالی پروژههای خود، استفاده از بدهیها را بر انتشار سهام ترجیح میدهند. گائو و ژو (2015) نشان دادند شرکتهایی که عدمتقارن اطلاعاتی بیشتری دارند، تمایل مییابند بدهیهای بیشتری در ساختار سرمایۀ خود به کار ببرند. فوزو و همکاران (2016) نشان دادند عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی، تأثیر منفی بر ارزش شرکت دارند و در شرکتهای دارای نسبت اهرمی بزرگتر، تأثیر معکوس عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت تضعیف میشود. ناگانو[60] (2017) دریافت در شرایط عدمتقارن اطلاعاتی شدید، شرکتها انتشار اوراق صکوک را بر بدهیهای رایج (مانند وام) ترجیح میدهند؛ زیرا اوراق صکوک در قیاس با بدهیهای رایج، حساسیت کمتری به اطلاعات منتشرشده نشان میدهد. مورگن[61]، آنوخین[62] و وینسنت[63] (2018) دریافتند وقتی عدم تقارن اطلاعاتی بین شرکای تجاری کم است، شرکتهای کوچک، شرکایی را انتخاب میکنند که از راهبرد ایجاد ارزش[64] پیروی میکنند؛ ولی هنگامی که عدمتقارن اطلاعاتی بالاست، شرکتهای کوچک تمایل به انتخاب آن گروه از شرکای تجاری دارند که بر تخصیص ارزش[65] بین شرکا تأکید میکنند.
هاشمی و اخلاقی (2010) نشان دادند افزایش در نسبت اهرمی موجب افزایش ارزش شرکت میشود. در مقابل، یافتههای رضایی و پیری (2011) بیانکنندۀ آن است که بین نسبت اهرمی و ارزش شرکت، رابطۀ معناداری وجود ندارد. کردستانی و فدائیکلورزی (2012) نشان دادند بین عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی و تغییرات آن رابطۀ معناداری وجود ندارد. در مقابل، کاشانیپور و مؤمنییانسری (2012) دریافتند بین عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی رابطۀ مثبت و معناداری وجود دارد. فروغی و آدینهجونقانی (2012) دریافتند افزایش در میزان افشای اجباری و اختیاری، بهدلیل کاهش عدمتقارن اطلاعاتی موجب افزایش ارزش شرکت میشود. قربانی و عدیلی (2012) دریافتند با افزایش عدمتقارن اطلاعاتی، میزان نگهداشت وجه نقد افزایش مییابد و این امر از ارزش شرکت میکاهد. ستایش، غفاری و رستمزاده (2013) نشان دادند عدمتقارن اطلاعاتی تأثیر مثبت و معناداری بر هزینه سرمایه و تأثیر منفی بر ارزش شرکت دارد. مقدم، حلاج و شریفی (2016) نشان دادند عدمتقارن اطلاعاتی، تأثیر مثبت کیفیت سود بر ارزش شرکت را تضعیف میکند. یافتههای خدارحمی، فروغنژاد، شریفی و طالبی (2016) نشان داد افزایش در عدمتقارن اطلاعاتی موجب افزایش ریسک سقوط آتی قیمت سهام میشود و از ارزش شرکت میکاهد. شمس و همکاران (2017) دریافتند اهرم مالی و عدمتقارن اطلاعاتی به ترتیب اثر معکوس و مستقیم بر ارزش شرکت دارند. صدیقی و همکاران (2018) نشان دادند اهرم مالی، رابطۀ منفی بین عدمتقارن اطلاعاتی و ارزش شرکت را تعدیل میکند. تقیزادهخانقاه و طالبنیاز (2018) نشان دادند در شرایط عدمتقارن اطلاعاتی، تأمین مالی ازطریق بدهیهای جاری، بهدلیل اعمال نقش انضباط مالی، از منافع سهامداران و ارزش شرکت حفاظت میکند.
روش پژوهش.
برای گردآوری دادهها از بانک اطلاعاتی رهآورد نوین و گزارشهای منتشرشده در سایت کُدال و نرمافزار تی اِس اِی کلاینت[66] (برای گردآوری دادههای روزانه با هدف محاسبۀ معیار عدمتقارن اطلاعاتی) و برای تجزیه و تحلیل دادهها از نرمافزارهای ایویوز[67] و استاتا[68] استفاده شده است. به عقیدۀ فوزو و همکاران (2016)، این احتمال وجود دارد که شرکتهای دارای ارزش بالا، به اندازۀ کافی وجوه نقد داخل واحد تجاری ایجاد کنند؛ بهطوری که نیاز چندانی به تأمین مالی ازطریق بدهیها نداشته باشند. این موضوع که سبب شکلگیری نسبت اهرمی کوچک در شرکتهای ذکرشده میشود، ممکن است رابطۀ علی معکوس از ارزش شرکت بهسمت نسبت اهرمی برقرار کند و تورش درونزایی ایجادشده، بر نتایج پژوهش تأثیر بگذارد؛ بنابراین، در برآورد الگوهای پژوهش، برای کنترل اثر علیت معکوس[69] از ارزش شرکت به نسبت اهرمی، با پیروی از فوزو و همکاران (2016) از رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای[70] استفاده شده و برای تحلیل حساسیت نتایج به روش برآورد الگوها، رویکرد تحلیل رگرسیون با دادههای ترکیبی[71] نیز به کار رفته است. جامعۀ آماری پژوهش، تمام شرکتهای پذیرفتهشده در بورس اوراق بهادار تهران در بازۀ زمانی 11سالۀ 1396-1386 است که پایان سال مالی آنها به پایان اسفندماه منتهی باشد، وقفۀ معاملاتی بیش از 4 ماه نداشته باشند، از شرکتهای فعال در صنایع بیمهای، بانکها، سرمایهگذاری مالی و هلدینگها نباشند و دادههای آنها برای محاسبۀ متغیرهای پژوهش، دردسترس باشد. با اِعمال شروط ذکرشده، تعداد 148 شرکت (معادل 1628 سال ـ شرکت) انتخاب و برای آزمون فرضیهها، از دادههای آنها استفاده شده است.
برای بررسی تأثیر نسبت اهرمی و عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت (یعنی به ترتیب، آزمون فرضیههای اول و دوم پژوهش)، با پیروی از مائوری[72] و پاجاستی[73] (2005) و فوزو و همکاران (2016) از الگوی زیر استفاده شده است:
|
(1) |
که در آن، QTOBINit ارزش شرکت معادل نسبت کیوتوبین (نسبت مجموع ارزش بازار سهام و ارزش دفتری کل بدهیها به ارزش دفتری داراییها)، LEVit نسبت اهرمی (نسبت کل بدهیها به کل داراییها) و BID-ASKit شاخص عدمتقارن اطلاعاتی است که با پیروی از ونکتاش[74] و چیانگ[75] (1986) بهصورت تعریف شده است. در این تعریف، ASKit بهترین (کمترین) قیمت پیشنهادی فروش و BIDit بهترین (بیشترین) قیمت پیشنهادی خرید سهام i در دورۀ t و Dit تعداد روزهایی از سال t است که در آنها قیمتهای پیشنهادی خرید و فروش موجود باشد. مطابق با فرضیۀ اول پژوهش، انتظار میرود
معنادار و مطابق با فرضیۀ دوم پژوهش انتظار میرود منفی ومعنادار باشد. افزون بر آن، نماد به متغیرهای کنترلی اندازۀ شرکت SIZEit (لگاریتم طبیعی کل داراییها)، نسبت داراییهای ثابت مشهود TANGit (نسبت داراییهای ثابت مشهود به کل داراییها) و رشد فروش GROWTHit (درصد تغییرات درآمد فروش) اشاره دارد که با پیروی از مائوری و پاجاستی (2005) و فوزو و همکاران (2016) و برای کنترل تأثیر آنها بر ارزش شرکت، در الگوی (1) لحاظ شده است. به عقیدۀ فوزو و همکاران (2016)، انتظار میرود شرکتهای بزرگتر، بالغتر باشند و از دیدگاه سرمایهگذاران، ارزش کمتری برای سرمایهگذاری داشته باشند؛ بنابراین، پیشبینی میشود بین اندازه و ارزش شرکت رابطۀ منفی وجود داشته باشد. مائوری و پاجاستی (2005) عقیده دارند شرکتهای دارای داراییهای ثابت مشهود بیشتر، در بیشتر موارد از داراییهای نامشهود ارزشافزای کمتری (مانند سرمایۀ انسانی) بهرهمندند و این موضوع وجود رابطۀ منفی بین نسبت داراییهای ثابت مشهود و ارزش شرکت را نشان میدهد. در مقابل، فوزو و همکاران (2016) معتقدند شرکتهای دارای داراییهای ثابت مشهود بیشتر، عدمتقارن اطلاعاتی کمتر و ارزش بیشتری دارند. این موضوع بیانکنندۀ وجود رابطۀ مثبت بین نسبت داراییهای ثابت مشهود و ارزش شرکت است؛ بنابراین، تعیین جهت تأثیر نسبت داراییهای ثابت مشهود بر ارزش شرکت با ابهام همراه است. به عقیدۀ مائوری و پاجاستی (2005)، شرکتهای دارای رشد فروش بیشتر، بهدلیل ارزشافزا بودن، گزینههای بهتری برای سرمایهگذاریاند؛ بنابراین، انتظار میرود بین متغیر کنترلی رشد فروش و ارزش شرکت، رابطۀ مثبت و معناداری وجود داشته باشد.
برای بررسی تأثیر انضباطی نسبت اهرمی بر رابطۀ بین عدمتقارن اطلاعاتی و ارزش شرکت (یعنی آزمون فرضیۀ سوم پژوهش)، الگوی (1) با افزودن متغیر تعاملی عدم تقارن اطلاعاتی در نسبت اهرمی، بهصورت زیر بازنویسی شده است:
|
(2) |
براساس فرضیۀ سوم، پیشبینی میشود در الگوی (2)، ضریب متغیر تعاملی مثبت و معنادار باشد؛ درپایان، برای مقایسۀ شدت تأثیر عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت در واحدهای تجاری با فرصتهای رشد بالا و پایین، از الگوی زیر استفاده شده است:
|
(3) |
که در آن High_MTBit متغیر دوارزشی و بیانکنندۀ شرکتهایی با فرصتهای رشد بالاست؛ به بیان دقیقتر، وقتی مقادیر متغیر فرصتهای رشد شرکت MTBit از مقدار میانۀ همین متغیر بیشتر باشد، متغیر High_MTBit مقدار 1 و در سایر موارد مقدار صفر دارد. براساس فرضیۀ چهارم، انتظار میرود ضریب متغیر تعاملی منفی و معنادار باشد.
یافتهها.
آمارههای توصیفی نشان میدهد میانگین و انحراف معیار ارزش شرکت به ترتیب 8410/1 و 1701/1 است. میانگین نسبت اهرمی (6027/0)، نشان میدهد حدود 60 درصد سرمایۀ شرکتهای بررسیشده از محل بدهیها تأمین شده است. میانگین (انحراف معیار) شاخص عدم تقارن اطلاعاتی 0835/0 (0832/0) و اندازۀ شرکتهای بررسیشده 3094/13 (7440/1) است. نتایج نشان میدهد در شرکتهای بررسیشده، داراییهای ثابت مشهود حدود 26 درصد از کل داراییها را تشکیل میدهد و فروش در بازۀ زمانی بررسیشده، حدود 23 درصد رشد داشته است. میانگین و انحراف معیار فرصتهای رشد شرکت به ترتیب 4659/3 و 0052/1 است. افزون بر آن، ضریب همبستگی پیرسون (اسپیرمن) نشان میدهد بین ارزش شرکت و متغیرهای نسبت اهرمی 1452/0- (1429/0-) و عدم تقارن اطلاعاتی 1513/0- (1832/0-) همبستگی منفی و معناداری وجود دارد. این نتایج، شواهد اولیه از ردنشدن فرضیههای اول و دوم پژوهش ارائه میکنند. افزون بر آن، جهت و علامت ضرایب همبستگی پیرسون (اسپیرمن) بین ارزش شرکت و متغیرهای کنترلی اندازۀ شرکت 1168/0- (0825/0)، نسبت داراییهای ثابت مشهود 0296/0 (0695/0) و رشد فروش 0984/0 (1635/0) با ادبیات نظری موجود سازگار است. اندازۀ کوچک ضرایب همبستگی بین متغیرهای مستقل نیز، شواهد اولیه از وجودنداشتن همخطی[76] بین آنها ارائه میکند.
همان گونه که پیش از این بیان شد، الگوها با دو رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای و دادههای ترکیبی برآورد شده است. در برآورد الگوهای (1)، (2) و (3)، معناداری آمارۀ دوربین ـ وو ـ هاسمن[77] (به ترتیب 60/4، 72/4 و 36/5) در سطح 5 درصد بیانکنندۀ آن است که در هر الگو، متغیر نسبت اهرمی با اجزای اخلال الگو، همبستگی معناداری دارد و متغیری درونزا محسوب میشود. این موضوع، استفاده از رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای در برآورد الگوها را توجیه میکند. معنادارنبودن آمارۀ سارگان ـ هنسن[78] (به ترتیب، 77/5، 74/6 و 36/5) بیانکنندۀ وجودنداشتن رابطۀ معنادار بین متغیرهای ابزاری و متغیر درونزای الگوهاست[79] و معناداری آمارۀ کرگ - دونالد[80] (به ترتیب 95/143، 01/135 و 51/171) در سطح 1 درصد، بدان معناست که بین متغیرهای ابزاری و متغیر درونزای الگو، همبستگی معناداری وجود دارد. نتایج دو آزمون اخیر بیانکنندۀ مناسببودن متغیرهای ابزاری بهکاررفته در برآورد الگوهای پژوهش است. در رویکرد دادههای ترکیبی، ابتدا با استفاده از آزمونهای چاو[81]، بروش - پاگان[82] و هاسمن[83]، الگوی مناسب برآورد هر الگو مشخص شده است. معناداری آمارههای چاو (به ترتیب 61/47، 59/47 و 94/20)، بروش - پاگان (75/6108، 55/6108 و 15/1235) و هاسمن (به ترتیب 39/14، 91/12 و 36/48) نشان میدهد در برآورد الگوهای (1)، (2) و (3)، الگوی اثرات ثابت[84] در قیاس با الگوهای تلفیقی[85] و اثرات تصادفی[86]، برتری دارد. در هر دو رویکرد، کوچکتربودن معیار عامل تورم واریانس[87] از عدد 5 نشان میدهد بین متغیرهای مستقل، همخطی وجود ندارد[88]. برای تخفیف اثر ناهمسانی واریانس[89] و خودهمبستگی سریالی[90] احتمالی در اجزای اخلال الگو، با پیروی از فوزو و همکاران (2016) از انحراف استاندارد مقاوم[91] برای محاسبۀ آمارههای تی - استیودنت و سطوح معناداری، استفاده شده است.
نتایج برآورد الگوی (1) با رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای نشان میدهد عرض از مبدأ (9777/1) و ضریب متغیرهای نسبت اهرمی (8031/0-)، عدمتقارن اطلاعاتی (2173/0-) و رشد فروش (2413/0) در سطح 1 درصد و ضریب متغیر نسبت داراییهای ثابت مشهود (2629/0) در سطح 10 درصد، معنادار است.
جدول (1) نتایج برآورد الگوی (1)
|
|
رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای |
|
رویکرد دادههای ترکیبی |
||||||
|
متغیرها |
ضریب |
تیاستیودنت |
معناداری |
VIF |
|
ضریب |
تیاستیودنت |
معناداری |
VIF |
|
عرض از مبدأ |
***9777/1 |
69/7 |
00/0 |
- |
|
***6168/2 |
26/10 |
00/0 |
- |
|
LEVit |
***8031/0- |
89/4- |
00/0 |
2653/1 |
|
2970/0- |
54/1- |
12/0 |
0880/1 |
|
BID-ASKit |
***2173/0- |
43/3- |
00/0 |
1010/1 |
|
***2621/0- |
28/5- |
00/0 |
0856/1 |
|
SIZEit |
0103/0 |
65/0 |
51/0 |
2853/1 |
|
*0277/0- |
68/1- |
09/0 |
0047/1 |
|
TANGit |
*2629/0 |
88/1 |
06/0 |
3796/1 |
|
*2557/0 |
91/1 |
06/0 |
0029/1 |
|
GROWTHit |
***2413/0 |
10/5 |
00/0 |
0651/1 |
|
***1390/0 |
78/3 |
00/0 |
0045/1 |
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
%39/55 |
|
|
|
|
%07/49 |
|
|
|
|
آماره فیشر |
***76/927 |
|
|
|
|
***73/37 |
|
|
|
|
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد |
|||||||||
نتایج رویکرد دادههای ترکیبی نشان میدهد عرض از مبدأ (6168/2) و ضریب متغیرهای عدمتقارن اطلاعاتی (2621/0-) و رشد فروش (1390/0) در سطح 1 درصد و ضریب متغیرهای اندازۀ شرکت (0277/0-) و نسبت داراییهای ثابت مشهود (2557/0) در سطح 10 درصد معنادار است. در هر دو رویکرد، علامت متغیرهای مستقل و کنترلی با ادبیات نظری موجود سازگار است. ضریب تعیین تعدیلشده در رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای و رویکرد دادههای ترکیبی نیز نشان میدهد متغیرهای مستقل به ترتیب حدود 55 و 49 درصد از تغییرات ارزش شرکت را تبیین میکنند. معناداری آمارۀ فیشر در هر دو رویکرد بیانکنندۀ معناداری کلی الگوی برآوردشده است. منفی و معناداربودن ضریب متغیر نسبت اهرمی در رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای (8031/0-) که بیانکنندۀ تأثیر منفی و معنادار نسبت اهرمی بر ارزش شرکت است، با پیشبینی مطرح در فرضیۀ اول پژوهش سازگاری دارد؛ با این حال، نتایج رویکرد دادههای ترکیبی، شواهد کافی دربارۀ تأثیر معنادار نسبت اهرمی بر ارزش شرکت ارائه نمیکند[92]. افزون بر آن، منفی و معناداربودن ضریب متغیر عدمتقارن اطلاعاتی در هر دو رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای (2173/0-) و دادههای ترکیبی (2621/0-)، تأثیر منفی و معنادار عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت را نشان میدهد. این موضوع بیانکنندۀ ردنشدن فرضیۀ دوم پژوهش است.
نتایج برآورد الگوی (2) با رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای نشان میدهد عرض از مبدأ (9250/1) و ضریب متغیرهای نسبت اهرمی (7498/0-)، عدمتقارن اطلاعاتی (2030/0-) و رشد فروش (2347/0) در سطح 1درصد، ضریب متغیر تعاملی LEVit*BID-ASKit (1414/0) در سطح 5 درصد و ضریب نسبت داراییهای ثابت مشهود (2721/0) در سطح 10 درصد معنادارند.
جدول (2) نتایج برآورد الگوی (2)
|
|
رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای |
|
رویکرد دادههای ترکیبی |
||||||
|
متغیرها |
ضریب |
تیاستیودنت |
معناداری |
VIF |
|
ضریب |
تیاستیودنت |
معناداری |
VIF |
|
عرض از مبدأ |
***9250/1 |
57/5 |
00/0 |
- |
|
***6991/2 |
35/8 |
00/0 |
- |
|
LEVit |
***7498/0- |
66/4- |
00/0 |
2673/1 |
|
4384/0- |
49/1- |
14/0 |
0911/1 |
|
BID-ASKit |
***2030/0- |
01/3- |
00/0 |
1185/1 |
|
**3605/0- |
97/1- |
05/0 |
1028/1 |
|
LEVit*BID-ASKit |
**1414/0 |
07/2 |
04/0 |
0500/1 |
|
**3901/0 |
24/2 |
03/0 |
0329/1 |
|
SIZEit |
0103/0 |
65/0 |
52/0 |
2872/1 |
|
*0281/0- |
69/1- |
09/0 |
0068/1 |
|
TANGit |
*2721/0 |
93/1 |
05/0 |
3802/1 |
|
*2582/0 |
95/1 |
05/0 |
0047/1 |
|
GROWTHit |
***2347/0 |
02/5 |
00/0 |
0675/1 |
|
***1382/0 |
75/3 |
00/0 |
0074/1 |
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
%58/52 |
|
|
|
|
%05/49 |
|
|
|
|
آمارۀ فیشر |
***93/838 |
|
|
|
|
***40/35 |
|
|
|
|
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد |
|||||||||
نتایج رویکرد دادههای ترکیبی نشان میدهد عرض از مبدأ (6991/2) و ضریب متغیر رشد فروش (1382/0) در سطح 1درصد، ضریب عدمتقارن اطلاعاتی (3605/0-) و متغیر تعاملی LEVit*BID-ASKit(3901/0) در سطح 5درصد و ضریب متغیرهای اندازۀ شرکت (0281/0-) و نسبت داراییهای ثابت مشهود (2582/0) در سطح 10درصد، معنادارند. ضریب تعیین تعدیلشده در رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای و رویکرد دادههای ترکیبی نیز نشان میدهد متغیرهای مستقل به ترتیب حدود 53 و 49 درصد از تغییرات ارزش شرکت را توضیح میدهند. بهعلاوه معناداری آمارۀ فیشر در هر دو رویکرد بیانکنندۀ معناداری کلی الگوست. مثبت و معناداربودن ضریب متغیر تعاملی LEVit*BID-ASKit در رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای (1414/0) و رویکرد دادههای ترکیبی (3901/0) بیانکنندۀ آن است که متغیر نسبت اهرمی، تأثیر منفی عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت را تضعیف میکند. این موضوع شواهد کافی از ردنشدن فرضیۀ سوم پژوهش را فراهم میکند.
نتایج برآورد الگوی (3) با رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای نشان میدهد عرض از مبدأ (9412/1) و ضریب متغیرهای نسبت اهرمی (1290/0-)، رشد فروش (1325/0)، متغیر مجازی High_MTBit (1117/0) و متغیر تعاملی High_MTBit*BID-ASKit (2860/0-) در سطح 1 درصد و ضریب متغیر نسبت داراییهای ثابت مشهود (1996/0) در سطح 5 درصد معنادارند. رویکرد دادههای ترکیبی نشان میدهد عرض از مبدأ (9294/1) و ضریب رشد فروش (0765/0)، متغیر دوارزشی High_MTBit (2533/1) و متغیر تعاملی High_MTBit*BID-ASKit (3300/0-) در سطح 1 درصد، ضریب نسبت داراییهای ثابت مشهود (1745/0) در سطح 5 درصد و ضریب نسبت اهرمی (3309/0-) در سطح 10 درصد معنادارند.
جدول (3) نتایج برآورد الگوی (3)
|
|
رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای |
|
رویکرد دادههای ترکیبی |
||||||
|
متغیرها |
ضریب |
تیاستیودنت |
معناداری |
VIF |
|
ضریب |
تیاستیودنت |
معناداری |
VIF |
|
عرض از مبدأ |
***9412/1 |
60/11 |
00/0 |
- |
|
***9294/1 |
53/12 |
00/0 |
- |
|
LEVit |
***1290/0- |
24/11- |
00/0 |
2965/1 |
|
*3309/0- |
77/1- |
08/0 |
1126/1 |
|
BID-ASKit |
0508/0- |
14/1- |
25/0 |
0023/2 |
|
0305/0 |
99/0 |
32/0 |
9868/1 |
|
SIZEit |
0061/0- |
60/0- |
55/0 |
2865/1 |
|
0121/0- |
21/1- |
23/0 |
0058/1 |
|
TANGit |
**1996/0 |
11/2 |
03/0 |
3812/1 |
|
**1745/0 |
25/2 |
02/0 |
0048/1 |
|
GROWTHit |
***1325/0 |
98/3 |
00/0 |
0715/1 |
|
***0765/0 |
16/3 |
00/0 |
0157/1 |
|
High_MTBit |
***1117/0 |
15/32 |
00/0 |
3396/1 |
|
***2533/1 |
44/14 |
00/0 |
0414/1 |
|
High_MTBit*BID-ASKit |
***2860/0- |
90/2- |
00/0 |
9007/1 |
|
***3300/0- |
01/4- |
00/0 |
8877/1 |
|
ضریب تعیین تعدیلشده |
%25/46 |
|
|
|
|
%87/55 |
|
|
|
|
آمارۀ فیشر |
***36/2315 |
|
|
|
|
***18/175 |
|
|
|
|
***، ** و * به ترتیب معناداری در سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد |
|||||||||
در رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای و دادههای ترکیبی، متغیرهای مستقل به ترتیب حدود 46 و 56 درصد از تغییرات ارزش شرکت را توضیح میدهند. افزون بر آن، معناداری آمارۀ فیشر در هر دو رویکرد نشاندهندۀ معناداری کلی الگوست. منفی و معناداربودن ضریب متغیر تعاملی High_MTBit*BID-ASKit در رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای (2860/0-) و رویکرد دادههای ترکیبی (3300/0-) نشان میدهد در شرکتهای دارای فرصتهای رشد بالاتر، تأثیر عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت شدیدتر است. این موضوع شواهد کافی از ردنشدن فرضیۀ چهارم پژوهش ارائه میکند.
نتایج و پیشنهادها.
در پژوهشهای پیشین رابطۀ عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی، هر یک بهتنهایی و جداگانه، با ارزش شرکت بررسی شده است؛ با این حال، در پژوهشهای داخلی به تعامل بین عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی در اثرگذاری بر ارزش شرکت توجه دقیقی نشده و در بررسی این موضوع، به مسئلۀ مهم تورش درونزایی حاصل از علیت معکوس از ارزش شرکت به نسبت اهرمی توجه نشده است. در شرایط عدمتقارن اطلاعاتی، تأمین مالی ازطریق بدهیها که موجب افزایش نسبت اهرمی میشود و مدیران را به تولید و حفظ وجوه نقد کافی برای بازپرداخت اصل و فرع بدهیها متعهد میکند، نوعی انضباط مالی بر رفتار مدیران حاکم و بدین طریق، تأثیر معکوس عدمتقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت را تضعیف میکند. ازسوی دیگر، در شرایط عدمتقارن اطلاعاتی، در شرکتهای دارای فرصتهای رشد بالا - که بهطور معمول درگیر مشکلات ناشی از سرمایهگذاری کمتر از حد بهینهاند - هزینههای قراردادی بیش از سایر شرکتهاست و این امر موجب کاهش بیش از پیش ارزش شرکت خواهد شد.
در این پژوهش، با در نظر گرفتن علیت معکوس از ارزش شرکت به نسبت اهرمی، تأثیر تعاملی نسبت اهرمی بر رابطۀ بین عدمتقارن اطلاعاتی و ارزش شرکت بررسی و شدت رابطۀ بین عدمتقارن اطلاعاتی و ارزش شرکت در شرکتهای دارای فرصتهای رشد بالا و پایین با هم مقایسه شده است. نتایج پژوهش با در نظر گرفتن تورش درونزایی، بیانکنندۀ آن است که عدمتقارن اطلاعاتی و نسبت اهرمی، تأثیر منفی و معناداری بر ارزش شرکت دارند. این نتایج با یافتههای مائوری و پاجاستی (2005)، هی و همکاران (2013) و فوزو و همکاران (2016) سازگار است؛ با این حال، بدون لحاظکردن درونزایی، یافتهها نشان میدهد نسبت اهرمی بر ارزش شرکت تأثیر ندارد. این نتایج با یافتههای هاشمی و اخلاقی (2010) و صدیقی و همکاران (2018) سازگار نیست. بهعلاوه نتایج نشان میدهد نسبت اهرمی، رابطۀ منفی بین عدمتقارن اطلاعاتی و ارزش شرکت را تعدیل میکند. این موضوع به آن معناست که در شرایط عدمتقارن اطلاعاتی، تأمین مالی ازطریق بدهیها موجب افزایش ارزش شرکت میشود. این نتایج که با یافتههای فوزو و همکاران (2016) و صدیقی و همکاران (2018) سازگار است، با مفاهیم مطرح در نظریۀ سلسلهمراتبی همخوانی دارد. افزون بر آن، نتایج نشان میدهد در شرکتهای دارای فرصتهای رشد بالاتر، تأثیر معکوس عدم تقارن اطلاعاتی بر ارزش شرکت شدیدتر است. این نتایج نیز با یافتههای فوزو و همکاران (2016) سازگار و با نتایج پژوهش صدیقی و همکاران (2018) ناسازگار است.
با توجه به یافتههای پژوهش، به شرکتهای درگیرِ عدمتقارن اطلاعاتی شدید، توصیه میشود برای حفظ ارزش شرکت و افزایش آن، در تأمین مالی برونسازمانی به میزان مناسب از بدهیها استفاده کنند و در این مسیر، هزینۀ استفادۀ بیرویه از بدهیها (مانند مخاطرۀ ورشکستگی) را نیز مدنظر قرار دهند.
در تمام مراحل پژوهش سعی شده است رویههایی انتخاب و اجرا شود تا نتایج پژوهش، قابلیت تعمیم مناسبی داشته باشد. برای نمونه، در مرحلۀ نخست، بهدلیل درونزایی حاصل از علیت معکوس از ارزش شرکت به نسبت اهرمی، از رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای در برآورد الگوها استفاده شده و در مرحلۀ دوم، برای تحلیل حساسیت نتایج پژوهش به روش استفادهشده در برآورد الگوها، براساس نتایج آزمونهای انتخاب الگوی مناسب برآورد، الگوها با رویکرد اثرات ثابت برآورد شدهاند؛ با این حال، ممکن است نتایج پژوهش به دلایلی قابلیت تعمیم مناسب نداشته باشد. برای نمونه، برای سنجش عدمتقارن اطلاعاتی، تنها از یک معیار (اختلاف در قیمت پیشنهادی خرید و فروش سهام) استفاده شده است. این امکان وجود دارد که استفاده از سایر معیارها (مانند اندازۀ شرکت، حجم مبادلات سهام و غیره)، سبب رسیدن به نتایج متفاوتی شود. بهعلاوه برای سنجش ارزش شرکتها تنها از نسبت کیوتوبین (که در انعکاس ارزش، محدودیتهایی دارد) استفاده شده و ممکن است بهکارگیری سایر معیارها (مانند مقادیر خام یا لگاریتمی ارزش روز سهام)، نتایج متفاوتی در بر داشته باشد. پژوهشگران بعدی در این حوزه میتوانند به نکات اخیر توجه کنند.
[1]. Adverse selection costs
[2]. Myers
[3]. Agarwal
[4]. O'Hara
[5]. Drobetz
[6]. Grüninger
[7]. Hirschvogl
[8]. Leary
[9]. Roberts
[10]. Danso
[11]. Adomako
[12]. Shen
[13]. Majluf
[14]. Cost of equity
[15]. Suboptimal leverage
[16]. Interaction
[17]. Fosu
[18]. Ahmad
[19]. Coffie
[20]. Lu
[21]. Chen
[22]. Liao
[23]. Bharath
[24]. Pasquariello
[25]. Wu
[26]. Tang
[27]. Endogeneity bias
[28]. Leverage ratio
[29]. Under-investment
[30]. Jensen
[31]. Over-investment
[32]. Ryen
[33]. Vasconcellos
[34]. Kish
[35]. Dierkens
[36]. Botosan
[37]. Gao
[38]. Zhu
[39]. Petacchi
[40]. He
[41]. Lepone
[42]. Leung
[43]. Net present value (NPV)
[44]. Cost of debt
[45]. Dynamic
[46]. Ross
[47]. Commitment mechanism
[48]. Grossman
[49]. Hart
[50]. Disciplinary device
[51]. Opler
[52]. Titman
[53]. Krishnaswami
[54]. Subramaniam
[55]. Spindt
[56]. Saam
[57]. Agency costs
[58]. Managerial discretionaries
[59]. Risk-shifting behaviors
[60]. Nagano
[61]. Morgan
[62]. Anokhin
[63]. Wincent
[64]. Value creation
[65]. Value appropriation
[66]. Tseclient
[67]. EViews
[68]. Stata
[69]. Reverse causality
[70]. Two-step generalized method of moments (2GMM)
[71]. Panel data
[72]. Maury
[73]. Pajuste
[74]. Venkatesh
[75]. Chiang
[76]. Multicollinearity
[77]. Durbin-Wu-Hausman
[78]. Sargan-Hansen
[79]. در برآورد الگوها با رویکرد گشتاورهای تعمیمیافتۀ دومرحلهای، با پیروی از فوزو و همکاران (2016) افزون بر متغیرهای مستقل هر الگو (بهجز نسبت اهرمی)، از وقفۀ مرتبۀ اول نسبت اهرمی، میزان مؤثر مالیات (نسبت مالیات بر سود قبل از کسر مالیات) و سپر مالیاتی غیربدهی (نسبت مجموع هزینۀ استهلاک، هزینۀ مطالبات مشکوکالوصول و هزینههای پژوهش و توسعه بر کل داراییها) بهمنزلۀ متغیرهای ابزاری استفاده شده است. دلایل نظری دربارۀ مناسببودن متغیرهای ذکرشده در پژوهش فوزو و همکاران (2016) ارائه شده است.
[80]. Cragg-Donald
[81]. Chow test
[82]. Breusch-Pagan test
[83]. Hausman test
[84]. Fixed effects
[85]. Pooled
[86]. Random effects
[87]. Variance inflation factor (VIF)
[88]. ر. ک. کاتنر، ناچشیم و نتر (2004)
[89]. Heteroskedasticity
[90]. Serial correlation
[91]. Robust standard errors
[92]. این موضوع ممکن است ناشی از در نظر نگرفتن درونزایی نسبت اهرمی در رویکرد دادههای ترکیبی باشد.
)
